ЗАКОН ЕДИНОЙ ЦЕНЫ В ПРЕДЕЛАХ ОДНОЙ СТРАНЫ: НА ПРИМЕРЕ БЕНИНА Текст научной статьи по специальности «Экономика и бизнес»

ЭКОНОМИКА: ПРОБЛЕМЫ, РЕШЕНИЯ И ПЕРСПЕКТИВЫ

УДК 519.862.6 JEL C12 DOI 10.26425/1816-4277-2023-3-80-89

Закон единой цены в пределах одной страны: на примере Бенина

Вику Коджови Нельсон Крепин

Аспирант

ORCID: 0000-0002-4203-1556, e-mail: [email protected] Санкт-Петербургский государственный экономический университет, г. Санкт-Петербург, Россия

Аннотация

В статье рассматривается тестирование гипотезы о законе единой цены в пределах одной страны на примере регионов Бенина. Проверка гипотезы проведена эмпирическим путем и основана на тестах единичного корня для панельных данных потребительских цен на внутригосударственном уровне Бенина. Особое внимание уделено обзору наиболее актуальных тестов единичного корня, применяемых для анализа панельных данных. В исследовании отмечено как шок, влияющий на цены в одном регионе, может повлиять на цены и в других регионах страны, что объясняется возникающей перекрестной зависимостью. В анализе использованы временные ряды потребительских цен по регионам Бенина. В итоге была предложена методика, которая учитывает возможности исследования перекрестной зависимости данных и определяет условия выбора теста на единичный корень для проверки выполнения закона единой цены. В результате проведенного анализа стационарности панельных данных установлено, что закон единой цены соблюдается не для всех товаров первой необходимости по регионам Бенина, а также получена оценка дифференциации регионов страны по уровню потребительских цен.

Ключевые слова

Стационарность, единичные корни, панельные данные, тест на стационарность, тестирование перекрестной зависимости, закон единой цены, потребительские цены, регион, Бенин, автокорреляция

Для цитирования: Вику К.Н.К. Закон единой цены в пределах одной страны: на примере Бенина// Вестник университета 2023. № 3. С. 80-89.

© Вику К.Н.К., 2023.

Статья доступна по лицензии Creative Commons «Attribution» («Атрибуция») 4.0. всемирная (http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/).

ECONOMICS: PROBLEMS, SOLUTIONS AND PROSPECTS

The law of the single price within one country: the example of Benin

Codjovi N.C. Vikou

Postgraduate Student ORCID: 0000-0002-4203-1556, e-mail: [email protected]

Saint-Petersburg State University of Economics, Saint-Petersburg, Russia

Abstract

This article aims to test the hypothesis of the law of the single price within one country on the example of the regions of Benin. The checking of the hypothesis was carried out empirically and is based on unit root tests for panel data on consumer prices at the national level of Benin. Special attention is paid to the review of the most relevant unit root tests used for the analysis of the Panel data. The study noted how a shock affecting prices in one region could also affect prices in other regions of the country, due to cross-dependence. The time series of consumer prices by regions of Benin were used. A technique has been proposed that takes into account the possibilities of studying the cross-dependence of the data and defines the conditions for selecting the unit root test to verify the implementation of the law of the single price. As a result of the analysis of the stationarity of panel data, it was found that the law of a single price is not observed for all essential goods in the regions of Benin and an assessment of the differentiation of the country's regions by the level of consumer prices was obtained.

Keywords

Stationarity, unit roots, panel data, station-arity test, cross-dependence testing, single price law, consumer prices, region, Benin, autocorrelation

For citation: Vikou C.N.C. (2023) The law of the single price within one country: the example of Benin. Vestnik universiteta, no. 3, pp. 80-89.

© Vikou C.N.C., 2023.

This is an open access article under the CC BY 4.0 license (http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/).

ВВЕДЕНИЕ

В современных исследованиях анализу панельных данных уделяется большое внимание, особую актуальность в этой связи приобретает панельное исследование паритета покупательной способности, обобщающее закон единой цены. В частности, ученые сосредотачиваются на анализе коинтеграции и стационарности в панельных данных, чтобы иметь возможность вывести асимптотические законы оценок.

С эконометрической точки зрения проверка закона единой цены эквивалентна проверке стационарности панели потребительских цен [1]. В научной литературе отражены два центральных момента обсуждения этой проблемы. Первый момент касается мощности используемых эконометрических тестов на единичный корень. На сегодняшний день применяются несколько методов проверки наличия единичного корня в панели данных. Однако многие из них основаны на гипотезе отсутствия в панели корреляции между группами [2]. К временным рядам, которые можно использовать для анализа паритета покупательной способности или закона единой цены, относятся фактические потребительские цены или обменный курс, основанный на одной и той же денежной единице. Таким образом, возмущение, влияющее на денежные потоки, отражается на всех обменных курсах или потребительских ценах, что указывает на корреляцию между этими признаками [3]. Следовательно, исследования, базирующиеся на этих тестах, с большой вероятностью дадут искаженные результаты. Второй момент затрагивает наличие географической границы. Ограничения международных данных об общем уровне цен и реальных мировых факторах влияют на относительные цены и, следовательно, на теорию закона единой цены [4].

Чтобы обойти спорные моменты, мы провели проверку закона единой цены на основе данных на внутригосударственном уровне Бенина. В частности, мы проверили временные данные по регионам Бенина на единичный корень. Кроме того, мы использовали методику, которая заключается в том, чтобы сначала изучить пространственную автокорреляцию данных по регионам Бенина и выбрать подходящий тест для обнаружения единичного корня. Таким образом, наше исследование исключает два основных момента, критикующих использование тестов на стационарность для проверки закона единой цены или паритета покупательной способности: географический предел и несоответствующий критерий единичного корня.

Основной целью статьи является представление разработанного нами метода проверки закона единой цены в пределах одной страны путем тестирования стационарности и его апробация на потребительских ценах в разных регионах Бенина.

Закон единой цены является экономической концепцией, которая гласит, что идентичные товары или услуги будут иметь одинаковую цену, независимо от места расположения. Закон единой цены существует потому, что различия в ценах на товары или услуги в разных местах в итоге будут устранены благодаря возможности арбитража [5]. Возможность арбитража будет реализована путем покупки товара или услуги на рынке, где товар или услуга доступны по более низкой цене, а затем продажа их на рынке по более высокой цене. Закон основан на предположениях, и если бы они соблюдались, то этот закон мог бы выполняться. Эти предположения заключаются в следующем [6]:

- отсутствие транспортных расходов;

- существование свободной торговли;

- информированность потребителей и продавцов;

- конкурентоспособность рынков.

Методика, используемая в научной литературе для проверки закона единой цены на товар или услугу между двумя регионами I и j одной страны, может быть обобщена следующим образом [7]:

- анализ временных рядов цен на товары или услуги в регионах I и j во время / — и У к и У^ ;

- логарифмирование данных:

ОСНОВНАЯ ЧАСТЬ

1пУ,г у

(1) (2)

проверка теста на стационарность временных рядов:

= У,- У (3)

г]^ г, ^ >

— или исследование коинтеграции рядов У^ и У^ .

Если временной ряд ^^^ является стационарным или если существует отношение коинтеграции порядка (1,1) между рядами у и У то закон единой цены выполняется.

Проверка закона единой цены на товары или услуги в разных регионах (больше, чем два) одной страны может быть выполнена следующим образом [8]:

— вычисляются относительные цены одних и тех же товаров или услуг — к в разных регионах страны - А>

— рассчитываются средние арифметические цены товаров или услуг — у или используются цены региона, представляющего все регионы;

— вычисляют логарифм следующего вида:

■К

эк

Pt = ln ( y ), (4)

It ' y

t

где P—цена товара или услуги (k) в регионе (i) на момент времени (t);jk средняя цена товара или услуги (k) в стране на момент времени (t)¡y* —цена товара или услуги (k) в регионе (i) на момент времени (t);

- проводят проверку теста на стационарность временного ряда Pkt .

Если временной ряд Pk:t является стационарным, то закон единой цены выполняется.

Наиболее часто используемым методом проверки закона единой цены или паритета покупательной способности является широко применяемый расширенный тест Дики Фуллера на единичный корень (далее — ADF). Согласно Шиллеру и Перрону, тест ADF неэффективен при применении к небольшим объемам. Авторы, чтобы улучшить мощность, предпочли использовать в качестве теста на стационарность панельных данных тест Левина-Лина (1992 г., 1993 г.) и тест Има- Песарана — Шина (1997 г.) [9]. Действительно, панельный анализ интересен тем, что он облегчает введение в нулевую гипотезу индивидуальных и временных специфических эффектов. Основное ограничение теста единичного корня панельных данных, проведенного Левином-Лином, состоит в том, чтобы в альтернативной гипотезе предположить один и тот же параметр авторегрессионной модели для всех участников панели [10]. Это предположение является ограничительным, поскольку при нулевой гипотезе оно подразумевает, что каждая цена возвращается к своему безусловному среднему значению с той же скоростью. Допуская большую степень неоднородности данных, Им, Маддала и Ву, Хадри предлагают два разных теста, которые более эффективны, чем тест Левина-Лина. Кроме того, оба теста позволяют иметь несколько долгосрочных множителей в альтернативной гипотезе[11]. В дальнейшем эти тесты для проверки выполнения закона единой цены применялись в ряде исследований, таких как Abuaf, Jorion (1990); Frankel, Rose (1996); MacDonald (1996); Oh (1996); Coakley, Fuertes (1997); Papell (1997), O'Connell (1998).

В последние два десятилетия в литературе по панельным тестам стационарности появилось понятие зависимости индивидов. Предложены тесты на стационарность, учитывающие эффекты зависимости между данными. Речь идет о тестах: Moon and Perron (2004), Песарана (2003) и тест Bai and Ng (2001, 2004) [12]. Таким образом, для проверки стационарности панелей необходимо сначала выполнить тест на перекрестную зависимость, например, тесты Песарана и Бреуша-Пагана. В большинстве исследований тесты использовались при проверке паритета покупательной способности в разных странах.

Проверка закона единой цены в регионах Бенина проведена на основе апробации тестов на наличие единичного корня, таких как тест на единичные корни в неоднородных панелях (Hadri test) и тест на стационарность, подходящий для данных панелей, имеющих зависимость между субъектами (Bai and Ng test). Оптимальный выбор того, какой тест использовать для каждой переменной, осуществлен с помощью теста Песарана на перекрестную зависимость (Test of cross-sectional dependence). Проанализировано 28 товаров первой необходимости и наиболее потребляемых продуктов по разным категориям. Цены на продукты были собраны из ежемесячных документов Национального института статистики и демографии Бенина, доступных на веб-сайте: www.inStaD.bj. Цены охватывают первое полугодие 2022 г. и учитывают пять основных регионов страны.

РЕЗУЛЬТАТЫ ИССЛЕДОВАНИЯ

В табл. 1 представлены средние цены в регионах Бенина на товары первой необходимости, используемые в исследовании. Следует отметить, что овощи, зерновые и их производные относительно дорогие в регионе Cotonou, а в регионе Bohicon они наиболее дешевые. Средняя цена на энергоносители и нефтепродукты, включая бензин, наиболее высокая в регионе Cotonou, а самая низкая в Porto-Novo, а также цены на рыбу и мясо. В среднем рыба и мясо относительно других регионов дешевле в Natitingou и дороже в Parakou. Что касается строительных инструментов, то цены выше в Natitingou и ниже в Lokossa по сравнению с другими регионами Бенина.

Таблица 1

Средние цены на товары первой необходимости по регионам Бенина, первое полугодие 2022 г., XOF

Товары Bohicon Cotonou Lokossa Natitingou Parakou Porto-Novo

Зерновые и их производные

Просо (1кг) 469,33 583,16 658,50 330,50 481,50 515,00

Кукуруза (1 кг) 216,66 291,33 317,33 216,33 247,50 294,16

Сахарная пудра рафинированная (1 кг) 562,33 658,16 531,33 542,83 654,83 631,00

Белая фасоль (1 кг) 658,33 799,66 752,16 605,50 799,00 639,83

Сорго (1 кг) 365,16 488,66 542,33 267,83 298,50 471,63

Местный рис (1 кг) 481,83 500,33 534,00 504,16 675,16 494,16

Импортный рис «Gino» (5 кг) 5569,50 5902,50 5628,50 6000,00 5561,00 5500,00

Сгущенное молоко «Jago» (1 кг) 1276,16 1302,16 1279,33 1212,50 1275,00 1183,33

Сгущенное молоко «кедровый орех» (1 кг) 1141,66 1206,33 1131,50 1112,50 1150,66 1183,33

Пшеничная мука (1 кг) 575,00 600,66 503,66 542,50 545,88 581,33

Спагетти «Matanti» (0,5 кг) 479,16 520,83 443,33 464,66 545,83 494,83

Итог 1072,28 1168,52 1120,17 1072,66 1112,26 1089,87

Овощи

Мука из маниоки (1 кг) 266 377,16 330,33 474,16 432,83 391,68

Батат (1 кг) 502,33 512,50 540,50 267,50 477 452,50

Помидоры свежие (1 кг) 457 606 572,16 511,33 567,33 579,50

Свежий перец чили (1 кг) 766,50 871,83 773,16 940,16 656 839,33

Круглый свежий лук (1 кг) 328 316,16 301,83 415,83 343 450,16

Арахисовое масло (1 л) 1241,66 1518,16 1277,50 1466,66 1426,33 1320,83

Нерафинированное пальмовое масло (1 л) 800 1118,50 805 1229,16 964,66 900

Итог 623,07 760,04 657,21 757,82 695,30 704,85

Источники энергии

Нефть (1 л) 871,30 951,33 648 700 744,60 816,66

Товары Bohicon Cotonou Lokossa Natitingou Parakou Porto-Novo

Бензин (1 л) 465 470,83 453 497,50 398,66 354,16

Бытовой газовый баллон (6 кг) 4382,50 4763,83 4406,66 4382,50 4570,16 4407,50

Окончание табл. 1

Товары Bohicon Cotonou Lokossa Natitingou Parakou Porto-Novo

Бытовой газовый баллон (12,5 кг) 9131,33 9497,83 9138,66 9129,66 9185,16 9065

Итог 3712,53 3920,95 3661,58 3677,41 3724,64 3660,83

Рыба и мясо

Замороженная рыба клоповник (1 кг) 1269,50 1553,83 1513,66 1300 1400 1233

Говядина (1 кг) 2455,50 3062,50 2638,83 1966,66 2479,16 2800

Баранина (1 кг) 3000 316,66 2638,83 2479,16 3000 2800

Итог 2241,66 1644,33 2263,77 1915,27 2293,05 2277,66

Строительные материалы

Цемент <^ОСЮЕ» (1 т) 76902,83 77187,50 80111,16 91604,16 83666,66 77347,16

Цемент <^СВ Lafarge» (1 т) 7152,83 77645,83 80416,66 91604,16 82673,50 77041,66

Железобетон (8 стержней) (1 т) 701250 728152,66 689930,50 746666,66 709122,16 722500

Железобетон (10стержней) (1 т) 701250 729486,16 689930,50 746666,66 709930,50 722500

Итог 371638,91 403118,03 385097,20 419135,41 396348,20 399847,20

Составлено автором по материалам исследования

Результаты теста Песарана на перекрестную зависимость представлены в табл. 2. Анализ результатов теста показал, что существует зависимость между регионами для определенных продуктов, а именно: просо, мука из маниоки, сорго, кукуруза, арахисовое масло, нерафинированное пальмовое масло, рис, рыба и мясо.

Таблица 2

Тест Песарана (Tests of cross-sectional dependence)

Наименование товара Р-значение Зависимость/независимость

Просо (1кг) 0,000 Зависимость

Мука из маниоки (1 кг) 0,016 Зависимость

Сахарная пудра рафинированная (1 кг) 0,658 Независимость

Белая фасоль (1 кг) 0,191 Независимость

Сорго (1 кг) 0,001 Зависимость

Кукуруза (1 кг) 0,000 Зависимость

Батат (1 кг) 0,079 Независимость

Помидоры свежие (1 кг) 0,214 Независимость

Свежий перец чили (1 кг) 0,169 Независимость

Круглый свежий лук (1 кг) 0,094 Независимость

Арахисовое масло (1 л) 0,004 Зависимость

Нерафинированное пальмовое масло (1 л) 0,008 Зависимость

Нефть (1 л) 0,091 Независимость

Бензин (1 л) 0,094 Независимость

Бытовой газовый баллон (6 кг) 0,394 Независимость

Бытовой газовый баллон (12,5 кг) 0,097 Независимость

Замороженная рыба клоповник (1 кг) 0,000 Зависимость

Говядина (1 кг) 0,003 Зависимость

Окончание табл. 2

Наименование товара Р-значение Зависимость/независимость

Баранина (1 кг) 0,001 Зависимость

Местный рис (1 кг) 0,000 Зависимость

Импортный рис «Gino» (5 кг) 0,000 Зависимость

Сгущенное молоко «Jago» (1 кг) 0,164 Независимость

Сгущенное молоко «кедровый орех» (1 кг) 0,300 Независимость

Пшеничная мука (1 кг) 0,060 Независимость

Спагетти «Matanti» (0,5 кг) 0,097 Независимость

Цемент «NOCIBE» (1 т) 0,074 Независимость

Цемент «SCB Lafarge» (1 т) 0,085 Независимость

Железобетон (8 стержней) (1 т) 0,093 Независимость

Железобетон (10 стержней) (1 т) 0,100 Независимость

Составлено автором по материалам исследования

Результаты теста на стационарность (Bai and Ng tests) представлены в табл. 3, ее анализ показал, что вероятность теста для таких продуктов, как мука из маниоки, нерафинированное пальмовое масло и баранина меньше 5 %. Поэтому нулевая гипотеза отвергается, а эти временные ряды являются стационарными процессами. Следовательно, для трех продуктов выполняется закон единой цены в регионах Бенина.

Таблица 3

Тест на стационарность (Bai and Ng tests)

Наименование товара Р-значение Стационарность

Просо (1 кг) 0,660 Нестационарный

Мука из маниоки (1 кг) 0,000 Стационарный

Сорго (1 кг) 0,924 Нестационарный

Кукуруза (1 кг) 0,936 Нестационарный

Арахисовое масло (1 л) 0,325 Нестационарный

Нерафинированное пальмовое масло (1 л) 0,046 Стационарный

Замороженная рыба клоповник (1 кг) 0,874 Нестационарный

Говядина (1 кг) 0,994 Нестационарный

Баранина (1 кг) 0,000 Стационарный

Местный рис (1 кг) 0,744 Нестационарный

Импортный рис «Опо» (5 кг) 0,494 Нестационарный

Составлено автором по материалам исследования

В табл. 4 представлен тест на стационарность переменных, имеющих независимость между регионами (Hadri test). Нулевая гипотеза этого теста гласит, что временные ряды стационарны. Вероятности всех исследованных временных рядов меньше 5 %, а значит нулевая гипотеза отвергается с достоверностью 95 %. Следовательно, временные ряды не являются стационарными. Значит закон единой цены в регионах Бенина по этим товарам не выполняется.

Таблица 4

Тест на стационарность (Hadri test)

Наименование товара Р-значение (5 %) Стационарность

Сахарная пудра рафинированная (1 кг) 0,002 Нестационарный

Белая фасоль (1 кг) 0,004 Нестационарный

Батат (1 кг) 0,000 Нестационарный

Помидоры свежие (1 кг) 0,004 Нестационарный

Окончание табл. 4

Наименование товара Р-значение (5 %) Стационарность

Свежий перец чили (1 кг) 0,008 Нестационарный

Круглый свежий лук (1 кг) 0,001 Нестационарный

Нефть (1 л) 0,008 Нестационарный

Бензин (1 л) 0,001 Нестационарный

Бытовой газовый баллон (6 кг) 0,001 Нестационарный

Бытовой газовый баллон (12,5 кг) 0,007 Нестационарный

Сгущенное молоко «Jago» (1 кг) 0,000 Нестационарный

Сгущенное молоко «кедровый орех» (1 кг) 0,016 Нестационарный

Наименование товара P-значение (5 %) Стационарность

Пшеничная мука (1 кг) 0,036 Нестационарный

Спагетти «Matanti» (0,5 кг) 0,007 Нестационарный

Цемент «NOCIBE» (1 т) 0,000 Нестационарный

Цемент «SCB Lafarge» (1 т) 0,000 Нестационарный

Железобетон (8 стержней) (1 т) 0,025 Нестационарный

Железобетон (10 стержней) (1 т) 0,018 Нестационарный

Составлено автором по материалам исследования

ОБСУЖДЕНИЕ РЕЗУЛЬТАТОВ

Закон единой цены в регионах Бенина выполняется только для 3 из 28 продуктов, рассмотренных в этой работе, что составляет 10,71 %. К этим продуктам относятся — мука из маниоки, нерафинированное пальмовое масло и баранина. Таким образом, арбитражный механизм на рынках Бенина неэффективен. Это можно объяснить нарушением основных допущений закона единой цены. При торговле товарами или любым другим физическим товаром необходимо учитывать стоимость их транспортировки, что приводит к разным ценам в разных регионах. Если разница в транспортных расходах не учитывает разницу в ценах на продукцию между регионами, то это может быть признаком дефицита или избытка в конкретном регионе [13]. Например, регион РогШ-пого находится ближе всего к Нигерии, которая является основным поставщиком энергоносителей в Бенин. Цены на эти продукты в РогШ-пого ниже, чем в других регионах. Аналогичным образом, операционные издержки могут приводить к изменению цен в зависимости от рынков и географических регионов. Когда транзакционные издержки, такие как затраты на поиск подходящего коммерческого партнера или затраты на ведение переговоров, или затраты на поиск продавца становятся выше, то и цена товара там, как правило, будет выше, чем на других рынках с более низкими транзакционными издержками [14]. Так обстоит дело в регионе Natitingou, где в среднем цена мяса выше по сравнению с другими регионами Бенина. Действительно, основным видом деятельности в районе Natitingou является животноводство. Согласно статистике Министерства сельского хозяйства, животноводства и рыболовства, Natitingou обеспечивает 84 % от общего объема производства мяса в Бенине [15]. Кроме того, юридические препятствия для торговли, такие как таможенные пошлины, торговые ограничения, могут привести к постоянным расхождениям в ценах, а не к единой цене [16]. Правительство Бенина находится в самом центре процесса децентрализации, дающего право каждому региону устанавливать свои таможенные и торговые тарифы. Это может объяснить разницу в ценах между регионами. Наконец, рыночная структура также может привести к невыполнению закона единой цены. Поскольку количество покупателей и продавцов (и способность покупателей и продавцов выходить на рынок) может варьироваться от рынка к рынку, концентрация рынка и способность покупателей, продавцов устанавливать цены также может варьироваться.

ЗАКЛЮЧЕНИЕ

В настоящей работе предложена методика проверки гипотезы о соблюдении закона единой цены в различных регионах Бенина на основе применения тестов единичного корня и оценки перекрестной зависимости данных. Наше исследование проведено в пределах государственных границ Бенина. Закон

единой цены демонстрирует свою важность в теории определения индексов заработной платы в экономических решениях правительства, следовательно, необходимо знать выполняется ли этот закон или нет. Возможность определения перекрестной зависимости между данными предполагает применение методики, которая включает корреляционное исследование, что предшествует выбору подходящего теста на единичный корень. Выбор структуры анализа без географических границ позволяет обойти критику, связанную с использованием тестов на стационарность для проверки закона единой цены или паритета покупательной способности. В результате выявлено, что в Бенине закон единой цены соблюдается не для всех товаров первой необходимости, которые проанализированы в работе. Это, среди прочего, может быть объяснено транспортными издержками в результате перевозки продуктов из одного региона в другой, структурой рынков, торговыми ограничениями и последствиями децентрализации. Цены оказались высокими в одних регионах и низкими в других. Продукты, за исключением рыбы и мяса, в регионе Cotonou, который является экономической столицей, дороже, чем в других регионах. Таким образом, Cotonou в целом можно рассматривать как регион, в котором жизнь в Бенине наиболее дорогая в отличие от Lokossa, где в целом цены ниже, чем в других регионах. В некоторых регионах Бенина существует сильная зависимость от определенных видов продуктов, таких как просо, мука из маниоки, сорго, кукуруза, арахисовое масло, нерафинированное пальмовое масло, рис, рыба и мясо. Цены на эти продукты по регионам существенно различаются. Поэтому, результаты этой работы могут быть очень полезны как в исследованиях проверки закона единой цены в рамках одной страны, так и в исследованиях, основанных на оценке стационарности панельных данных. Экономические агенты могут использовать эти результаты, чтобы принять решение, в каком регионе Бенина жить лучше.

Библиографический список

1. Chortareas G., Kapetanios G. Getting PPP right: identifying mean-reverting real exchange rates in panels. Journal of Banking & Finance. 2009; 33(2): 390-404 с.

2. Christophe Hurlin, Valerie Mignon. A synthesis of unit root tests on panel data. Economics andforecasting. 2005; №169, 170-171. 254 с.

3. Samuelson P. Theoretical Notes on Trade Problems. The Review of Economics and Statistics. 1964; (46):145-164 с.

4. Breusch T., Pagan A. The Lagrange multiplier test and its application to model specification in econometrics. Review of Economic Studies. 1980 ; (47): 239-253 c.

5. Baneth J. The theory of purchasing power parity: a new review Journal of Development Economics. 1994; 35-72 с.

6. Westerlund J., Blomquist J. A. Modified LLC Panel Unit Root Test of the PPP Hypothesis. Empirical Economics. 2013; (44): 833-860 с.

7. Ceglowski J. The law of one price: intranational evidence for Canada. Canadian Journal of Economics. 2003; 36(2):373-400 с.

8. Скроботов А.А. Тестирование единичных корней в панельных данных против неоднородной альтернативы с приложением к региональным индексам потребительских цен РФ. Российское предпринимательство. 2017;18 (2): 176-184 с.

9. Shiller R., Perron P. Testing the Random Walk Hypothesis: Power versus Frequency of Observation. Economics Letters. 1985; 18(4):381-386 c.

10. Kwiatkowski D., Phillips P.C.B., Schmidt P., ShinY Testing the Null Hypothesis of Stationarity against the Alternative of a Unit Root. Journal of Econometrics. 1992; 54(1-3): 91-115 c. https://doi.org/10.1016/0304-4076(92)90104-Y

11. Ратникова Т.А., Фурманов К.К. Анализ панельных данных и данных о длительности состояний:учебное пособие. М.: Изд. Дом ВШЭ; 2014. 298 c.

12. Phillips P.C.B., Sul D. Dynamic panel estimation and homogeneity testing under cross section dependence. Econometrics Journal. 2003; 6(1):217-259 c. https://doi.org/10.1111/1368-423x.00108

13. Глущенко К. Закон единой цены в российском экономическом пространстве. Прикладная эконометрика. 2010; 17(1): 3-19 c.

14. Balassa B. The purchasing power parity doctrine: a reappraisal. Journal of Political Economy. 1964; 72(6):584-596 c. https:// doi.org/10.1086/258965

15. Ministère de l'agriculture, de l'élevage et de la pêche du Benin [Министерство сельского хозяйства, животноводства и рыболовства Бенина]. https://agriculture.gouv.bj/elevage (дата обращения: 20.01.2023).

16. Duarte M., A.L.Wolman. Fiscal policy and regional inflation in a currency union. Journal of International Economics. 2022; (74): 344-385 c. https://doi.org/10.2139/ssrn.2184493

References

1. Chortareas G., G. Kapetanios. Getting PPP right: identifying mean-reverting real exchange rates in panels. Journal of Banking & Finance. 2009; 33(2): 390-404 pp.

2. Christophe Hurlin, Valerie Mignon. A synthesis of unit root tests on panel data. Economics and forecasting. 2005; No.169,170-171. 254 p.

3. Samuelson Paul A. Theoretical Notes on Trade Problems. The Review of Economics and Statistics. 1964. No. 46. pp. 145-164.

4. Breusch, T., Pagan A. The Lagrange multiplier test and its application to model specification in econometrics. Review of Economic Studies. 1980 ; (47): 239-253 pp.

5. Baneth J. The theory of purchasing power parity: a new review. Journal of Development Economics. 1994; 35-72 pp.

6. Westerlund, J., J.A. Blomquist. Modified LLC Panel Unit Root Test of the PPP Hypothesis. Empirical Economics. 2013; (44): 833-860 pp.

7. Ceglowski J. The law of one price: intranational evidence for Canada. Canadian Journal of Economics. 2003; 36 (2):373-400 pp.

8. Skrobotov A.A. Testing of single roots in panel data against a heterogeneous alternative with an appendix to regional consumer price indices of the Russian Federation. Russian entrepreneurship. 2017;18 (2): 176-184 pp.

9. Shiller R., Perron P. Testing the Random Walk Hypothesis: Power versus Frequency of Observation. Economics Letters. 1985; 18(4):381-386 pp.

10. wiatkowski D., Phillips P.C.B., Schmidt P., ShinY Testing the Null Hypothesis of Stationarity against the Alternative of a Unit Root. Journal of Econometrics. 1992; 54(1-3): 91-115 pp. https://doi.org/10.1016/0304-4076(92)90104-Y

11. Ratnikova T.A., Furmanov K.K. Analysis of panel data and data on the duration of states: a textbook. Moscow: Publ. House of HSE; 2014. (In Russian).

12. Phillips P.C.B., Sul D. Dynamic panel estimation and homogeneity testing under cross section dependence. Econometrics Journal. 2003; 6(1):217-259 pp. https://doi.org/10.1111/1368-423x.00108

13. Glushchenko K. The law of a single price in the Russian economic space. Applied Econometrics. 2010; 17(1): 3-19 pp.

14. Balassa B. The purchasing power parity doctrine: a reappraisal. Journal of Political Economy. 1964; 72(6):584-596 pp. https://doi.org/10.1086/258965

15. Ministry of Agriculture, livestock and Fisheries of Benin [Ministère de l'agriculture, de l'élevage et de la pêche du Benin]. https://agriculture.gouv.bj/elevage (accessed 20.01.2023).

16. Duarte M., A.L.Wolman. Fiscal policy and regional inflation in a currency union. Journal of International Economics. 2022; (74): 344-385 pp. https://doi.org/10.2139/ssrn.2184493