CC BY
163
ВНЕШНЕЭКОНОМИЧЕСКИЕ СВЯЗИ
С. С. Емельянов
МОДЕЛИРОВАНИЕ ЭКСПОРТА И ИМПОРТА РОССИЙСКОЙ ФЕДЕРАЦИИ В СИСТЕМЕ ПРОГНОЗНО-АНАЛИТИЧЕСКИХ РАСЧЕТОВ*
В статье рассматриваются информационно-статистические проблемы построения регрессионных моделей динамики экспорта и импорта РФ с 1990 по 2005 г. Формализованный учет экономической трансформации реализован в виде нелинейной связи независимых и зависимых переменных. Модельные построения произведены для годовых и месячных данных с последующим сравнением полученных оценок параметров регрессионных уравнений.
Тенденции динамики внешнеэкономических показателей. Сложившиеся в последние годы они могут служить достаточной основой для целей краткосрочного прогнозирования. В то же время определение показателей на отдаленную перспективу должно опираться на исследования периодов не только благоприятной экономической конъюнктуры, которая складывалась последние несколько лет. В плане выбора временного периода для рассмотрения отчетных данных модели для долгосрочного прогнозирования имеют сходство с аналитическими, различие между ними состоит в том, что для построения последних можно использовать более широкий спектр независимых переменных, тогда как прогнозные модели обычно ориентированы на макроэкономические показатели.
Период первой половины 1990-х годов, характеризующийся не только весьма умеренными ценами мирового рынка на основные товары российского экспорта, но и трансформационным экономическим спадом и постепенной либерализацией внешней торговли, представляет интерес в первую очередь для аналитических разработок. Однако характер связи динамики экономических показателей, существовавший в то время, может послужить вспомогательным материалом для рассмотрения возможных перспективных вариантов развития при снижении экономической конъюнктуры и для повышения роли государственного регулирования ценовой внешнеторговой политики.
В течение 1990-2005 гг. российская внешняя торговля испытала на себе не только воздействие институциональных изменений, связанное с переходом экономики к открытому типу, но также и сильное влияние высокой инфляции и существенного колебания мировых цен. Величина обменного курса доллара не всегда была адекватной ценовым и экономическим условиям, что оказывало дополнительное влияние на динамику российского экспорта и импорта.
В настоящее время внешняя торговля уже в меньшей степени, чем ранее, играет роль способа балансирования натурально-вещественных межотраслевых пропорций производства и потребления. Вывоз продукции является источником валютных поступлений для предприятий-экспортеров и государства, а ввоз выступает в роли поставщика на внутренний рынок продукции, соответствующей новым критериям ассортимента, цены и качества. Связующим звеном между экспортом и
* Статья подготовлена при финансовой поддержке Российского фонда фундаментальных исследований (проект N 05-06-80339).
импортом является валютный рынок, ситуация на котором оказывает ощутимое воздействие на пропорции внешнеторгового обмена.
Общепринятая спецификация эконометрических моделей внешней торговли предполагает зависимость стоимости вывоза и ввоза от внутреннего спроса, производства, внешнеторговых и внутренних цен, а также, вероятно, и от других факторов. Наибольший интерес для аналитических моделей представляет измерение влияния динамики внешнеторговых и в особенности нестабильных экспортных цен.
Возможности моделирования ограничены, естественно, существующей отчетной информацией. Для всего периода начиная с 1990 г. информация о внешнеторговых ценах доступна только в годовом исчислении. Официальные статистические помесячные данные об объеме экспорта и импорта публикуются с 1994 г., а внешнеторговых помесячных цен - только с 1997 г. [1]. Вторая половина 1990-х годов является периодом наиболее резких колебаний экспортных и импортных цен (рис. 1), и эконометрическое измерение этого влияния представляет наибольший интерес.
Рис. 1. Динамика внешнеторговых цен в 1990-2005 гг. (1996 г. = 1):
цены экспорта; цены импорта
В самом начале 1990-х годов падение внешнеторговых цен экспорта носило трансформационный характер, и к 1995 г. уровень цен был восстановлен. Цены мало изменялись в 1996 г., снижались в течение 1997 и 1998 гг. и упали в начале 1999 г. более чем на треть по сравнению со средним значением 1996 г. Затем цены начали расти и к середине 2000 г. почти достигли уровня 1996 г., но затем опять стали понижаться. Последние годы исследуемого периода характеризуются исключительно высокими ценами.
Резкие колебания цен в конце 1990-х годов (рис. 2) были связаны с тенденциями изменения спроса на топливно-сырьевые ресурсы на мировом рынке. Снижение цен коснулось почти всех основных товаров российского экспорта, но наиболее сильно (примерно в 2 раза) - на топливо и черные металлы. Рост цен, начавшийся во втором квартале 1999 г., происходил в основном за счет цен на продукцию нефтяной промышленности и цветной металлургии, но повышение мало коснулось черных металлов и прочей продукции.
Колебание цен влияло на уровень доходов от российского экспорта и оказывало воздействие на состояние финансовой системы страны и уровень платежеспособного спроса. Вплоть до 1999 г. изменение валютных импортных цен соответствовало динамике экспортных.
Рис. 2. Динамика внешнеторговых цен в 1997-2000 гг.
(среднее значение за 1996 г. = 1):
---цены экспорта;---цены импорта
В середине 1990-х годов кредитование российского бюджета со стороны развитых стран позволяло поддерживать импорт относительно дорогостоящей продукции. Средние цены ввозимой продукции в 1997 г. (см. рис. 1) были максимальными за весь исследуемый период, если оставить в стороне 1990 г., когда потребительские товары из стран Восточной Европы поставлялись в Россию по завышенным ценам, что сопровождалось нарастанием советского государственного долга.
Внешнеторговые импортные цены несколько колебались в течение всего 1997 г. вплоть до сентября 1998 г., но после дефолта в августе они (стремительно) упали за полгода на 20%. Более всего (почти в 2 раза) снизились цены на обувь, в основном за счет изменения географического распределения торговли. На смену импортным поступлениям из развитых стран пришли поставки из менее развитых (Турции, КНР, стран СНГ). То же происходило и с другими потребительскими и некоторыми товарами производственного назначения. Качество импорта соответственно снижалось, но потребность в нем оставалась. Тенденция к понижению импортных цен сохранялась до конца 2000 г., и стабилизация произошла только в 2001 г. Между тем уровень цен 1997 г. не достигнут и к настоящему времени.
Негативное воздействие скачка валютного курса в 1998 г. сказалось на импорте сильнее, чем на экспорте. Сразу после девальвации резко сократился ввоз товаров, а вывоз не вырос. За последние четыре месяца 1998 г. по сравнению с тем же периодом предыдущего года импорт снизился на 55% (в сопоставимых ценах - на 50%), а экспорт - на 22% (в сопоставимых ценах вырос на 2%). В это время соотношение внешнеторговых и внутренних цен (в рублевом исчислении, с учетом валютного курса) по импортным товарам увеличилось на 50%, причем тот же показатель по экспортной продукции также возрос на 40%. Последнее обстоятельство явилось продолжением тенденции понижающейся динамики цен на мировом рынке.
Падение импорта и дефолт дезорганизовали международные производственные кооперационные связи, что сказалось и на экспортных предприятиях. Поставки за рубеж топливно-энергетических ресурсов не могли резко возрасти из-за высокой потребности в них на внутреннем рынке, а также вследствие транспортных ограничений. Наращивание экспорта металлов было затруднено кризисными явлениями в мировой экономике. Продукция российской перерабатывающей промышленности, несмотря на выгодные ценовые условия, имела низкую конкурентоспособ-
ность на мировом рынке. Экспорт стал заметно расти только в 1999 г. благодаря росту цен на минеральные ресурсы на мировом рынке.
После финансово-экономического кризиса осенью 1998 г. создались условия для существенного улучшения качественной структуры внешней торговли. Резкий рост валютного курса повлек за собой стимулирование экспорта и создал предпосылки к вывозу не только сырьевых товаров, но и обработанной продукции. К сожалению, эти предпосылки не были реализованы.
Таким образом, влияние девальвации на импорт сказалось в полной мере, а воздействие на экспорт выглядит весьма проблематичным, но как будет показано ниже, его все-таки можно обнаружить и измерить с помощью эконометрической модели.
Помесячная динамика внешней торговли в последнее время публикуется в соответствии с методологией платежного баланса, учитывающей помимо таможенной отчетности (с дополнительным учетом данных по Республике Беларусь), товары, не пересекающие границу, главным образом экспорт рыбы, выловленной в нейтральных водах, а также так называемый нерегистрируемый импорт. При этом помесячная динамика вывоза и ввоза по методологии платежного баланса практически полностью совпадает с таможенной статистикой. Досчеты по экспорту не превышают 2%, в то время как челночный ввоз товаров, осуществляемый физическими лицами по собственной инициативе и за свой счет, достигает почти четверти всего импорта. Трудно себе представить, что частные личные поездки за границу за товарами распределены по месяцам точно так же, как и торговые поставки, осуществляемые фирмами. Поэтому динамику всех статистических данных по импорту следует считать отчетом таможенных органов.
В помесячной динамике экспорта и импорта с 1994 г. до последнего времени очень четко прослеживается сезонная волна. В декабре каждого года происходил прирост экспорта по отношению к предыдущему месяцу на 5-28% и импорта на 11-29%, а в январе - падение экспорта на 15-36% и импорта на 6-35%. Почти аналогичная ситуация складывалась в марте (рост экспорта до 15% и импорта до 18%) и в апреле-мае (снижение экспорта до 9% и импорта до 12%), а также в октябре (рост экспорта до 13% и импорта до 10%). Довольно четко подобные, но несколько меньшие по величине сезонные колебания проявлялись в июле и августе каждого года.
Формализованное описание этих колебаний потребовало бы слишком сложного вида синусоидальной кривой, поскольку расстояния между пиками значений разные, и средние значения переменной для отдельных пиков также различны. Использование более точных и математически корректных методов, например, непараметрического алгоритма выделения сезонных колебаний на основе вариационных принципов предполагает специальный контроль точности выделения тренда, вокруг которого и происходят стационарные колебания [2, с. 92, 97].
Из простых способов устранения сезонных колебаний наиболее приемлем расчет индексов сезонности для каждого месяца на основе отклонений от тренда. Фактические отчетные данные затем корректируются с помощью полученных средних значений индексов [3, с. 33, 39-41].
Указанные методы относятся к области предварительной обработки информации и применимы в тех случаях, когда нужно устранить сезонные колебания в динамике переменных. В нашем случае проблема состоит в том, что для зависимой переменной сам тренд, строго говоря, неизвестен и может быть определен только при расчетах по модели в полной спецификации. Кроме того, независимые переменные модели имеют иногда синхронные сезонные изменения. Поэтому задача дополняется разделением собственных (внешнеторговых и транспортных) и выну-
жденных (ценовых, производственных, потребительских) колебаний зависимой переменной.
В приведенных ниже уравнениях независимая переменная, характеризующая так называемую собственную сезонность экспорта и импорта, определяется как среднее значение переменной за тот же месяц трех предшествующих лет. Исключением является только значение сентября 1999 г., для модельного описания которого было исключены данные за соответствующий месяц 1998 г., характеризующийся последевальвационным исключительно резким падением импорта, и было использовано значение за август 1998 г., скорректированное на средний темп роста ввоза в сентябре по отношению к августу в 1997 и 1996 г.
Эндогенное оценивание влияния сезонной волны экспорта и импорта позволило определить параметры собственных колебаний в дополнение к вынужденным, связанным с воздействиями макроэкономических и ценовых факторов.
Результаты расчетов эконометрических уравнений для экспорта и импорта по месячным данным за период с начала 1997 г. до середины 2000 г., когда проявился кризис осени 1998 г., приведены в табл. 1 и 2 вместе с оценками параметров уравнений по годовым данным за 1995-2005 г.
Эконометрические модели экспорта и импорта. В данной работе в качестве факторов, отражающих конъюнктурные условия взаимодействия отечественного рынка с мировым, используются соотношения внутренних цен приобретения и внешнеторговых цен. Данные показатели являются агрегированными соотношениями цен на вывозимые и ввозимые товары.
Российский экспорт представлен преимущественно продукцией сырьевого сектора, а импорт предназначен в основном для конечного потребления. Эта ситуация вполне может сохраниться в перспективе и должна быть отражена в регрессионных прогнозных моделях в виде различных для вывоза и ввоза макроэкономиче-
ских независимых переменных.
Е = ДРгТ1 Xа2; (1)
I = А2 Рг“3 7°4, (2)
где Е - стоимость экспорта товаров; Рге - соотношение внутренних и экспортных цен; X - валовая продукция отраслей промышленности, ориентированных на экспортные поставки (сумма продукции топливной, металлургической, химической, лесной, деревообрабатывающей и целлюлозно-бумажной промышленности); I - стоимость импорта товаров; Ргг- - соотношение внутренних и импортных цен на потребительские и инвестиционные товары; У - объем использованного валового внутреннего продукта (ВВП); А і , А2 , а1 , а2, а3 , а4 - оцениваемые параметры регрессионных уравнений.
Все показатели выражены в текущих ценах.
В данных зависимостях стоимость экспорта и импорта выражена в долларах США, а ВВП и валовая продукция экспортно-ориентированных отраслей промышленности - в рублях в текущих ценах. Показатели соотношений внутренних цен приобретения и внешнеторговых цен на товары выражены в рублях за доллар, и, очевидно, что оценки параметров а1 и а3 должны быть отрицательными.
Совпадение абсолютных значений параметров а1 и а2 , а также а3 и а4 может означать, что данные зависимости фактически отражают перевод в доллары показателей промышленной продукции и ВВП. Если бы параметры а1 и а3 были эквивалентны -1, то это отражало бы перевод экспорта и импорта в рубли, но, как будет показано ниже, при расчетах был реализован первый вариант.
Влияние ценовой конъюнктуры на внешнюю торговлю может быть дополнительно отражено с помощью макроэкономического показателя соотношения рубля и доллара Я/Р:
Е = В1(X /Рге)ь (Я / Р)¿2; (3)
I = В2(У /Ргг ),3( Я / Р)\ (4)
где Я - обменный курс доллара; Р - паритет покупательной способности (ППС); В\, В2 , ¿1 , Ь2, Ь3 , Ь4 - оцениваемые параметры регрессионн^1х моделей, остальные обозначения - те же, что и в (1) и (2).
Соотношение валютного курса и ППС Я/Р , присутствующее в обоих уравнениях, является безразмерным.
ППС, как и обменный курс, выражается в рублях за доллар, но отражает не соотношение денежных единиц на валютном рынке, а результат сравнения средних цен конечного потребления в РФ и США. ППС служит, главным образом, для сопоставления реальных уровней среднедушевых доходов в разных странах, показывая, насколько уровень внутренних цен каждой страны отличается от того, который существует в США.
Высокое значение Я/Р означает, что за 1 долл. валютной выручки экспортеры могут приобрести на отечественном рынке товаров в несколько раз больше, чем на мировом. Для импортеров влияние данного соотношения прямо противоположно и характеризует надежность их позиций на российском рынке. Разрыв между номинальным (по обменному курсу) и реальным (по ППС) курсом доллара оказывает несомненное влияние на динамику экспорта и импорта и характеризует валютноценовой аспект внешней торговли.
Соотношение Я/Р в уравнениях (3) и (4) показывает влияние на экспорт и импорт макроэкономической характеристики условий взаимодействия мирового рынка с российским, при этом значение Ь2 должно быть положительным, а Ь4 - отрицательным.
Поскольку цены мирового рынка представляют собой специальный и сложный объект для прогнозирования, показатели соотношений внутренних и внешнеторговых цен в уравнениях (3) и (4) могут быть заменены макроэкономическими показателями соотношения рубля и доллара на обменный курс и ППС:
Е = С1( X / Я) С1(Я / Р)С2; (5)
I = С2(У / Р) С3(Я / Р)С4. (6)
В данном случае продукция экспортно-ориентированных отраслей промышленности приобретает значение стоимости ресурсов для вывоза на мировой рынок, а ВВП выступает в роли объема платежеспособного спроса.
Соизмерение абсолютных стоимостных величин (экспорта и производства, импорта и конечного спроса) в левых и правых частях указанных выше уравнений производится в одинаковых валютных единицах. Для определения объема производства продукции экспортно-ориентированных отраслей промышленности это осуществляется с помощью обменного курса, что показывает стоимость валовой продукции
данных отраслей в ценах реализации их продукции на внешнем рынке. В модели (5)
независимая переменная Х/Я характеризует экспортный потенциал России. В модели (6) соотношение У/Р отражает уровень доходов. Последний показатель используется также в международной статистике для сравнения ВВП разных стран.
Последняя модификация моделей существенно повышает их прогнозные свойства. В большинстве современных разработок на перспективу оценивается предполагаемая
динамика обменного курса доллара, а что касается ППС, то для определения его значений в будущем используются оценки валютного курса и дефлятора ВВП.
Для уравнений в помесячном измерении значения ППС для каждого месяца определялись на основе данных, приведенных в работе [4, с. 97], по функции, которая достаточно надежно объясняет динамику ППС с помощью соотношения дефляторов ВВП РФ и США и валютного курса с переменными по уровню экономического развития параметрами.
Статистические помесячные данные по всем используемым показателям были использованы и для дополнительной модификации погодовой статистики для 1998 и 1999 г.
Дефолт 1998 г. оказал сильное влияние на пропорции внешней торговли. Характер динамики показателей после августовского кризиса 1998 г. стал существенно отличаться от предшествующих тенденций. Ощутимые перемены произошли также весной 1999 г. В 1998-1999 гг. внутренняя инфляция, обменный курс и внешнеторговые цены имели в помесячной динамике различные уровни изменения. Поэтому данные для этих двух лет были разделены на три равных периода по восемь месяцев в каждом из них.
Опубликованная отчетная статистическая информация позволила произвести необходимые перерасчеты. В отдельные наблюдения были выделены первые восемь месяцев 1998 г., сентябрь-декабрь 1998 г. совместно с январем-апрелем 1999 г. и последние восемь месяцев 1999 г. Для показателей стоимости экспорта и импорта, а также для промышленной продукции и ВВП был использован коэффициент 1,5 для достижения размерной сопоставимости с другими наблюдениями погодовой выборки. Для соотношений внутренних и внешнеторговых цен, валютного курса и ППС последняя операция, естественно, не требовалась. Разделение 1998 и 1999 гг. на три периода использовалось во всех последующих расчетах регрессионных уравнений.
Для уравнений (1)-(6) были использованы две выборки: годовые данные за 1995-2005 гг. и помесячные за период с января 1997 по июнь 2000 г. Расчеты проводились для логарифмических форм зависимостей. Полученные оценки параметров для экспорта приведены в табл. 1 и для импорта в табл. 2.
Таблица 1
Параметры регрессионных уравнений для экспорта товаров*
Номер уравнения
Период (1) (3)
А1 а2 а1 а Я1 В1 І>1 Ь2 а Я2
1995-2005 0,35 0,83 -0,71 -0,27 0,98 0,12
15,0 10,1 0,98 10,5 0,8 0,93
1997-2000** 0,24 0,76 -0,74 0,22 0,77 0,02
7,3 6,5 0,58 7,2 0,3 0,58
1997-2000** -1,45 0,92 -0,91 0,71 -1,45 0,92 0,01 0,71
10,3 9,3 4,8 0,74 10,1 0,1 4,8 0,74
(5) (7)
С1 С1 С2 а Я2 А ¿1 а Я2
1995-2005 -2,82 1,34 1,28 -3,09 1,37
15,7 8, 8 0,97 16,0 0,96
1997-2000** -0,75 0,92 0,85 -0,85 0,93
7,1 5,9 0,58 7,2 0,56
1997-2000** -1,97 1,01 0,92 0,51 -2,02 1,01 0,48
8,4 7,0 3,2 0,67 8,3 2,9 0,64
* а — параметр при индексе сезонности, под значениями параметров приводятся расчетные значения ^статистик,
Я — коэффициент множественной детерминации.
** До середины 2000 г.
Таблица 2
Параметры регрессионных уравнений для импорта товаров*
Номер уравнения
Период (2) (4)
^2 а4 а3 в R2 B2 b3 b4 в R2
1995-2005 -3,42 1,28 -1,41 0,82 0,68 -0,79
5,1 4,6 0,74 6,9 7,6 0,95
1997-2000** -0,94 1,08 -1,96 2,67 -0,03 -0,92
5,3 8,2 0,84 0,2 17,4 0,89
1997-2000** -3,67 1,52 -2,49 0,73 0,08 0,33 -1,02 0,80
7,1 9,8 3,7 0,88 2,5 -23,4 5,6 0,94
(6) (8)
С2 с3 с4 в R2 А d2 в R2
1995-2005 -0,53 0,81 -0,87 -0,80 0,84
11,3 13,8 0,98 22,6 0,98
1997-2000** 1,60 0,21 -0,90 -1,15 0,83
0,5 13,5 0,89 17,2 0,88
1997-2000** -2,28 0,83 -0,92 0,73 -2,66 0,91 0,75
2,5 -18,3 5,5 0,94 24,0 6,0 0,94
* р — параметр при индексе сезонности, под значениями параметров приводятся расчетные значения Статистик,
R — коэффициент множественной детерминации.
** До середины 2000 г.
Характеристики уравнений с использованием помесячных данных приведены отдельно: без использования фактора сезонности и с его включением. Индекс сезонности экспорта ei = (ln em-12 + ln em-24 + ln em_36)/3 - средние значения переменной в данный месяц за три предшествующих года. Для импорта, аналогично, il = (ln im-12 + ln im-24 + ln im-3()/3.
Параметры при независимых переменных в уравнении (1) в табл. 1 практически равны по абсолютной величине, что говорит о том, что соотношение внутренних и экспортных цен входит в это уравнение не в виде фактора динамики экспорта, а фактически как коэффициент перерасчета стоимости промышленной продукции в доллары.
Для уравнения (3) параметры при переменной R/P не были определены, т.е. после перерасчета промышленной продукции во внешнеторговые цены оставшаяся дисперсия не была описана с помощью этого дополнительного фактора.
Оценки параметров уравнения (5) оказались гораздо более удачными, т.е. использование валютного курса вместо соотношения внутренних и внешнеторговых цен на экспортные товары приводит к более надежному результату. Параметры при факторах в уравнении (5) оказались довольно близкими, что позволило произвести далее сложение независимых переменных.
Как и для экспорта, параметры уравнений (2) для импорта имеют практически равные абсолютные значения при независимых переменных. Параметры уравнения (4) оценить удалось, и характеристики уравнения (6) не выглядят по сравнению с ними намного предпочтительнее.
Если сравнить полученные параметры уравнений по годовым данным с соответствующими оценками для зависимостей в месячном измерении, то обнаруживаются следующие соответствия.
Для экспорта коэффициенты, полученные по месячным данным в уравнениях с сезонной волной, несколько ближе к оценкам по уравнениям по годовым данным. Для импорта коэффициенты, полученные по месячным данным в уравнениях без сезонной волны, в двух случаях оценить не удалось. В целом сравнение показывает соответствие результатов, полученных по годовой и по месячной информации.
Уравнения для экспорта и импорта описывают не только кризисную ситуацию дефолта осени 1998 г., но также относительно плавные изменения показателей с начала 1997 г. до середины 1998 г. и динамичные изменения в 1999-2000 гг. Большинство оценок параметров соответствует тому влиянию независимых перемен-
ных на экспорт и импорт, которое было характерно для всего периода с середины 1990-х до середины 2000-х годов.
Исключительная близость оценок параметров при независимых переменных в уравнениях (5) для экспорта и (6) для импорта позволяет произвести упрощение этих зависимостей до однофакторных:
Е = Ц( X / Р) (7)
I = Б2(7 / К) ^2. (8)
Результаты эконометрического оценивания параметров этих уравнений также приведены в табл. 1 и 2. Необходимо отметить, что упрощение зависимостей не привело к ухудшению показателей автокорреляции отклонений. Расчетные значения отношения Дарбина - Уотсона (БЩ) для экспорта по годовым данным равно 2,17, по месячным с фактором сезонности - 1,24. Для соответствующих уравнений по импорту — 1,76 и 1,58.
Уравнения (7) и (8) весьма просты, но эффективны и пригодны для прогнозных проектировок. Динамика экспорта здесь определяется промышленным производством в экспортно-ориентированных отраслях и покупательной способностью валютной выручки на внутреннем рынке. Динамика импорта - объемом конечного спроса и стоимостью доллара, которую необходимо оплатить для приобретения за рубежом потребительских товаров и инвестиционного оборудования.
Для целей прогнозирования, в особенности для долгосрочного, зависимости (5)-(8) несравненно удобнее, чем (1)-(4), поскольку они оставляют в стороне проблему перспективных оценок внешнеторговых цен.
Рассчитанные уравнения для периода 1995-2005 гг. имеют хорошие статистические характеристики, но неудовлетворительно описывают ретроспективную динамику зависимых переменных в 1990-1994 гг. Самым естественным объяснением этого факта является численная переоценка влияния ценовых факторов.
Поскольку в начале 1990-х годов экспорт и импорт, включая торговлю РФ с другими советскими республиками, формировались исходя не из финансовых критериев, а из необходимости балансирования внутренних производственных диспропорций, следует предположить ослабленное воздействие ценового фактора в начале 1990-х годов и его растущее влияние в последующие годы. Самым простым решением этой задачи является формализованное использование переменного по времени параметра при соотношении валютного курса и ППС.
В результате оценивания параметров были получены следующие эконометрические зависимости:
Е = 0,347( X / Р)108 [(К / Р) / г ]-675,
К2 = 0,96, БЩ = 2,50;
I = 0,012(7 / К)134[(К / Р)/г ]124,
К2 = 0,95, БЩ = 2,39.
В обоих уравнениях г1990 = 10. Фактические и теоретические значения переменных показаны на рис. 3. На этих рисунках объемы экспорта и импорта в течение трех восьмимесячных периодов в пределах 1998-1999 гг. приведены в годовом масштабе. Ретроспективные значения для 1990-1994 гг. по уравнениям (7) и (8) за 1995-2005 гг. показаны пунктирной линией.
Млрд. долл.
Млрд. долл.
б)
Рис. 3. Экспорт (а) и импорт (б) товаров (логарифмическая шкала):
-о- фактические значения; теоретические значения 1990-2005 гг.;
теоретические значения 1994-2005 гг.; — ретроспективные значения 1990-1994 гг.
Поскольку уравнения (7) и (8), как было показано выше, являются модификациями уравнений (5) и (6), то, учитывая, что:
(X / Р)1’08 = (X / ЯУ’08( Я / Р)
ч 1,08
и
(У / Я)134 = (У / Р)134( Я / Р)
1,34
-1,34
можно определить погодовые значения переменных во времени параметров при соотношении валютного курса и ППС следующим образом: эластичность экспорта по Я/Р = 1,08 - 6,75/?, эластичность импорта = - 1,34 + 12,4/?. Данные изменения эластичности экспорта и импорта по соотношению валютного курса и ППС в 1990-2005 гг. показаны на рис. 4.
0.6 0.4
0.2 0 -0.2 -0.4 -0.6 --0.
Год
0.8
Рис. 4. Эластичность экспорта (—) и импорта (—) по соотношению валютного курса и ППС
Полученные соотношения для России в 1990-2005 гг. характеризует затухающее с течением времени повышение зависимости экспорта и импорта от макроэкономической характеристики соотношения цен Я/Р в процессе трансформации российской экономики в сторону увеличения ее открытости.
Можно заключить, что приведенные модели экспорта и импорта адекватно описывают экономическую трансформацию 1990-х годов и кризисную ситуацию дефолта 1998 г. Подбор факторов является достаточным для построения эконометри-
ческой зависимости, отражающей разнообразные финансово-экономические условия для внешней торговли, а также различную динамику макроэкономических показателей конечного спроса и производства в экспортно-ориентированных отраслях промышленности.
Литература
1. Социально-экономическое положение России. М.: Госкомстат России. Ежемес. изд-е.
2. Губанов В.А., Ковальджи А.К. Выделение сезонных колебаний на основе вариационных принципов // Экономика и математические методы. 2001. Т. 37. № 1.
3. Кильдишев Г.С., Френкель А.А. Анализ временных рядов и прогнозирование. М.: Статистика, 1973.
4. Емельянов С.С. Макроэкономические факторы динамики покупательной способности российского рубля //Проблемы прогнозирования. 2001. № 2.
