Глущенко К. П. - Интегрированность российского рынка

Анализируется пространственная структура интеграции рынка товаров в России и движение национального рынка в целом к интеграции. Под пространственной структурой понимается состояние каждого региона страны: является ли он интегрированным, и если нет, движется ли он в сторону интеграции. В качестве эмпирического материала использованы временные ряды стоимости набора из 25 основных продуктов питания по 75 регионам России за 1994-2000 гг. с месячной периодичностью. С помощью нелинейного коинтеграционного соотношения, включающего асимптотически затухающий тренд, который описывает движение к интеграции, обнаружено, что 36% регионов интегрированы с национальным рынком, 44% неинтегри-рованы, но движутся в сторону интеграции с национальным рынком, и 20% регионов неинтегрированы и не имеют такой тенденции.

При анализе динамики распределения цен установлено, что имеет место с-сходимость, а форма распределения становится со временем всё более регулярной. Для описания перемещений внутри распределения оценивается стохастическое ядро обобщение матрицы вероятностей переходов, предложенное Д. Ква. Оно также использовано для оценки долгосрочного предела распределения цен.

Это предел имеет одну моду, говоря о том, что в будущем не ожидается возникновение клубов сходимости по ценам.
Ключевые слова. Россия, интеграция рынков, закон единой цены, разброс цен, сходимость, российские регионы.
Благодарности. Автор признателен Майклу Бинстоку, Дэниелу Берковицу, Дэвиду ДеЙонгу и Александру Цыплакову за ценные замечания и рекомендации, а также участникам Семинара по международной экономике Питтсбургского университета и исследовательских семинаров EERC за полезные обсуждения.

ОСНОВНЫЕ ПРЕДПОСЫЛКИ И ВЫВОДЫ

Результаты предыдущих исследований говорят о том, что после периода растущего экономического разъединения региональных рынков, с 1994 г. интеграция российского рынка начала усиливаться. Тем не менее, он по-прежнему не очень близок к полной интегрированности. Цель настоящей работы состоит в определении пространственной структуры интеграции российского рынка товаров и изучении движения национального рынка в целом к интеграции. Под пространственной структурой понимается состояние каждого отдельного региона страны: является ли он интегрированным на промежутке 1994-2000 гг., и если нет, движется ли он в направлении интеграции.

Исходными данными для эмпирического анализа служат временные ряды стоимости минимального набора продуктов питания по 75 регионам России за 1994-2000 гг. с месячной периодичностью, при этом стоимость набора по России в целом представляет национальный рынок.
Предполагается, что конечным стационарным состоянием российского рынка товаров является полная интеграция, т.е. равенство цен во всех регионах. Можно полагать, что в настоящее время рынок находится в состоянии перехода к этому стационарному состоянию.

В противном случае, т.е. когда различие цены в регионе и по России в целом растёт или остаётся постоянным, регион классифицируется как неинтегрированный. Из 75 российских регионов 36% оказались интегрированными с национальном рынке на промежутке 1994-2000 гг., 44% неинтегри-
рованными, но движущимися к интеграции (со скоростью сходимости региональной цены к российской от 0.7 до 8.9% в месяц), и 20% регионов не имели такой тенденции.
При анализе интенсивности интеграционных связей между регионами (с помощью теста причинности по Грэнджеру) было установлено, что в среднем ценовые возмущения передаются в том или ином направлении между данным регионом и 62% других, что говорит о довольно высокой степени связанности регионов. Изолированных групп регионов (клубов сходимости по ценам) не оказалось.

Поскольку имеются как регионы, движущиеся к интеграции, так и неинтегрированные, о результирующей тенденции априорно сказать нельзя. Проясняет картину поведение разброса цен по всем регионам: он уменьшается во времени, свидетельствуя, что, несмотря на наличие регионов, не движущихся к интеграции, преобладающей является тенденция к усилению интегрированности национального рынка. Кроме того, полученная картина говорит о том, что неинтегрированность обязана главным образом постоянным различиям в ценах, а не расхождению цен. Для получения более подробной картины развития интеграции оценено пространственное распределение цен для ряда последовательных моментов времени.

Изменение формы распределения во времени состоит в том, что оно становится уже и правильнее, однако сохраняя длинный правый хвост, обязанный труднодоступным регионам. Форма распределения также говорит об отсутствии клубов сходимости по ценам.
После получения этой последовательности распределений рассматривается процесс перехода между ними, т.е. ценовая мобильность регионов. При этом изучается вклад относительной мобильности (изменения порядка регионов на шкале относительных цен) и абсолютной мобильности (перехода регионов между ценовыми группами) в изменение разброса цен. Обнаружено, что относительная мобильность почти не играет роли в его уменьшении основной вклад принадлежит абсолютной мобильности. Оценка функции перехода (характеризующей переход от данной цены в некоторый момент времени к определённой цене в следующий момент) подтверждает данный результат.

Эта функция использована также для получения долгосрочного предела распределения цен. Он показывает, что и в долгосрочной перспективе не ожидается возникновение клубов сходимости по ценам.
Полученные результаты говорят о слабой интегрированности рынка на промежутке 1994-2000 гг., поскольку только около трети
российских регионов можно считать интегрированными с национальным рынком. Однако они однозначно свидетельствуют, что российский рынок двигался в направлении интеграции примерно до конца 1999 г. Представляется, что к этому времени сближение цен в регионах России завершилось, достигнув некоторого естественного предела интеграции рынка.

Сравнительный анализ показал, что разброс цен по России в последние годы сопоставим с разбросом цен по США, экономика которых считается высоко интегрированной.

ВВЕДЕНИЕ

Резкий переход в начале 1990-х годов от централизованно управляемой экономики к экономике, основанной на рыночных принципах, наряду с происходившими в то время политическими изменениями, дали толчок значительной региональной фрагментации экономического пространства России (более подробно этот процесс рассмотрен в работах Berkowitz, DeJong, 2003 и Gluschenko, 2003). Поэтому одной из важных задач, стоящих перед страной, стало формирование или, если угодно, восстановление её единого экономического пространства.

Как представляется, решение этой задачи можно даже рассматривать как существенный показатель успешности российских рыночных реформ вообще.
Стержнем единого экономического пространства является интегрированность рынка товаров. Результаты исследований, описанные в работах Глущенко (2002а) и Gluschenko (2003), показали, что после периода растущего экономического разъединения региональных рынков, с 1994 г. интеграция российского рынка начала усиливаться. Тем не менее, он по-прежнему не очень близок к полной интегрированности.

В этих исследованиях выявлен ряд внутрирегиональных факторов, противодействующих интеграции (а Д. Берковиц и Д. ДеЙонг в работах Berkowitz, DeJong (2001, 2003) обнаружили макроэкономические и некоторые дополнительные внутрирегиональные антиинтеграционные факторы).
Эти работы показывают временную картину интеграции российского рынка, но не выявляют пространственную структуру интеграции, так как использование пространственного (cross-sectional) подхода даёт результаты, усреднённые по всем регионам страны. Определение пространственной структуры интеграции российского рынка товаров на основе анализа временных рядов и является главной целью настоящей работы.

Под пространственной структурой понимается состояние каждого отдельного региона страны: является ли он интегрированным, и если нет, движется ли он в направлении интеграции. Ещё одна цель изучение движения национального рынка в целом к интеграции в некоторых дополнительных (по отношению к предыдущим исследованиям) аспектах.

Для этого анализируется динамика всего пространственного распределения цен. Исходными данными для эмпирического анализа служат временные ряды стоимости минимального набора продук-
тов питания по 75 регионам России за 1994-2000 гг. с месячной периодичностью, при этом стоимость набора по России в целом представляет национальный рынок.
Логика исследования такова. С помощью нелинейного коинтеграци-онного анализа российские регионы делятся на три группы: (а) регионы, интегрированные с национальным рынком, (б) неинтегрированные регионы, проявляющие тенденцию к усилению интегрированности с национальным рынком, (в) неинтегрированные регионы, не проявляющие такой тенденции. Поскольку такая картина оставляет открытым вопрос о наличии клубов сходимости по ценам, она дополнена анализом причинности по Грэнджеру по парам регионов, позволяющим охарактеризовать интеграционные связи между регионами и отвечающим на вопрос, разделён ли национальный рынок на несколько изолированных субрынков.

Если наличествуют регионы, как имеющие тенденцию к усилению интегрированности , так и не имеющие её, результирующая тенденция априорно неясна. Ответ дает изучение поведение разброса цен по всем регионам (анализ о-сходимости). Кроме того, оно позволяет верифицировать указанное разделение регионов на группы и определить, вызвана ли неинтегрированность расхождением цен или же, главным образом, постоянным различием в ценах.

Для получения более подробной картины развития интеграции оценивается распределение цен для ряда последовательных моментов времени. Многомодо-вость распределения говорит о возможности наличия клубов сходимости по ценам. После получения этой последовательности распределений рассматривается процесс перехода между ними, т.е. ценовая мобильность регионов. При этом изучается вклад относительной мобильности (изменения порядка регионов на шкале относительных цен) и абсолютной мобильности (перехода регионов между ценовыми группами) в изменение ценового неравенства, а также оценивается стохастическое ядро обобщение матрицы вероятностей переходов.

И, наконец, это ядро используется для получения долгосрочного предела распределения цен с тем, чтобы выявить, следует ли ожидать возникновения клубов сходимости по ценам в долгосрочной перспективе.
Из 75 российских регионов 36% оказались интегрированными с национальном рынком на промежутке 1994-2000 гг., 44% неинтегрированными, но движущимися к интеграции (со скоростью сходимости региональной цены к российской от 0.7 до 8.9% в месяц), и 20% регионов не имели такой тенденции. Анализ причинности по Грэнджеру показал, что в среднем ценовые возмущения передаются в том или ином направлении между данным регионом и 62%
других, что говорит о довольно высокой степени связанности регионов; изолированные субрынки не обнаружены. Будучи представленными в региональном разрезе, результаты анализа временных рядов оказываются усреднёнными по времени.

Поэтому результаты предшествующих работ (Глущенко, 2002а; Gluschenko, 2003) и настоящей дополняют друг друга, давая в совокупности двумерную по времени и пространству картину региональной интеграции российского рынка.
Анализ динамики распределения цен показал наличие -сходимости. Это означает, что несмотря на наличие регионов, не движущихся к интеграции, преобладающей является тенденция к усилению интегрированности национального рынка.

Изменение формы пространственного распределения во времени состоит в том, что оно становится уже и правильнее, однако сохраняя длинный правый хвост, обязанный труднодоступным регионам. Распределение является одномодовым, говоря об отсутствии клубов сходимости по ценам. Используя в качестве меры мобильности внутри распределения коэффициент корреляции Джини, обнаружено, что уменьшение межрегионального диспаритета цен почти не связано с относительной мобильностью по ценам. Основной вклад в это принадлежит абсолютной мобильности, что подтверждается оценкой стохастического ядра.

Долгосрочный предел распределения цен оказался одномодовым, предсказывая, что и в долгосрочной перспективе не ожидается возникновение клубов сходимости по ценам.
Вопрос интеграции рынка в переходных экономиках был предметом ряда исследований. В работах Gardner, Brooks (1994), Goodwin, Grennes, McCurdy (1999), Berkowitz, DeJong, Husted (1998) с помощью коинтеграционного анализа изучался разброс цен между городами России в ранние годы рыночных преобразований (до 1995 г. включительно). Эти авторы определили, что российский рынок интегрирован слабо, но имеются и ободряющие признаки улучшения (ранняя версия работы Berkowitz, DeJong, Husted (1998) даже называлась Преобразования в России: они таки идут).

Впоследствии Д. Берковиц и Д. ДеЙонг (2000) выявили одну из причин фрагментации российского рынка: так называемый Красный пояс, а затем в работах Berkowitz, DeJong (2001, 2003) получили отрезок траектории интеграции в России (эти результаты подтверждаются работой Gluschenko (2003), в которой применена иная методика). Глущенко (2001а, 2002б) анализировал коинтеграционные и пороговые модели для 7 регионов Западной Сибири и для всех 11 экономических районов страны, обнаружив как интегрированные, так и неинтегрированные пары регионов и районов. Однако к этим ре-
зультатам следует подходить осторожно. Дело в том, что они получены на основе использования индексов потребительских цен (ИПЦ), а эти индексы, как было выяснено впоследствии Глущенко (2001б, в), сильно смещены, завышая межрегиональные различия.
В работе Conway (1999) изучается сближение цен между четырьмя рынками Киева на основе данных за 1993-1996 гг. по трём товарам. Обнаружены значимые свидетельства сходимости цен, обусловленные арбитражем покупателей и продавцов на этих рынках, однако при этом оставались также заметные и устойчивые отклонения от закона единой цены. Работа Cushman, MacDonald, Samborsky (2001) посвящена проверке выполнения закона единой цены по ценам на 5 продовольственных товаров в Киеве за 11-месячный период в 1991-1992 гг.

Авторы сравнивали эти цены с ценами аналогичных товаров в США; коинтеграция с (линейным) трендом временных рядов цен на Украине и в США рассматривалась как свидетельство сходимости цен. Хотя в течение рассматриваемого периода закон единой цены не выполнялся, оказалось, что реальный обменный курс по данным товарам содержал детерминированные тренды, направленные в сторону ликвидации значительного исходного разрыва в ценах.
Настоящее исследование примыкает также к работам, анализирующим интеграцию внутренних рынков в развитых рыночных экономиках, таким как Engel, Rogers (1996), Parsley, Wei (1996), Rogers (2002). Хотя и более отдалённо, оно примыкает и к бесчисленным работам по анализу закона единой цены в межстрановом контексте и паритета покупательной способности, наиболее существенные из которых рассмотрены в обзорах Rogoff (1996) и Sarno, Taylor (2002).

Следует также отметить связь с литературой по эмпирическому анализу экономического роста (которая также обширна, см. Durlauf, Quah, 1999).

С одной стороны, подходы к изучению сходимости в контексте экономического роста приложены здесь к проблематике динамики цен, и, с другой стороны, предложенный в настоящей работе метод анализа сходимости цен по временным рядам представляется полезным для использования при анализе, например, сходимости доходов.
Дальнейшая часть работы организована следующим образом. В следующем разделе описана методология анализа и использованные данные.

В разд. 3 представлены эмпирические результаты
анализа временных рядов и динамики распределения. Выводы изложены в разд. 4.

МЕТОДОЛОГИЯ И ДАННЫЕ.Стратегия анализа

Анализ временных рядов. Совершенная интеграция пространственно рассредоточенного рынка товаров означает отсутствие препятствий движению товаров между его пространственными сегментами регионами страны. Другими словами, совершенно интегрированный рынок действует как единый рынок, несмотря на свою пространственную рассредоточенность. Тогда цена (мобильного) товара во всех регионах будет одинакова, т.е. будет выполняться закон единой цены, что обеспечивается межрегиональным арбитражем.

Таким образом, закон единой цены можно использовать в качестве теоретической точки отсчёта при эмпирическом анализе интеграции внутреннего рынка.
Как упоминалось во Введении, в интеграции рынка в России выделяются две стадии: ранняя стадия нарастающей дезинтеграции, начавшаяся в январе 1992 г., и более поздняя стадия усиления интеграции, начавшаяся примерно в 1994 г. Именно последняя представляет интерес в настоящем исследовании. Предполагается, что конечным стационарным состоянием российского рынка товаров является полная интеграция, т.е. равенство цен во всех регионах. Можно полагать, что в настоящее время, на текущей стадии развития интеграции, рынок находится в состоянии перехода к этому стационарному состоянию.

И потому следует ожидать, что сейчас может иметься три группы регионов: (а) интегрированные регионы, т.е. уже находящиеся в стационарном состоянии равенства цен; (б) неинтегрированные регионы, движущиеся к этому состоянию, т.е. те, в которых цены сближаются; и, возможно, (в) неинтегрированные регионы без такой тенденции. Для краткости регионы второй группы будут далее называться движущимися к интеграции, а регионы из третьей просто как неинтегрированные регионы.
Проверка равенства цен (или уровней цен) обычная задача в исследованиях закона единой цены и паритета покупательной способности. Используя какое-либо (обычно линейное) коинтеграци-онное соотношение, устанавливается стационарность или неста-ционарность временного ряда относительных цен. Однако, давая ответ типа всё или ничего, этот традиционный подход не в со-
стоянии выявить промежуточный случай, когда временной ряд не является стационарным на рассматриваемом временном интервале, но стремится по времени к стационарному. Чтобы преодолеть эту трудность, в работе использовано коинтеграционное соотношение с нелинейным трендом.
Пусть Prt и pst цена товара в регионах r и s в момент t. Сходимость цен друг к другу моделируется асимптотически затухающим трендом отклонения от равенства во временном ряде относительной цены:
(1)
Prt/Pst = 1 + YeSt, S 0
(чтобы не загромождать формулы, индексы регионов при параметрах, а далее также при возмущениях, опускаются). При y = 0 уравнение (1) принимает вид
(2)
prt/pst = 1
который означает, что сходимость цен завершилась до рассматриваемого периода, и, следовательно, для регионов r и s закон единой цены выполняется.
Уравнения (1) и (2) подразумевают сходимость к абсолютному паритету цен, т.е. совершенную интеграцию, которая в действительности не наблюдается (разве что в редчайших случаях). Так, в работах Engel, Rogers (1996) и Parsley, Wei (1996) обнаружено, что разброс цен между городами США сильно зависит от расстояния. Поэтому может существовать постоянное различие цен между r и s, обусловленное естественными, неустранимыми помехами межрегиональной торговле такими как физические расстояния и труднодоступность ряда регионов. И было бы более реалистично ослабить критерий интегрированности рынка, допустив наличие таких помех.

В этом случае проверялась бы сходимость к относительному паритету цен, т.е. к произвольному постоянному отношению цен а, вместо 1, в (1) и (2). Такой ослабленный критерий был применён в работах Глущенко (2002а) и Gluschenko (2003).

Но беда в том, что эта а должна отражать эффект только естественных помех, но не искусственных препятствий интеграции рынка. Однако в рамках попарного анализа временных рядов разделить эти эффекты невозможно. Именно поэтому в качестве точки отсчёта интеграции используется строгий закон единой цены, а любое детерминированное различие цен трактуется как признак неинтегрированности.

Конечно, из-за этого степень интегрированности российского рынка может быть несколько недооценена. Поэтому задача последующих направлений анализа состоит не
только в том, чтобы получить дополнительные аспекты картины, но также и в том, чтобы верифицировать результаты, основывающиеся на описанных выше моделях.
Чтобы получить пригодную для эмпирической проверки версию теоретического соотношения (1), следует учесть случайные возмущения vt, которые предполагаются авторегрессионным процессом (первого порядка):
Prst = ln(1 + Y e8t) + Vt, vt = (X + 1)vt-1 + ?t, (3)
где Prst = ln(prt/pst) (процентный) дифференциал цен, et белый шум, y, 8, и X оцениваемые параметры. Подстановка второго уравнения в формуле (3) в первое даёт нелинейную модель для оценивания и тестирования:
APrst = XPrs, t-1 + ln(1 + Yest) - (X + 1)ln(1 + Ye8(t - 1)) + et. (4)
Тестирование состоит в проверке того, что временной ряд {Prst} не содержит единичный корень, т.е. что процесс стационарен вокруг данного тренда, и если это так, действительно ли ряд имеет затухающий тренд, т.е. y* 0 и 8 0. Иными словами, тестируются следующие гипотезы: H1 : X = 0 (против X 0), H2 : y = 0 (против y* 0) и Н3 : 8 0 (против 8 0). В данной в работе везде принят критический уровень значимости равный 10%.
Для проверки гипотезы H1 применён тест Филлипса-Перрона (который устраняет автокорреляцию из остатков регрессии) с автоматическим выбором ширины окна по методу Ньюи-Уэста (Newey, West, 1994), используя спектральное ядро Бартлетта (данный тест выбран с тем, чтобы не терять степени свободы из-за включения дополнительных лагов в саму регрессию). Однако статистика теста (которой является t-отношение для параметра X) для авторегрессионного процесса вида (4) в литературе отсутствует.

Поэтому для получения p-значений теста было оценено эмпирическое распределение этой статистики в предположении о справедливости нулевой гипотезы с помощью большого числа имитаций. Детали и полученные результаты приведены в Приложении А.
Если единичный корень в (4) отвергнут, проверяются гипотезы Н2 и Н3. Поскольку ряд оказался стационарным, для этого пригоден обычный t-тест.

Если хотя бы одна из этих гипотез не отвергнута, это означает, что во временном ряде нет детерминированного тренда (или когда 8 0 что он не затухающий). Тогда как и в случае, когда единичный корень не отвергнут тестируется, является ли процесс реализацией закона (2), как описано ниже.
Совместное отклонение гипотез Hi, H2 и H3 интерпретируется как свидетельство того, что временной ряд содержит асимптотически затухающий тренд, колеблясь вокруг него. Следовательно, цены в r и s сходятся друг к другу, и эти регионы классифицируются как движущиеся к интеграции. Коэффициент 8 определяет скорость сходимости.

Знак у показывает направление сходимости: при у 0 цены в r догоняют цены в s, увеличиваясь быстрее цен в s, при Y 0 цены в r растут медленнее цен в s (а сам по себе параметр у является исходным при t = 0 отклонением цен от равенства).

Содержание раздела