Динамика распределения цен

из "Интегрированность российского рынка "

Рассмотрев состояние интеграции рынка в 1994-2000 гг., обратимся к развитию интеграции в этом периоде. Первый вопрос касается о-сходимости. Рис. 2 демонстрирует динамику разброса цен, измеряемого как Of, стандартное отклонение цен, отнесённых к среднероссийскому уровню. Траектория ot показывает, что разброс цен по всем регионам почти неуклонно уменьшался, по крайней мере, до середины 1999 г. Это является очевидным свидетельством а-сходи-мости в 1994-2000 гг., говоря о том, что российский рынок движется к интеграции. [c.41]
Плотности распределения говорят о нескольких чертах динамики формы распределения за 7-летний период 1994-2000 гг. В выборке всех регионов, рис. 3(а), главная мода распределения сдвигается от отрицательных Р к нулю, или, в терминах цен, от стоимости 25-продуктового набора ниже среднероссийской к среднероссийскому значению. Наряду с этим левый хвост распределения со временем укорачивается. Но правый хвост сохраняется в течение всего периода, не давая распределению стать симметричным к концу периода, равно как сохраняется и небольшая второстепенная мода на этом хвосте. Однако и правый хвост несколько сокращается, а мода в области высоких цен сдвигается по направлению к нулю. [c.45]
Обращаясь к рис. Г1, Г2 Приложения Г, можно видеть, что наиболее значительный сдвиг произошёл между 1997 и 1998 гг., что следует отнести на кризис 1998 г. Не показанные оценки для каждого месяца говорят, что этот сдвиг произошёл вскоре после финансового кризиса августа 1998 г. В основном цены, порождающие моду в области высоких цен — это цены в труднодоступных и нескольких дальневосточных регионах. Доля импортных продовольственных товаров на рынке этой части страны (как и вообще азиатской части страны) была заметно ниже, чем в западной части России. Поэтому обвальная девальвация рубля в августе 1998 г. снизила (относительные) цены в большинстве регионов, формирующих моду высоких цен . Таким образом августовский кризис сузил разрыв в ценах между Дальним Востоком и остальной частью России. [c.46]
Так как группа неинтегрированных регионов включает все труднодоступные регионы, распределения для них проявляют некоторые сходные черты в отношении правого хвоста (рис. 3(6)). Два основных различия состоят в следующем. Во-первых, главная мода не смещается со временем, имея максимум почти при одном и том же значении Р. Во-вторых, правый хвост распределения толще. Этого можно было ожидать, поскольку в нём сосредоточены неинтегрированные дорогие регионы. Распределение для неинтегрированных регионов имеет следующие статистики в 2000 г. в сравнении со статистиками распределения для России в целом (в скобках) среднее 0.104 (-0.009), медиана -0.100 (-0.042), стандартное отклонение 0.281 (0.157). [c.46]
Наконец, несколько слов о распределении для интегрированных регионов (рис. 3(г)). Оно стремится к симметричности, его среднее и медиана близки друг к другу и к нулю в 2000 г. они составляют соответственно -0.023 и -0.032. Распределение гораздо уже, чем для России в целом стандартное отклонение первого равно 0.055 (тогда как второго — 0.157). Кроме того, распределение для интегрированных регионов стремится к нормальному. Например, для 2000 г. гипотеза нормальности имеет значимость 64% (по статистике Жарка-Бера). [c.46]
Следует отметить, что коэффициент Джини является практически таким же измерителем разброса цен (неравенства), что и стандартное отклонение логарифмов цен ot. На рис. Д1 Приложения Д сопоставлены ot с рис. 2 и Gt с рис. 4 (оба показателя — по всем регионам). Различаясь количественно, они ведут себя аналогично при изменении распределений, их траектории совпадают с высокой степенью точности. [c.47]
Как показывает рис. 4, относительная мобильность влияет только на локальные свойства динамики неравенства по ценам, не оказывая сколько либо заметного воздействия на глобальный тренд в направлении уменьшения неравенства. Всплески мобильности коррелируют только с временными увеличениями неравенства по ценам (как ни удивительно, она вообще не действует в пользу уменьшения неравенства). За исключением этих всплесков, относительная мобильность остаётся очень низкой, не превышая 0.015. [c.48]
Чтобы проверить это, индексы относительной мобильности рассчитаны также за более длительные периоды, от одного года до шести лет. Результаты приведены в табл. 3. Были использованы усреднённые по каждому году пространственные ряды в скобках даны результаты для России без труднодоступных регионов. [c.49]
Как и можно было ожидать, устранение труднодоступных регионов уменьшает неравенство по ценам и увеличивает мобильность. Тем не менее индексы мобильности очень малы, не превосходя 0.1 (максимальное значение, равное 0.95, имеет место для отрезка 1994-1999 гг.). Среднее значение St для одного года составляет 0.027 (здесь и далее рассматриваются величины для России без труднодоступных регионов), а для двух лет — 0.052. Средние значения для более длительных отрезков времени очень близки друг к другу (составляя от 0.074 до 0.077) и к St для 1994-2000 гг. Заметно, что кризис 1998 г. внёс существенный вклад в увеличение мобильности. В целом и результаты, приведённые в табл. 3, не дают ясных свидетельств какой-либо связи между относительной мобильностью и уменьшением неравенства по ценам. [c.49]
Оба ядра оцениваются по усреднённым за год данным. На рис. 5 даны трёхмерные изображения обеих оценок стохастического ядра. Линия, спроектированная от фиксированной величины Pt- параллельно оси Ptl характеризует вероятность перехода региона к отдельным значениям цен в момент t при данной цене в момент t - т. [c.52]
Несмотря на различие между полученными стохастическими ядрами, они качественно подобны, говоря об одних и тех же особенностях динамики распределения цен. Пунктирные линии на рис. 5(а) и рис. 5(6) отмечают диагонали, т.е. линии равенства цен в моменты t - т и t. Иными словами, это линия отсутствия мобильности . Будь большая часть распределения сосредоточена вдоль этой линии, это говорило бы о низкой абсолютной мобильности по ценам. Однако это не так, полученная картина показывает, что степень мобильности довольно высока. Линия мод обоих стохастических ядер повёрнута против часовой стрелки, пересекая диагональ примерно в нулевой точке. Это означает, что регионы с ценами ниже среднероссийских имеют тенденцию к переходу к более высоким ценам, а регионы с высокими ценами — к более низким ценам только регионы с ценами, близкими к средним по стране, являются почти немобильными. [c.53]
Как говорилось в разд. 2.1, стохастическое ядро может быть использовано также для оценки долгосрочного предела распределения цен — эргодического распределения. На рис. 6 представлены оценки эргодических распределений, полученных с помощью обоих стохастических ядер, для сравнения дано также фактическое распределение цен в 2000 г. [c.53]
При оценке эргодического распределения хватило 23 итерации (возведения в степень) по формулам (20) и (21), чтобы ядро (а) сошлось к нему, для ядра (б) потребовалось 89 итераций. Два оцененных распределения близки друг к другу, Они почти симметричны, кроме правого хвоста, который становится короче, но всё же остаётся. Распределение имеет одну моду, предсказывая отсутствие клубов сходимости цен в долгосрочной перспективе. [c.54]
Исходя из теоретического эталона полной интегрированности, ситуацию нельзя назвать блестящей, поскольку пятая часть регионов не является ни интегрированной, ни движущейся к интеграции. Но давайте сравним её с реальным эталоном — США, рынок которых считается наиболее интегрированным. Такое сравнение проведено на рис. 7. [c.54]

Вернуться к основной статье