WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 3 | 4 || 6 | 7 |   ...   | 12 |

Рисунок 6 показывает условно движение российской экономики в координатах, цены, обменный курс, за период с 1992 по 2003 год. Видно, что движение происходит вдоль прямой линии, наклонённой под углом меньшим 45 градусов. Это также является следствием наличия инфляции за рубежом. Цены, хоть и с небольшим опозданием, Логарифм номинального обменного курса следуют за курсом, что в первом приближении подтверждает относительный вариант теории РРР (представленная зависимость может включать в себя и обратную зависимость обменного курса от цен, что требует дополнительной проверки). Для более точного подтверждения этой гипотезы необходимо применение тестов на стационарность и коинтеграцию (см. ниже).

Наличие индексов цен и индекса номинального обменного курса позволяют по формуле (1.4) построить месячный индекс реального обменного курса (RER) за период с января 1992 по август 2003 года (см. рисунок 4).

РИС. Индекс реального обменного курса в период с 1992 по 2003 годы.

1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 Источник: Росстат, Банк России, BLS, расчеты авторов.

Значительная часть внешней торговли, особенно экспорт энергоносителей и др.

товаров, осуществляется в долларах США, поэтому данная валюта часто выбирается в качестве базовой. В дополнение к доллару США во внешней торговле России используются также и другие валюты, в первую очередь, евро, в которой номинируется значительная часть импорта. Реальный эффективный обменный курс рубля (REER), рассчитываемый Международным Валютным Фондом на основе номинальных курсов валют наших основных торговых партнёров, скорректированных на темпы инфляции, с использованием в качестве весов совокупных объёмов внешней торговли с этими странами, исправляет большинство недостатков реального обменного курса (RER).

Доступный временной ряд покрывает интервал времени с января 1994 года по середину 2004 года. Рисунок 8 позволяет сравнить полученные индексы реального и реального эффективного обменных курсов.

РИС. Индексы реального (RER) и реального эффективного (REER) обменных курсов.

1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 Индексы реального (RER) и реального эффективного (REER) RER обменных курсов REER Источник: Росстат, Банк России, BLS, IMF, расчеты авторов.

Как видно из рисунка, имеют место существенные различия между индексами реального и реального эффективного обменного курса. Особенно велики отличия в периоды с 1996 по 1998 и с 2000 по 2003 годы, вызванные, по всей видимости, значительными отличиями в темпах обесценения (укрепления) европейских валют в эти периоды по отношению к доллару, а также переходными процессами, связанными с введением в 1999 году единой европейской валюты. Волатильность индекса REER меньше, что, возможно, является следствием его более высокой степени агрегирования.

Сравнение двух индексов позволяет утверждать, что влияние других экономик кроме США на отношение цен является довольно существенным, и, следовательно, при выборе между двумя индексами следует отдать предпочтение индексу реального эффективного обменного курса, даже несмотря на меньшее количество данных по этому временному ряду, поскольку колебания реального обменного курса в период с 1992 по 1994 годы не являются информативными. Это связано с процессом перехода России к свободно конвертируемой валюте и постепенному уменьшению государственного контроля над ценами внутри страны.

2.4. Сравнение различных вариантов соотношения цен Попробуем теперь сравнить различные варианты оценки соотношения цен (данные международных сопоставлений и варианты оценки реального обменного курса) для того, чтобы выяснить, какие из них применимы для более детального анализа PPP. Поскольку прямые данные о паритете покупательной способности имеются только в годовом исчислении, то для правильного сопоставления необходимо и индексы реального обменного курса усреднить по годам. Кроме того, не имея правильного масштаба и значений уровня индексов реального обменного курса, для сопоставления необходимо каким-то образом нормировать их. Учитывая тот факт, что в начале 1999 года было проведено прямое международное сопоставление, нормировку лучше всего проводить по данным за январь 1999 года, более ранние годы для этого не подходят, так как в это время происходили резкие изменения, либо применялся режим фиксированного обменного курса. Полученные индексы в годовом выражении изображены на рисунке 9.

РИС.Сравнение усреднённых годовых индексов реального обменного курса и индекса отношения уровней цен в России и США.

0.0.0.0.0.0.1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 PPP RER REER Источник: Росстат, ЦБ РФ, BLS, IMF, WDI, расчеты автора.

Видно, что амплитуда колебаний индекса РРР несколько превосходит амплитуду колебаний индексов реального обменного курса. Это может быть связано с несколькими причинами. Во-первых, – с большей погрешностью индекса РРР, являющейся следствием способа его построения. Как уже отмечалось, прямые измерения этого показателя производятся с интервалом в 3-5 лет, а остальные точки строятся путём интерполяции. Во-вторых, более низкая амплитуда индекса реального эффективного обменного курса может объясняться его более высокой степенью агрегирования. Дело в том, что индекс REER получен путём усреднения изменений курса рубля к другим валютам с использованием в качестве корзины российских экспорта и импорта, в то время как индексы РРР и RER измеряют отношение цен в России лишь к американским ценам. Различие между последними двумя индексами может быть следствием отличия корзин, с помощью которым они измеряются.

С учетом приведенных соображений и частоты доступных данных для проведения анализа временных рядов в месячном выражении ниже был использован индекс реального эффективного обменного курса, нормированный на значения PPP по данным международных сопоставлений за 1999 год.

Построенный таким способом временной ряд изображён на рисунке 10.

РИС. Реальный эффективный обменный курс, нормированный на абсолютное значение по данным международных сопоставлений.

0.0.0.0.0.0.0.0.0.0.0.1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 Источник: IMF, WDI, расчеты автора.

Среднее значение полученного показателя составляет примерно 0,3, что свидетельствует о невыполнении абсолютного паритета покупательной способности (соответствует значению 1). Отклонения этого показателя от среднего значения не очень велики, но довольно продолжительны, поэтому из графика ничего нельзя сказать о том, выполняется относительный паритет покупательной способности, или нет. Более строгая эмпирическая проверка данной гипотезы приведена ниже.

В заключение отметим, что если проверять выполнение РРР для одной небольшой открытой экономики, причём на сравнительно небольшом промежутке времени, то целесообразно использовать оба показателя – курс по паритету и индекс реального обменного курса. Первый будет характеризовать абсолютную величину отношения цен, а второй даст всю информацию о её динамике. Самый простой и естественный способ это сделать – построить индекс реального эффективного обменного курса, который затем нормировать на абсолютное значение, взятое из сборника WDI.

2.5. Совокупная факторная производительность и ее влияние на PPP Теперь рассмотрим описание процесса измерения других показателей, служащих объясняющими переменными в структурных моделях отклонений от паритета. Наиболее важными из них являются данные по совокупной факторной производительности и по индексам цен торгуемых и неторгуемых товаров.

Построение индекса совокупной факторной производительности само по себе является чрезвычайно непростой задачей. В российской литературе применяются два принципиально разных подхода к построению индекса СФП. Характерными примерами таких работ являются Бессонов (2002) и Bessonova, Kozlov, Yudaeva (2002).

В первой работе Бессонов (2002) на основе квартальных данных по выпуску и основным факторам производства – труду и капиталу, с использованием экспертных оценок различных плохо измеряемых величин, таких как загруженность мощностей и норма амортизации, строятся производственные функции по отраслям экономики.

Временной ряд СФП получен, как совокупный необъяснённый остаток модели.

Во второй работе Bessonova, Kozlov, Yudaeva (2002) применяется оценивание той же простейшей двухфакторной модели, но уже на основе панели данных по отдельным предприятиям. С одной стороны, достигается большая точность измерений за счёт значительного увеличения объёма выборки. С другой стороны, присутствует проблема плохой сопоставимости данных даже за соседние годы, в результате чего оценки чувствительны к методике сбора и обработки информации.

Оба варианта оценки СФП не обладают большой точностью и приводят к качественно различным результатам. В то время как ряд, полученный на основе макро данных, в целом повторяет динамику выпуска, индекс полученный на основе микро данных, характеризуется высокой волатильностью, что не свойственно классическим предположениям о динамике СФП. По этой причине, для целей моделирования отклонений от PPP были использованы ряды, полученные в работе Бессонов (2002) которые обладают лучшей межвременной сопоставимостью. К тому же, в работе проведён анализ влияния различных факторов на точность измерений, позволяющий оценивать погрешность расчета.

К сожалению, в российской литературе традиционно не проводится разбивка отраслей на производящие торгуемые и неторгуемые товары. В качестве показателя, отражающего динамику СФП торгуемых товаров, в данной работе будет использоваться индекс СФП в промышленности, для неторгуемых товаров – индекс СФП в секторе торговли и общественного питания (см. рисунок 11).

РИС. Индексы СФП в торгуемом и неторгуемом секторах, и средний по экономике.

1.1.1.1.1.0.0.0.0.0.1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 СФП в торгуемом секторе СФП в неторгуемом секторе СФП в экономике в целом Источник: Бессонов (2002).

Динамика полученных показателей соответствует общим представлениям об экономическом развитии России в переходный период, согласно которым совокупная факторная производительность стала расти в России не ранее 1998 года, чему способствовала существенная переоцененность обменного курса рубля. Она также в некоторой степени соответствует предположениям модели Баласса-Самуэльсона, согласно которым совокупная факторная производительность растёт быстрее в секторе торгуемых, чем в секторе неторгуемых товаров.

2.6. Цены торгуемых и неторгуемых товаров Другим показателем, необходимым для проверки как модели БалассаСамуэльсона, так и двухсекторной модели, являются индексы цен торгуемых и неторгуемых товаров. При построении индекса цен торгуемых товаров возникают сложности, связанные как с измерением самих цен, так и с выбором системы весов (более подробно о методике расчетов см. работу Dridi, Zieschang (2002)).

РИС. 12.

Индекс отношения цен неторгуемых товаров к ценам торгуемых товаров в России в 1995-2002 гг.

1,1,1,0,0,0,0,0,0,0,1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 Источник: Росстат, расчеты автора.

Для расчета соотношения цен торгуемых и неторгуемых товаров использовались данные Росстата о динамике цен экспорта и импорта и данные о доле услуг в структуре потребления. Сначала рассчитывался индекс цен на торгуемые товары, затем с использованием весов неторгуемых товаров, оцениваемых по доле услуг, и данных по суммарному индексу цен, рассчитывался индекс цен неторгуемых товаров, после чего рассчитывалось их отношение. Полученный индекс отношения цен представлен на рисунке 12.

Динамика полученного индекса, несмотря на его значительную погрешность, в общих чертах напоминает динамику реального обменного курса. Наблюдается ярко выраженное падение индекса отношения цен вследствие резкого удорожания импортных товаров после девальвации курса рубля во время финансового кризиса года, а также возвращение индекса к прежнему значению, происходившее в дальнейшем, что, в целом, соответствует теоретическим представлениям.

* * * В данном разделе были описаны источники и качество доступных российских данных, обсуждены способы построения на их основе различных показателей, необходимых для проверки соотношений, выведенных в предыдущем разделе. Было осуществлено построение следующих показателей:

• индексов реального обменного курса;

• индекса обменного курса рубля по паритету;

• индексов совокупной факторной производительности для торгуемого и неторгуемого секторов экономики;

• индексов цен торгуемых и неторгуемых товаров.

Полученные временные ряды, несмотря на невысокую точность некоторых из них, в целом соответствуют теоретическим представлениям об изменении PPP и отклонениях от него. Следующий раздел будет посвящён описанию методов эмпирической проверки реальных данных на соответствие теоретической модели.

Будет также дано подробное описание результатов, полученных при применении этих методов к данным по другим (в основном, развитым) странам.

3. Эмпирические подходы к проверке гипотез и к моделированию отклонений от PPP 3.1. Основные подходы к проверке теории РРР Отношение к теории паритета покупательной способности в течение прошлого века сильно менялось, – ее выполнение, как в краткосрочной, так и в долгосрочной перспективе, многократно ставилось под сомнение. За последние 50 лет было опубликовано огромное количество работ, посвящённых эмпирической проверке выполнения паритета покупательной способности. Были подробно исследованы данные о ценах и номинальном обменном курсе за различные интервалы времени по различным странам.

Pages:     | 1 |   ...   | 3 | 4 || 6 | 7 |   ...   | 12 |



© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.