WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 3 | 4 || 6 | 7 |   ...   | 13 |

Индексы номинального обменного курса и потребительских цен изображены на рис. 2.4. Из рисунка видно, что наблюдается сход ная динамика данных показателей, но при выбранной нормировке цены растут быстрее, чем обменный курс. Это объясняется в пер вую очередь наличием инфляции за рубежом, которая и приводит согласно формуле (1.5) к разнице в темпах роста. Разница между этими показателями, которую не может объяснить мировая ин фляция, и есть индекс реального обменного курса. Индекс цен за рубежом можно строить различными способами. Можно в качестве базового показателя использовать индекс цен в какой либо одной стране, являющейся главным торговым партнером, или усреднять темпы инфляции нескольких стран. Общепринятым подходом яв ляется использование в качестве эталонных потребительских цен в США. Наиболее точные данные об американских ценах публикует Американское бюро статистики труда (BLS), относительная по грешность этих данных также не превышает 1%.

2.y = 0.7638x - 0.R2 = 0.1.0.-0.0 0.5 1 1.5 2 2.5 3 3.Логарифм индекса потребительских цен Источник: Росстат; Банк России.

Рис. 2.5. Движение России в координатах {цены, обменный курс} с 1992 г. по 2003 г.

Рис. 2.5 показывает условно движение российской экономики в координатах {цены, обменный курс} за период с 1992 г. по 2003 г.

Видно, что движение происходит вдоль прямой линии, при этом цены, хоть и с небольшим опозданием, следуют за курсом, что в первом приближении подтверждает гипотезу о выполнении отно сительного PPP (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 номинального обменного курса позво ляет по формуле (1.4) построить месячный индекс реального об менного курса (RER) за период с 1992 г. по 2004 г. (см. рис. 2.6).

Логарифм номинального обменного курса 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 Источник: Росстат; Банк России; Американское бюро статистики труда; расчеты автора.

Рис. 2.6. Индекс реального обменного курса в период с 1992 г. по 2004 г.

Значительная часть внешней торговли, особенно экспорт энер гоносителей и др. товаров, осуществляется в долларах США, по этому данная валюта часто выбирается в качестве базовой. В до полнение к доллару США во внешней торговле России использу ются также и другие валюты, в первую очередь евро, в котором номинируется значительная часть импорта. Реальный эффектив ный обменный курс рубля (REER), рассчитываемый МВФ на основе номинальных курсов валют наших основных торговых партнеров, скорректированных на темпы инфляции с использованием в каче стве весов совокупных объемов внешней торговли с этими стра нами, исправляет большинство недостатков реального обменного курса (RER). Доступный временной ряд покрывает интервал вре мени с января 1994 г. до середины 2004 г. Рис. 2.7 позволяет срав нить полученные индексы реального и реального эффективного 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; Американское бюро статистики труда; Всемирный банк; расчеты автора.

Рис. 2.7. Индексы реального (RER) и реального эффективного (REER) обменных курсов Как видно из рисунка, имеют место существенные различия между индексами реального и реального эффективного обменного курса. Особенно велики они в периоды с 1996 г. по 1998 г. и с 2000 г.

по 2003 г., что обусловлено, по всей видимости, значительными отличиями в темпах обесценения (укрепления) европейских валют в эти периоды по отношению к доллару, а также переходными про цессами, связанными с введением в 1999 г. единой европейской валюты. Волатильность индекса REER меньше, что, возможно, яв ляется следствием его более высокой степени агрегирования.

Сравнение двух индексов позволяет утверждать, что влияние дру гих экономик, а не только экономики США, на отношение цен явля ется довольно существенным. Следовательно, при выборе между двумя индексами следует отдать предпочтение индексу реального эффективного обменного курса, даже несмотря на меньшее коли чество данных по этому временному ряду, поскольку колебания реального обменного курса в период с 1992 г. по 1994 г. не явля ются информативными. Это связано с процессом перехода России к свободно конвертируемой валюте и с постепенным уменьшением государственного контроля над ценами внутри страны.

2.4. Сравнение различных вариантов соотношения цен Попробуем теперь сравнить различные варианты оценки соот ношения 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, для правильного сопоставления не обходимо и индексы реального обменного курса усреднить по го дам. Учитывая тот факт, что в начале 1999 г. было проведено прямое международное сопоставление, нормировку лучше всего проводить по данным за январь 1999 г., более ранние годы для этого не подхо дят, так как в это время происходили резкие изменения либо при менялся режим фиксированного обменного курса. Полученные ин дексы в годовом выражении изображены на рис. 2.8.

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; Американское бюро статистики труда; МВФ; Всемирный банк; расчеты автора.

Рис. 2.8. Сравнение усредненных годовых индексов реального обменного курса и отношения уровней цен в России и США Видно, что амплитуда колебаний РРР несколько превосходит ам плитуду колебаний индексов реального обменного курса. Это может быть связано с несколькими причинами. Во первых, с большей по грешностью РРР, являющейся следствием способа его построения.

Как уже отмечалось, прямые измерения этого показателя произво дятся с интервалом в 3–5 лет, а остальные точки строятся путем ин терполяции. Во вторых, меньшая амплитуда колебаний индекса ре ального эффективного обменного курса может объясняться его бо лее высокой степенью агрегирования. Дело в том, что индекс REER получен путем усреднения изменений курса рубля к другим валютам с использованием в качестве корзины российского экспорта и им порта, 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 помо щью которых они измеряются.

С учетом приведенных соображений и частоты доступных дан ных для проведения анализа временных рядов в месячном выра жении ниже был использован индекс реального эффективного об менного курса, нормированный на значения PPP по данным меж дународных сопоставлений за 1999 г.

Построенный таким способом временной ряд изображен на рис. 2.9.

0.0.0.0.0.0.0.0.0.0.0.1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 Источник: МВФ; Всемирный банк; расчеты автора.

Рис. 2.9. Реальный эффективный обменный курс, нормированный по данным международных сопоставлений Среднее значение полученного показателя составляет пример но 0,3, что свидетельствует о невыполнении абсолютного паритета покупательной способности. Отклонения от среднего значения PPP не очень велики, но довольно продолжительны, поэтому из графика ничего нельзя сказать о том, выполняется относительный паритет покупательной способности или нет. Более строгая эмпи рическая проверка данной гипотезы приведена ниже.

В заключение отметим, что если проверять выполнение РРР для одной небольшой открытой экономики, причем на сравнительно небольшом промежутке времени, то целесообразно использовать оба показателя – курс по паритету и индекс реального обменного курса. Первый будет характеризовать отношение цен, а второй даст всю информацию об их динамике. Самый простой и естест венный способ это сделать – построить индекс реального эффек тивного обменного курса, затем нормировать его на абсолютное значение, взятое из сборника Всемирного банка.

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

Построение индекса совокупной факторной производительно сти само по себе является чрезвычайно непростой задачей. В рос сийской литературе применяются два принципиально разных под хода к построению индекса СФП. Характерными примерами таких работ являются (Бессонов, 2002) и (Bessonova, Kozlov, Yudaeva, 2002).

В 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 амортиза ции, строятся производственные функции по отраслям экономики.

Временной ряд СФП получен как совокупный необъясненный оста ток модели.

В работе (Bessonova, Kozlov, Yudaeva, 2002) применяется оце нивание той же простейшей двухфакторной модели, но уже на ос нове панели данных по отдельным предприятиям. С одной сторо ны, достигается большая точность измерений за счет значительно го увеличения выборки. С другой стороны, присутствует проблема плохой сопоставимости данных даже за соседние годы, в резуль тате чего оценки чувствительны к методике сбора и обработки ин формации.

Оба варианта оценки СФП не обладают большой точностью и приводят к качественно различным результатам. В то время как индекс, полученный на основе макроданных, в целом повторяет динамику выпуска, индекс, полученный на основе микроданных, 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 про веден анализ влияния различных факторов на точность измерений, позволяющий оценивать погрешность расчета.

К сожалению, в российской литературе традиционно не прово дится разбивка отраслей на производящие торгуемые и неторгуе мые 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. рис. 2.10).

Динамика полученных показателей соответствует общим пред ставлениям об экономическом развитии России в переходный пе риод, согласно которым совокупная факторная производитель ность стала расти в России не ранее 1998 г., чему способствовала существенная переоцененность обменного курса рубля. Она также в некоторой степени соответствует предположениям модели Ба ласса–Самуэльсона, согласно которым совокупная факторная производительность растет быстрее в секторе торгуемых, чем в секторе неторгуемых товаров.

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).

Рис. 2.10. Индексы СФП в торгуемом и неторгуемом секторах и средний по экономике 2.6. Цены торгуемых и неторгуемых товаров Другим показателем, необходимым для проверки как модели Баласса–Самуэльсона, так и двухсекторной модели, являются ин дексы цен торгуемых и неторгуемых товаров. При построении ин декса цен торгуемых товаров возникают сложности, связанные как с измерением самих цен, так и с выбором системы весов12.

Для расчета соотношения цен торгуемых и неторгуемых това ров использовались данные Росстата о динамике цен на экспорти руемую и импортируемую продукцию и данные о доле услуг в структуре потребления. Сначала рассчитывался индекс цен на тор гуемые товары, затем с использованием весов неторгуемых това ров, оцениваемых по доле услуг в общем объеме добавленной стоимости, и данных по суммарному индексу цен рассчитывался индекс цен неторгуемых товаров, после чего рассчитывалось их Более подробно о методике расчетов см. работу (Dridi, Zieschang, 2002).

отношение. Полученный индекс отношения цен представлен на рис. 2.11.

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

Рис. 2.11. Индекс отношения цен неторгуемых товаров к ценам торгуемых товаров в России в 1995–2002 гг.

Динамика полученного индекса, несмотря на его значительную погрешность, в общих чертах напоминает динамику реального об менного курса. Наблюдается ярко выраженное падение индекса отношения цен вследствие резкого удорожания импортных това ров после девальвации курса рубля во время финансового кризиса 1998 г., а также возвращение индекса к прежнему значению, про исходившее в дальнейшем, что в целом соответствует теоретиче ским представлениям.

3. Эмпирические подходы к проверке гипотез и к моделированию отклонений от PPP 3.1. Основные подходы к проверке теории РРР Выполнение основных положений теории паритета покупатель ной способности как в краткосрочной, так и в долгосрочной пер спективе в течение прошлого века многократно ставилось под со мнение. За последние 50 лет было опубликовано огромное коли чество работ, посвященных эмпирической проверке выполнения паритета покупательной способности. Были подробно исследова ны данные о ценах и номинальном обменном курсе за различные интервалы времени по различным странам.

Pages:     | 1 |   ...   | 3 | 4 || 6 | 7 |   ...   | 13 |



© 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.