Паритет покупательной способности, причины отклонения курса рубля от паритета в России

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 товаров. Гипотеза Баласса-Самуэльсона говорит о том, 
что именно 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 производительности в двух секторах, а также индексе 
отношения цен торгуемых товаров к ценам неторгуемых товаров. 
t
N
T
T
N
t
T
N
a
a
p
p
]
[
)
(
−
⋅
+
=
−
θ
θ
β
α
(4.5)
Все коэффициенты оказываются незначимыми, что может быть следствием 
недостаточного количества данных (оценка проводилась на годовых данных, поэтому 
полученные результаты являются достаточно условными). 
 
Р
ИСУНОК 
13. 
Приращения левой и правой части уравнения (4.6). 
-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
P
d
log
N
T
T
N
A
d
A
d
lo g
lo g
−
θ
θ
Источник: Росстат, 
Бессонов (2002)
, расчеты автора. 
Учитывая сложности с получением такого рода данных, попытаемся, всё же, 
проверить для российской экономики гипотезу Баласса-Самуэльсона о том, что 
колебания относительных цен торгуемых и неторгуемых товаров обусловлены 

---

различиями в росте совокупной факторной производительности двух секторов. Для 
этого построим отдельно приращения левой и правой части приведенного уравнения 
(4.5), см. рис. 13. 
Периоды отрицательных и положительных значений обеих частей уравнения 
совпадают. Это означает, что снижение совокупной факторной производительности 
торгуемых товаров по сравнению с неторгуемыми товарами сопровождался снижением 
их относительных цен. 
Корреляция двух частей равенства составляет 0.56, что свидетельствует в пользу 
гипотезы Баласса-Самуэльсона. Ограниченность выборки, небольшое количество точек 
и высокая погрешность 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 населения 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 и 1999-2003 (см. рис 14). 
Равновесные зависимости выглядят следующим образом: 
0,6
-
*
P
E
P
*
27,8
L
Y
⋅
=
(Россия 1991-1994) 
5,0
-
*
P
E
P
*
27,8
L
Y
⋅
=
(Россия 1999-2003) 
3,9
-
*
P
E
P
*
27,8
L
Y
⋅
=
(среднемировая) 
На их основе можно рассчитать равновесные положения отношения цен для 
каждого года и сравнить их с действительно наблюдавшимися значениями (см. рисунок 
14). Видно, что значительные отклонения от прогноза возникали только в период с 
1996 по 1998 годы. Это связано, скорее всего, с политикой фискированного валютного 
курса, проводимой Центральным Банком. После валютного кризиса 1998 года 
отношение цен приблизилось к своему новому равновесному значению. 

---

Р
ИСУНОК 
14.