2.2. Оценка PPP на основе международных сопоставлений

К оглавлению 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16
17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33
34 35 36 37

В то время как измерение темпов инфляции уже давно стало

стандартной процедурой, которая лишь иногда претерпевала не_

большие изменения, направленные в основном на повышение точ_

ности (см., например, Boskin et al, 1996), обоснованное межстра_

новое сопоставление абсолютных величин экономических показа_

телей было впервые осуществлено сравнительно недавно. Первоначально задачей межстрановых сопоставлений было сравнение

ВВП на душу населения для большого количества стран: при невы_

полнении абсолютного паритета покупательной способности но_

минальный обменный курс не равен отношению цен в двух странах.

Следовательно, некорректно просто сопоставлять номинальные

величины подушевого ВВП, переведенные по курсу в одну валюту.

Задачу сопоставления реальных выпусков, таким образом,

практически невозможно решить без измерения отношения об_

щих уровней цен, т. е. вычисления абсолютного значения реаль_

ного обменного курса. Решить эту задачу оказывается возмож_

ным, если использовать валовой продукт одной из стран в каче_

стве корзины, а структуру цен всех остальных – как эталонную для

измерения их относительных уровней цен по сравнению с базо_

вой страной.

В работе (Gilbert, Kravis, 1954), используя подробные данные о

ценах отдельных товаров и общую систему весов, авторы измери_

ли абсолютные значения паритетов покупательной способности

для США, Великобритании, Франции, Германии и Италии. С тех

пор в этой области наблюдался значительный прогресс, совре_

менным этапом которого можно считать регулярные исследования

(см. Heston, Summers, 1994, 1997 и др.). Благодаря этим работам в

рамках программы международных сопоставлений (ICP) были со_

ставлены таблицы, известные как Penn World Tables (далее PWT), в

которых приведены паритеты покупательной способности для 179

стран мира за период с 1950 г. по 2000 г. Это самое обширное на

сегодняшний день исследование, результаты которого публикуют_

ся на регулярной основе8. Достоинством PWT является также уни_

версальная методика измерений (переведенная на языки всех

стран – участниц программы международных сопоставлений), по_

зволяющая собирать достаточно однородные данные для большо_

го количества стран.

Индекс Big Mac

Одним из подходов, отчасти использующих идею составления эталонной корзи_

ны по товарам, присутствующим в потреблении всех стран, является индекс Big

Mac, публикуемый журналом The Economist. Хотя он сравнивает не общие уровни

цен, а уровни цен конкретного товара в различных странах, его достаточно просто

рассчитывать, он измеряется на достаточно регулярной основе и позволяет отсле_

живать доли и цены его торгуемых и неторгуемых компонент (см., например,

Parsley, Wei, 2003).

В то же время индекс Big Mac обладает рядом существенных недостатков. Во_

первых, при расчете этого индекса используется всего один товар вместо корзины

товаров. Индекс не отражает структуру потребления населения страны. Кроме того,

этот товар не торгуется на мировом рынке, и поэтому полученный индекс некор_

ректно использовать даже для оценки отношения цен потребительских корзин, ко_

торые содержат как торгуемые, так и неторгуемые блага. Вторым существенным

недостатком индекса Big Mac является отсутствие близких товаров_заменителей и

возможное влияние монопольной власти компании_производителя и ее агентов на

цену товара. Оба фактора могут приводить к существенным перманентным смеще_

ниям величины индекса Big Mac. Поэтому данный индикатор можно использовать

лишь как качественный ориентир, но не как прямую количественную оценку PPP.

Соответственно курс по индексу Big Mac – это не обменный курс по PPP.

Индекс Big Mac, рассчитываемый журналом The Economist несколько раз в те_

чение года, по перечисленным причинам не вполне подходит для исследования

динамики паритетов покупательной способности и анализа отклонения от паритета.

Индекс Big Mac характеризуется большой жесткостью цен, устанавливаемых в ме_

стной валюте, поэтому абсолютное значение курса, рассчитанное таким образом,

долгое время остается неизменным, а динамика полностью определяется динами_

кой номинального обменного курса. Из приведенных в таблице данных на начало

2003 г. видно, что курс рубля по индексу Big Mac оценивается в 15 рублей за доллар

США, что вдвое превышает значения (8–9 рублей за доллар), полученные в рамках

программы международных сопоставлений (см. ниже).

Цена Big Mac

Страна В местной

валюте

В $ США

Номинальный

обменный

курс

1 $ США =

Пере&(+) /

недо&(–)

оценка по отно&

шению к $ США, %

Обменный

курс по

паритету

1 2 3 4 5 6

Австралия 3,2 2,4035 1,3314 –14,3758 1,14

Аргентина 3,85 1,3322 2,89 –49,827 1,45

Бразилия 4,5 1,5475 2,908 –41,5406 1,7

Великобритания 1,99 3,6494 1,8339* 37,539 0,75

Венгрия 492 2,3936 205,55 –9,5111 186

Гонконг 11,25 1,4437 7,7927 –45,5901 4,24

Евросоюз 2,75 3,4068 0,8072 27,6016 1,03

Индонезия 16,155 1,8936 8531,5 –28,5471 6,096

Канада 3,2 2,4082 1,3288 –8,9404 1,21

Китай 9,95 1,2007 8,2868 –54,7473 3,75

Малайзия 5,1 1,3437 3,7955 –49,4138 1,92

Мексика 22 1,9995 11,003 –24,566 8,3

1 2 3 4 5 6

Новая Зеландия 3,95 2,6038 1,517 –1,7798 1,49

Польша 6,3 1,6425 3,8356 –37,9497 2,38

Россия 40 1,4025 28,52 –47,0898 15,09

Сингапур 3,3 1,9542 1,6887 –26,5707 1,24

США 2,65 2,65 1 – –

Таиланд 55 1,3958 39,403 –47,339 20,75

Тайвань 70,55 2,1135 33,38 –20,2516 26,62

Швейцария 6,35 5,0509 1,2572 90,9004 2,4

Швеция 30 4,0166 7,469 51,5598 11,32

ЮАР 14,05 2,1014 6,6861 –20,7311 5,3

Южная Корея 3,211 2,7789 1155,5 4,8031 1,211

Япония 263 2,4628 106,79 –6,9201 99,4

Источник: Журнал The Economist, данные на начало 2003 г.

Таблицы, полученные в рамках программы международных сопос_

тавлений, не лишены недостатков. Во_первых, прямые измерения для

каждой страны проводятся раз в 3–5 лет, а остальные значения полу_

чаются путем интерполяции. За такой длительный период структура

цен в результате инфляционных процессов может претерпевать зна_

чительные изменения, и полученные данные можно рассматривать в

качестве временных рядов с большими оговорками.

Во_вторых, как уже было отмечено, в качестве корзины для каж_

дой из стран используется структура ее собственного ВВП, а в ка_

честве эталонных цен на отдельные товары используются цены в

США. В результате становится возможным точное сравнение ВВП

двух стран в ценах США, но сопоставление уровней цен между

этими странами возможно только путем пересчета с использова_

нием цен США. Это значительно уменьшает точность измерений,

поскольку для сопоставления уровней цен используются дополни_

тельные предположения. В частности, для корректности методики

необходимо, чтобы структура валового внутреннего продукта двух

стран не очень сильно различалась.

С целью измерения отношения цен в России к ценам за рубе_

жом российские статистические службы принимали участие в трех

последних программах международных сопоставлений (ICP): за

1993 г., 1996 г. и 1999 г. Кроме того, в рамках программы по мето_

дике Geary–Khamis9 была получена таблица, которая содержит подробную информацию об абсолютных уровнях цен потребления,

инвестиций, государственных расходов, а также совокупного ВВП

России за период с 1991 г. по 2003 г. Отношение потребительских

цен (стоимости сопоставимых потребительских корзин) в России к

ценам в США (далее – РРР), полученное в рамках программы меж_

дународных сопоставлений, и опубликованное Всемирным банком

(WDI), отображено на рис. 2.1.

0.1

0.2

0.3

0.4

0.5

0.6

1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003

Источник: Всемирный банк.

Рис. 2.1. Отношение уровней потребительских цен

(стоимости потребительских корзин, полученных в ходе

международных сопоставлений) в России и США

Видно, что уровень цен в течение рассматриваемого периода

реформ претерпевал значительные колебания, которые обуслов_

лены процессом трансформации плановой экономики в рыночную,

а также внешними и внутренними шоками. Показательным приме_

ром в этом отношении является валютный кризис 1998 г., прояв_

ление которого отчетливо видно на графике.

Отношение цен в России к ценам в других странах, как свиде_

тельствуют исследования (см. Heston, Nuxoll, Summers, 1994), ока_

ных товаров, решает систему уравнений, куда в качестве переменных входят стра_

новые паритеты и международные цены товаров.

зывается близким к отношению цен для стран с аналогичным уров_

нем развития (со значениями ВВП по паритету на душу населения,

см. рис. 2.2). ВВП по паритету на душу населения в России в 2001 г.

составил 6880 долларов США, курс по паритету покупательной

способности – около 9 рублей за доллар США. Таким образом, от_

ношение курса по паритету к номинальному обменному курсу со_

ставляет примерно 0,3 (см. табл. П4_2 в Приложении 4).

0,0 0,2 0,4 0,6 0,8 1,0 1,2 1,4

(тыс. дол. по паритету)

Относительный уровень цен

Доходы на душу населения

США

Иран

Россия

Великобритания

Германия

Япония

Бразилия

Китай Индия

Украина

Франция

Источник: Всемирный банк, 2001; расчеты автора.

Рис. 2.2. Положение России в 2001 г. в координатах: уровень цен,

реальные доходы на душу населения – по сравнению с другими странами

Из графика видно, что уровень цен в России невысок по обще_

мировым меркам. Видно также, что Россия отстает и по уровню

доходов на душу населения, что полностью соответствует выводам

модели Баласса–Самуэльсона о положительной связи уровня цен

с уровнем реальных доходов на душу населения. Из приведенного

графика также видно, что Россия по сопоставлению отношения цен

и ВВП по паритету на душу населения находится довольно близко к теоретическому значению соответствующей простой линейной

регрессии.

Интересно также проследить динамику движения российской

экономики в координатах {РРР, ВВП на душу населения} за по_

следнее десятилетие. График соответствующей траектории пред_

ставлен на рис. 2.3.

Y/L = 27,8*PPP - 3,9

(R2 = 0.6)

5,5

6,5

7,5

8,5

0,2 0,25 0,3 0,35 0,4 0,45 0,5 0,55

PPP (относительно цен США)

Доход на душу населения

(тыс.дол. по паритету)

1991

1992

1993

1995

1994

1997

1996

1998

1999

2000

2001

2002

2003

Источник: Всемирный банк, 2001; расчеты автора.

Рис. 2.3. Движение российской экономики в координатах

{цены, доход на душу населения}

С 1991 г. по 1994 г. Россия двигалась примерно параллельно

отмеченной линейной зависимости. Спад производства сопрово_

ждался снижением уровня жизни и удешевлением потребитель_

ской корзины. Несмотря на переход от жестких цен к рыночным

механизмам ценообразования, в этот период движение происхо_

дило именно в том направлении, которое предсказывает теория.

Начиная с 1995 г. с целью сдерживания инфляции Центральным

Банком России проводилась политика фиксированного обменного

курса. Одним из результатов данной политики можно считать за_

вышение реального обменного курса рубля и соответственно завышение цен, что привело к отдалению показателей России от об_

щей зависимости в период с 1995 г. по 1997 г. Финансовый кризис

1998 г. заставил Центробанк прекратить валютные интервенции и

девальвировать номинальный обменный курс, в результате чего

Россия опять приблизилась к среднемировой зависимости.

В последующие годы постдевальвационный эффект, как видно

из рисунка, был достаточно велик, что привело к тому, что соотно_

шение цен резко опустилось. Повышение конкурентоспособности

российских товаров и значительное удорожание импорта в 1999 г.

незамедлительно сказалось на внутреннем спросе, что в совокуп_

ности с тенденцией к восстановлению экономики привело к эко_

номическому росту.

В период с 1999 г. по 2003 г. опять наблюдалось движение

вдоль линейной зависимости. Это можно объяснить следующим

образом: наличие торговых барьеров приводит к выполнению тео_

рии относительного паритета покупательной способности. Это оз_

начает параллельный сдвиг теоретической кривой, которая, харак_

теризуя мировую зависимость, правильно задает лишь ее наклон.

Абсолютное значение может быть смещено; для его выбора целе_

сообразно использовать данные за некоторый базовый год, в ка_

честве которого был выбран 1999 г. – первый год после отмены

режима валютного коридора.

Таким образом, можно заключить, что данные, полученные в

рамках программы международных сопоставлений, в целом соот_

ветствуют представлениям о поведении относительного уровня

цен, которые вытекают из теоретической модели. Поэтому можно

ожидать, что теория сможет найти не только качественное, но и

количественное подтверждение. Однако этих данных недостаточно

для исследования краткосрочного поведения относительного

уровня цен на предмет соответствия модели – необходимы данные

более высокой частоты наблюдения. В следующем подразделе

приведен анализ возможности использования реального обменно_

го курса для исследования динамики отклонений от паритета поку_

пательной способности.