4.5. Проверка гипотезы Баласса–Самуэльсона

Как уже отмечалось, равное увеличение производительности в

обоих секторах не должно приводить к увеличению относительных

цен неторгуемых товаров по сравнению с ценами торгуемых това_

ров. Гипотеза Баласса–Самуэльсона говорит о том, что больший

рост производительности в одном секторе по сравнению с другим

должен приводить к этому. Для проверки такой гипотезы оценим

уравнение (4.5) на основе данных о совокупной факторной произ_

водительности в двух секторах, а также индекса отношения цен

торгуемых товаров к ценам неторгуемых товаров:

t

T N

T

N

t

( pN −pT ) ⋅[ a −a ]



. (4.5)

Все коэффициенты оказываются незначимыми, что может быть

следствием недостаточного количества данных (оценка проводи_

лась на годовых данных, поэтому полученные результаты являются

достаточно условными).

Учитывая сложности с получением такого рода данных, попыта_

емся все же проверить для российской экономики гипотезу Балас_

са–Самуэльсона о том, что колебания относительных цен торгуе_

мых и неторгуемых товаров обусловлены различиями в росте со_

вокупной факторной производительности двух секторов. Для этого

построим отдельно приращения левой и правой части приведенно_

го уравнения (4.5), см. рис. 4.1.

-0.25

-0.2

-0.15

-0.1

-0.05

0

0.05

0.1

0.15

0.2

1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002

T

N

P

d log P T N

T

N

d log A −d log A





Источник: Росстат; Бессонов (2002); расчеты автора.

Рис. 4.1. Приращения левой и правой части уравнения (4.6)

Периоды отрицательных и положительных значений обеих час_

тей уравнения совпадают. Это означает, что снижение совокупной

факторной производительности торгуемых товаров по сравнению

с неторгуемыми товарами сопровождалось снижением их относи_

тельных цен.

Корреляция двух частей равенства составляет 0,56, что свиде_

тельствует в пользу гипотезы Баласса–Самуэльсона. Ограничен_

ность выборки, небольшое количество точек и высокая погреш_

ность измерения исходных данных не позволяют построить более

точную эмпирическую модель зависимости относительных цен и

совокупной факторной производительности.

Как уже отмечалось, в координатах цен и доходов на душу насе_

ления Россия движется параллельно общемировой линии тренда,

предсказываемой моделью Баласса–Самуэльсона (см. уравнение

1.14). Принимая среднемировой коэффициент наклона, можно определить более точно свободный член зависимости для каждого из

периодов 1991–1994 гг. и 1999–2003 гг. (см. рис. 4.2).

Равновесные зависимости выглядят следующим образом:

- 0,6

E P *

27,8* P

L

Y (Россия 1991–1994 гг.)

- 5,0

EP*

27,8* P

L

Y (Россия 1999–2003 гг.)

- 3,9

EP*

27,8* P

L

Y (среднемировая)

На их основе можно рассчитать равновесные положения отно_

шения цен для каждого года и сравнить их с действительно наблю_

давшимися значениями (см. рис. 4.2). Видно, что значительные

отклонения от прогноза возникали только в период с 1996 по 1998 г.

Это связано скорее всего с политикой фиксированного валютного

курса, проводимой Центральным Банком. После валютного кризи_

са 1998 г. отношение цен приблизилось к своему новому равно_

весному значению.

0

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

PPP (прогноз) PPP (реализация) Теоретическая кривая

Источник: Всемирный банк; расчеты автора.

Полученную зависимость можно попытаться переформулиро_

вать в терминах темпов роста с тем, чтобы она стала пригодной

для прогнозирования:

g −n e * −e −* или g −n 2(−e −*) , (4.6)

где g – темпы роста реальных доходов населения; – темпы ин_

фляции; * – средние темпы инфляции за рубежом; n – темп при_

роста численности населения; e – темп обесценения номинального

курса рубля к корзине валют.

Уравнение (4.6) содержит две переменные: уровень инфляции и

темп роста номинального обменного курса; соответственно дан_

ное уравнение может быть использовано для оценки влияния мо_

нетарной политики на валютную и наоборот:

g −n 2e 2* или *

2

e −g n −. (4.7)

Приведем простейший пример применения соотношения (4.7)

для оценки последствий деятельности государственных регули_

рующих органов.

Согласно официальным прогнозам на 2004 г. (по состоянию на

июнь 2004 г.) реальный рост валового внутреннего продукта в этом

году должен был составить около 6,6%, темп инфляции не должен

был превысить 11 процентных пунктов, а инфляция за рубежом

должна была составить около 2%. Согласно уравнению (4.7) это

означает, что укрепление номинального обменного курса рубля

относительно корзины валют не превысит 1%, а реальный обмен_

ный курс укрепится примерно на 7–8 процентных пунктов. Это до_

вольно хорошо согласуется с прогнозом Минэкономразвития Рос_

сии на 2004 г. При подстановке предварительных данных за 2004 г.

о росте ВВП на 6,9%, инфляции в 11,7% и сокращении численно_

сти населения на 0,6% получится номинальное укрепление рубля

относительно корзины валют на 0,1%, что в целом соответствует

фактическому укреплению рубля по отношению к корзине валют

стран – торговых партнеров.

Полученные результаты достаточно хорошо соответствуют и

результатам среднесрочного прогноза.

0

5

10

15

20

25

30

35

0 0.5 1 1.5 2

Фр а нц ия С Ш А В е лик о б р ит а ния

Я по ния С т е пе нна я Л ине йна я

Источник: Всемирный банк; расчеты автора.

Рис. 4.3. Различия между линейным и степенным приближением

для развитых стран (по вертикальной оси – доход на душу населения,

тыс. долл., по горизонтальной оси – PPP относительно цен США),

по данным за 1975–2001 гг.

0

0.5

1

1.5

2

2.5

3

3.5

4

0 0 .2 0.4 0.6 0.8

Па кистан И нд ия Китай

Теор етичес кая Л инейна я

Источник: Всемирный банк; расчеты автора.

Рис. 4.4. Сходство линейного и степенного приближения

для развивающихся стран (по вертикальной оси – доход на душу

населения, тыс. долл., по горизонтальной оси – PPP относительно

цен США), по данным за 1975–2001 гг.

При использовании полученных результатов для целей анализа

и прогнозирования необходимо учитывать несколько обстоя_

тельств. Во_первых, они справедливы только в том случае, если

торговые барьеры не будут слишком трансформироваться, а также

если не произойдет существенного изменения уровня инфляции и

процентной ставки в развитых странах. На наблюдавшемся в

1998 г. параллельном сдвиге полученной зависимости не в по_

следнюю очередь сказалось довольно существенное повышение

средних ввозных пошлин на иностранные товары, которое и долж_

но привести согласно модели к сдвигу кривой влево.

Во_вторых, зависимость является линейной лишь в первом при_

ближении, и по мере роста реальных доходов населения ее наклон

может постепенно меняться. Хорошей иллюстрацией этого явля_

ются рис. 4.3 и 4.4, на которых изображено движение в координа_

тах цен и реальных доходов соответственно развитых стран и раз_

вивающихся в период с 1975 г. по 2001 г. Видно, что вблизи начала

координат линейное приближение работает хорошо, в то время как

по мере увеличения доходов и роста цен наклон степенной кривой

довольно сильно отличается от наклона линейной аппроксимации.

Результатом проведенного в настоящем подразделе анализа

можно считать вывод о наличии и для России зависимости между

реальными доходами и относительным уровнем цен. Есть основа_

ния утверждать, что присутствующие отклонения от абсолютного

паритета покупательной способности объясняются разницей в

темпах изменения совокупной факторной производительности в

секторах торгуемых и неторгуемых товаров. Иначе говоря, причи_

ной зависимости уровня цен от доходов в России с большой долей

вероятности является эффект Баласса–Самуэльсона. В средне_

срочной перспективе на реальный обменный курс воздействуют

такие факторы, как торговые барьеры, препятствующие быстрому

выравниванию цен, условия торговли, а также цены на нефть, ко_

торые стимулируют внутренний спрос на неторгуемые товары.

Как уже отмечалось, равное увеличение производительности в

обоих секторах не должно приводить к увеличению относительных

цен неторгуемых товаров по сравнению с ценами торгуемых това_

ров. Гипотеза Баласса–Самуэльсона говорит о том, что больший

рост производительности в одном секторе по сравнению с другим

должен приводить к этому. Для проверки такой гипотезы оценим

уравнение (4.5) на основе данных о совокупной факторной произ_

водительности в двух секторах, а также индекса отношения цен

торгуемых товаров к ценам неторгуемых товаров:

t

T N

T

N

t

( pN −pT ) ⋅[ a −a ]



. (4.5)

Все коэффициенты оказываются незначимыми, что может быть

следствием недостаточного количества данных (оценка проводи_

лась на годовых данных, поэтому полученные результаты являются

достаточно условными).

Учитывая сложности с получением такого рода данных, попыта_

емся все же проверить для российской экономики гипотезу Балас_

са–Самуэльсона о том, что колебания относительных цен торгуе_

мых и неторгуемых товаров обусловлены различиями в росте со_

вокупной факторной производительности двух секторов. Для этого

построим отдельно приращения левой и правой части приведенно_

го уравнения (4.5), см. рис. 4.1.

-0.25

-0.2

-0.15

-0.1

-0.05

0

0.05

0.1

0.15

0.2

1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002

T

N

P

d log P T N

T

N

d log A −d log A





Источник: Росстат; Бессонов (2002); расчеты автора.

Рис. 4.1. Приращения левой и правой части уравнения (4.6)

Периоды отрицательных и положительных значений обеих час_

тей уравнения совпадают. Это означает, что снижение совокупной

факторной производительности торгуемых товаров по сравнению

с неторгуемыми товарами сопровождалось снижением их относи_

тельных цен.

Корреляция двух частей равенства составляет 0,56, что свиде_

тельствует в пользу гипотезы Баласса–Самуэльсона. Ограничен_

ность выборки, небольшое количество точек и высокая погреш_

ность измерения исходных данных не позволяют построить более

точную эмпирическую модель зависимости относительных цен и

совокупной факторной производительности.

Как уже отмечалось, в координатах цен и доходов на душу насе_

ления Россия движется параллельно общемировой линии тренда,

предсказываемой моделью Баласса–Самуэльсона (см. уравнение

1.14). Принимая среднемировой коэффициент наклона, можно определить более точно свободный член зависимости для каждого из

периодов 1991–1994 гг. и 1999–2003 гг. (см. рис. 4.2).

Равновесные зависимости выглядят следующим образом:

- 0,6

E P *

27,8* P

L

Y (Россия 1991–1994 гг.)

- 5,0

EP*

27,8* P

L

Y (Россия 1999–2003 гг.)

- 3,9

EP*

27,8* P

L

Y (среднемировая)

На их основе можно рассчитать равновесные положения отно_

шения цен для каждого года и сравнить их с действительно наблю_

давшимися значениями (см. рис. 4.2). Видно, что значительные

отклонения от прогноза возникали только в период с 1996 по 1998 г.

Это связано скорее всего с политикой фиксированного валютного

курса, проводимой Центральным Банком. После валютного кризи_

са 1998 г. отношение цен приблизилось к своему новому равно_

весному значению.

0

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

PPP (прогноз) PPP (реализация) Теоретическая кривая

Источник: Всемирный банк; расчеты автора.

Полученную зависимость можно попытаться переформулиро_

вать в терминах темпов роста с тем, чтобы она стала пригодной

для прогнозирования:

g −n e * −e −* или g −n 2(−e −*) , (4.6)

где g – темпы роста реальных доходов населения; – темпы ин_

фляции; * – средние темпы инфляции за рубежом; n – темп при_

роста численности населения; e – темп обесценения номинального

курса рубля к корзине валют.

Уравнение (4.6) содержит две переменные: уровень инфляции и

темп роста номинального обменного курса; соответственно дан_

ное уравнение может быть использовано для оценки влияния мо_

нетарной политики на валютную и наоборот:

g −n 2e 2* или *

2

e −g n −. (4.7)

Приведем простейший пример применения соотношения (4.7)

для оценки последствий деятельности государственных регули_

рующих органов.

Согласно официальным прогнозам на 2004 г. (по состоянию на

июнь 2004 г.) реальный рост валового внутреннего продукта в этом

году должен был составить около 6,6%, темп инфляции не должен

был превысить 11 процентных пунктов, а инфляция за рубежом

должна была составить около 2%. Согласно уравнению (4.7) это

означает, что укрепление номинального обменного курса рубля

относительно корзины валют не превысит 1%, а реальный обмен_

ный курс укрепится примерно на 7–8 процентных пунктов. Это до_

вольно хорошо согласуется с прогнозом Минэкономразвития Рос_

сии на 2004 г. При подстановке предварительных данных за 2004 г.

о росте ВВП на 6,9%, инфляции в 11,7% и сокращении численно_

сти населения на 0,6% получится номинальное укрепление рубля

относительно корзины валют на 0,1%, что в целом соответствует

фактическому укреплению рубля по отношению к корзине валют

стран – торговых партнеров.

Полученные результаты достаточно хорошо соответствуют и

результатам среднесрочного прогноза.

0

5

10

15

20

25

30

35

0 0.5 1 1.5 2

Фр а нц ия С Ш А В е лик о б р ит а ния

Я по ния С т е пе нна я Л ине йна я

Источник: Всемирный банк; расчеты автора.

Рис. 4.3. Различия между линейным и степенным приближением

для развитых стран (по вертикальной оси – доход на душу населения,

тыс. долл., по горизонтальной оси – PPP относительно цен США),

по данным за 1975–2001 гг.

0

0.5

1

1.5

2

2.5

3

3.5

4

0 0 .2 0.4 0.6 0.8

Па кистан И нд ия Китай

Теор етичес кая Л инейна я

Источник: Всемирный банк; расчеты автора.

Рис. 4.4. Сходство линейного и степенного приближения

для развивающихся стран (по вертикальной оси – доход на душу

населения, тыс. долл., по горизонтальной оси – PPP относительно

цен США), по данным за 1975–2001 гг.

При использовании полученных результатов для целей анализа

и прогнозирования необходимо учитывать несколько обстоя_

тельств. Во_первых, они справедливы только в том случае, если

торговые барьеры не будут слишком трансформироваться, а также

если не произойдет существенного изменения уровня инфляции и

процентной ставки в развитых странах. На наблюдавшемся в

1998 г. параллельном сдвиге полученной зависимости не в по_

следнюю очередь сказалось довольно существенное повышение

средних ввозных пошлин на иностранные товары, которое и долж_

но привести согласно модели к сдвигу кривой влево.

Во_вторых, зависимость является линейной лишь в первом при_

ближении, и по мере роста реальных доходов населения ее наклон

может постепенно меняться. Хорошей иллюстрацией этого явля_

ются рис. 4.3 и 4.4, на которых изображено движение в координа_

тах цен и реальных доходов соответственно развитых стран и раз_

вивающихся в период с 1975 г. по 2001 г. Видно, что вблизи начала

координат линейное приближение работает хорошо, в то время как

по мере увеличения доходов и роста цен наклон степенной кривой

довольно сильно отличается от наклона линейной аппроксимации.

Результатом проведенного в настоящем подразделе анализа

можно считать вывод о наличии и для России зависимости между

реальными доходами и относительным уровнем цен. Есть основа_

ния утверждать, что присутствующие отклонения от абсолютного

паритета покупательной способности объясняются разницей в

темпах изменения совокупной факторной производительности в

секторах торгуемых и неторгуемых товаров. Иначе говоря, причи_

ной зависимости уровня цен от доходов в России с большой долей

вероятности является эффект Баласса–Самуэльсона. В средне_

срочной перспективе на реальный обменный курс воздействуют

такие факторы, как торговые барьеры, препятствующие быстрому

выравниванию цен, условия торговли, а также цены на нефть, ко_

торые стимулируют внутренний спрос на неторгуемые товары.