Экономика Беларуси

Влияние изменения обменного курса на торговый баланс Бел аруси

111

Рис. 7. Рекурсивные оценки стабильности ARDL модели, расчетные и фактические значения, одношаговый вневыборо чный прогноз для Ln (X/M)

5.3. Векторная авторегрессия

Анализ влияния изменения реального эффективного обменн ого курса на торговый баланс был продолжен с применением VAR. В модели использовались четыре переменные Ln(X/M), DLnREER, DLnY, DLnYW, а также константа и сезонные фиктивные переменные. Длина лага равнялась четырем. На основе VAR рассчитывалась функция импуль сного отклика, характеризующая влияние на торговый баланс ед иничного шока DLnREER . Как показано на рис. 8, последствия единичного шока следующие: торговый баланс улучшается через два квартала после укрепления белорусского рубля, а затем происходит его ухудш ение, которое продолжается на протяжении третьего и четвертого ква ртала после ревальвации. Такие же результаты получены и на основе у сеченной VAR, не содержащей статистически незначимых переменных (рис . 9). Поскольку, в нашем случае результаты, расчетов на основе ARD L модели, полностью совпадают с результатами функции импульс ного отклика, полученными на основе VAR, можно констатировать, чт о мы имеем статистическое подтверждение положительного влияния обесценения белорусского рубля на торговый баланс в краткоср очном периоде.

112	Ирина Точицкая, Игорь Пелипась

	Ðèñ 8. VAR: Ln (X/M) импульсный	Ðèñ. 9. VAR: Ln (X/M) импульсный
		отклик на DLnREER единичный шок
	отклик на DLnREER единичный шок
	(95% доверительный интервал)	(95% доверительный интервал)

5.4.Тест на наличие долгосрочной связи в уравнениях экспорта и импорта

Как уже упоминалось ранее, в соответствии с тестом на един ичный корень, Ln(X/M) является стационарной переменной. Следовательно, она не могла использоваться в качестве зависимой переменной для анализа наличия долгосрочной связи между изменением реального э ффективного обменного курса и торгового баланса. Поэтому в данной раб оте проводилось тестирование условия Marshall–Lerner, а именно то, превышает ли сумма эластичности экспорта и импорта по относительной ц ене единицу. Если данное условие соблюдается, то можно говорить о нали чии долгосрочной положительной связи между обесценением белорус ского рубля и торговым балансом. Для проведения анализа необходимо, что бы уравнения экспорта и импорта включали в качестве одной из перем енных относительные цены. Вместе с тем данные по индексам экспортны х и импортных цен за весь анализируемый период отсутствуют. Поэтому , как было предложено в работах Dornbrush (1980), Bahmani-Oskooee and Brooks (1999), в качестве аппроксимации относительных цен был использо ван реальный эффективный обменный курс. Таким образом, уравнения экспо рта и импорта имеют следующий вид:

/Q;	D E/Q<: F/Q5((5 H .	(3)
/Q0	D E/Q< F/Q5((5 H .	(4)

Следует обратить внимание на то, что в нашем случае снижен иеREER означает девальвацию национальной валюты, стимулирующе е экспорт и уменьшающее импорт. В обоих уравнениях знак при показател е, означающем доходы должен быть положительным.

Анализ начинается с проверки порядка интегрированности переменных с использованием ADFGLS-теста. Как показывают данные табл. 1, все

Влияние изменения обменного курса на торговый баланс Бел аруси

113

переменные в уравнениях (3)–(4) являются стационарными в пе рвых разностях. А их уровни имеют порядок интегрированности I(1). Так им образом, мы можем переходить к коинтеграционному анализу с це лью проверки условия Marshall–Lerner.

Для тестирования долгосрочных связей в многомерном коин теграционном пространстве, как правило, используется метод Йохан сена. Однако, поскольку анализ долгосрочных зависимостей проводит ся в рамках системы, данный метод требует, чтобы все уравнения систем ы были хорошо специфицированы. В нашем случае временной ряд является относительно коротким (36 кварталов), что может вызвать ошибки спе цификации в рамках метода Йохансена. Поэтому в данном исследова нии применялся тест, предложенный Pesaran, Shin and Smith (2001). Согласно данному методу, для проверки наличия долгосрочных связей между пе ременными используется F-test, а затем его значение сравнивается с двумя границами критических значений. В том случае, если фактическое знач ениеF-test превышает верхний критический уровень, нулевая гипотеза об отсутствии коинтеграции отвергается. Если F-test оказывается под нижней границей критических значений, коинтеграция между переменными от сутствует. В табл. 4 и 5 представлены результаты расчетов.

При использовании теста Pesaran–Shin–Smith первоначальная длина лага как в первой, так и во второй модели равнялась четырем . В случае LnM исходная модель редуцировалась при помощи метода «от общего к частному». Как видно из табл. 4–5, модели хорошо специфициро ваны и F-test в обоих случаях находятся выше верхней границы критиче ских зна- чений, подтверждая наличие коинтеграции между переменны ми.

После нормализации коинтеграционных векторов по LnX è LnM, модели долгосрочной связи между экспортом, импортом и объяс няющими переменными принимают следующий вид (в круглых скобках п риведена t-статистика):

/Q; /Q5((5 /Q<: WUHQG .	(5)
/Q0 /Q5((5 /Q<	(6)

В уравнениях (5)–(6) все знаки соответствуют теоретическим ожиданиям. Эластичность по доходам оказалась для экспорта суще ственно выше, чем для импорта, подтверждая высокую зависимость экономи ки Беларуси от роста экономик в странах основных торговых партнерах. Сумма абсолютных значений эластичности экспорта и импорта по REER превышает единицу. Однако LnREER для импорта оказался статистически незначи- мым. Одним из возможных объяснений является тот факт, что в следствие высокой зависимости импорта Беларуси от рынка одной стра ны (России), а также ограниченного количества поставщиков импор тной продукции из данной страны цены на импорт являются неэластичным и.

114	Ирина Точицкая, Игорь Пелипась

Таблица 4

Результаты коинтеграционного анализа: экспорт

'

'

'

'

'

'

'

'

'

'

'

'

'

'

F

Таблица 5

Результаты коинтеграционного анализа: импорт

FRQVWDQW

'

'

'

'

'

0

5((5

5((5

<

<

0

5((5

<

F

Влияние изменения обменного курса на торговый баланс Бел аруси

115

Таким образом, проведенные исследования подтвердили выд винутую гипотезу о наличии долгосрочной связи между девальвацие й белорусского рубля и улучшением торгового баланса. Несмотря на то что LnREER для импорта является статически незначимым, эластичность эк спорта поREER равняется 2.055. Соответственно, сумма эластичностей значительно превышает единицу, и условие Marshall–Lerner можно считать формально выполненным.

6. ЗАКЛЮЧЕНИЕ

Целью данной работы являлось исследование взаимосвязи м ежду девальвацией национальной валюты и улучшением торгового балан са в Беларуси. Для проведения анализа была использована модель, вклю чающая в качестве зависимой переменной отношение экспорта к импо рту, объясняющие переменные были представлены реальным эффективным обменным курсом, а также внутренними доходами и доходами стран осн овных торговых партнеров. В результате проведенного анализа получ ены следующие выводы.

Тест на единичный корень выявил, что в отличие от данных, пр иведенных в эмпирической литературе по теме, торговый баланс является стационарной величиной. Таким образом, последующее иссле дование долгсрочных зависимостей между переменными на основе данной модели не имеет смысла. Поэтому далее проводился анализ наличия кра ткосрочной связи между обесценением белорусского рубля и торговым б алансом на основе модели с одним уравнением регрессии. Как показываю т результаты исследования, девальвация белорусского рубля приводи т к улучшению торгового баланса в краткосрочном периоде. Положительны й эффект от укрепления валюты, отмечаемый через два квартала, непродо лжителен и может быть объяснен существованием лага во времени, в теч ение которого производители и потребители приспосабливаются к новы м ценам, а также тем, что экспортные и импортные цены изменяются в не одинаковой степени.

Влияние изменения эффективного обменного курса на торго вый баланс Беларуси проводилось также с применением VAR, на основе которой рассчитывалась функция импульсного отклика, характе ризующая влияние на торговый баланс единичного шока реального эфф ективного обменного курса. Следствием единичного шока явилось улуч шение торгового баланса через два квартала после укрепления белорус ского рубля, а затем его ухудшение, продолжающееся на протяжении третье го и четвертого квартала после ревальвации. Такие же результаты получены и на основе ARDL-модели. Следовательно, можно считать статистичес ки подтвержденным наличие положительного влияния обесценения белорусского рубля на торговый баланс в краткосрочном периоде.

Анализ долгосрочной зависимости с использованием услов ияMarshall– Lerner также выявил положительный эффект от девальвации для торгово-

116	Ирина Точицкая, Игорь Пелипась

го баланса Беларуси. При этом следует отметить, что обесце нение белорусского рубля оказывает существенное положительное вл ияние на рост экспорта.

ЛИТЕРАТУРА

Alexander, S (1959) Effects of Devaluation: A Simplified Synthesis of Elasticities and Absorption Approaches. American Economic Review, 49, 21–42.

Alexander, S. (1952) Effects of devaluation on a trade balance, IMF Staff Papers, 2, 263–78.

Baharumshah, A (2001) The Effect of Exchange Rate on Bilateral Trade Balance: New Evidence from Malaysia and Thailand. Asian Economic Journal, 15, 3, 291–312 Bahmani-Oskooee, M and Brooks, T. (1999) Cointegration Approach to Estimating Bilateral Trade Elasticities between U.S. and Her Trading Partners, International

Economic Journal, Winter 1999, 13, 4, 119–128.

Bahmani-Oskooee, M. (2001) Nominal and Real Effective Exchange Rates of Middle Eastern Countries and their Trade Performance. Applied Economics, 33, 103–111.

Bickerdike, C. (1920) The Instability of Foreign Exchange. The Economic Journal, 30, No 17, 118–122.

Boyd, D. et al (2001) Real Exchange Rate Effects on the Balance of Trade: Cointegration and the Marshall–Lerner Condition. International Journal of Finance and Economics, 6, 187–200.

Brahmasrene, T. (2002) Exploring Real Exchange Rate Effects on Trade Balances in Thailand. Managerial Finance, 28, 11, 16–27.

Buluswar, M. et al. (1996) Devaluation and the Trade Balance in India: Stationarity and Cointegration. Applied Economics, 28, 429–432.

Dickey, D., Fuller, W. (1979) Distribution of the estimators for autoregressive time series with a unit root. Journal of American Statistical Association, 74, 427– 431.

Dornbrush, R. (1980) Open Economy Macroeconomics. Basic Books, New-York. Dornbusch, R. (1973) Devaluation, Money and Non-traded goods, American

Economic Review, 63, 871–80.

Elliot, G. et. al (1996) Efficient tests for an autoregressive unit root, Econometrica, 64, 4, 813–836.

Frenkel, J., Rodriguez, C. (1975) Portfolio Equilibrium and the Balance of Payments: a Monetary Approach, American Economic Review, 65, 674–688.

Greenwood, J. (1984) Non-traded Goods, the Trade Balance, and the Balance of Payments, Canadian Journal of Economics, 17, 4, 806–623.

Hacker, R., Hatemi, A. (2002) The Effect of Exchange Rate Changes on Trade Balances in the Short – and – Long - run. Evidence from German Trade With Transitional Central European Economies, Economics of Transition, 12, 4, 777–799.

Harberger, A. (1950) Currency Depreciation, Income, and the Balance of Trade.

Journal of Political Economy, 58, 1, 47–60.

Himarios, D. (1989) Do Devaluations Improve the Trade Balance? The Evidence Revisited. Economic Inquiry, 27, 1, 143–168.

Kale, P. (2001), Turkey ’s Trade Balance in the Short and the Long Run: Error Correction Modeling and Cointegration. The International Trade Journal, xv, 1, 33–56

Влияние изменения обменного курса на торговый баланс Бел аруси

117

Kreuger, A. (1983) Exchange Rate Determination, Cambridge University Press. Lal, A., Lowinger, T. (2002) The J-curve: Evidence from East Asia. Journal of

Economic Integration, 17, 397–415.

Lerner, A (1944) The Economics of Control: Principles of Welfare Economics. The Macmillan Company, N.Y.

Mahdavi, S., Sohrabian, A. (1993) The Exchange Value of the Dollar and the US Trade Balance: an Empirical Investigation Based on Cointegration and Granger causality tests, Quarterly Review of Economics and Finance, 33, 4, 343–358.

Marshall, A. (1923) Money, Credit and Commerce. London, Macmillan. Meade, J. (1951) The Balance of Payments, Oxford University Press, Oxford. Metzler, L. (1948) The Theory of International Trade, in Ellis H. (eds.) A

Survey of Contemporary Economics, 1, Blakiston, Philadelphia.

Miles, M. (1979) The Effects of Devaluation on the Trade balanceand the Balance of Payments: Some New Results. Journal of Political Economy, 87, 600– 620.

Mundell, R. (1971) Monetary Theory, Pacific Palisades, Goodyear.

Onafowora, O. (2003) Exchange Rate and Trade Balance in East Asia: is there a J-curve? Economics Bulletin, 5, 18, 1–13.

Pesaran, H. et. al. (2001) Bounds Testing Approaches to the Analysis of Level Relationships. Journal of Applied Econometrics, 16, 289–326.

Rahman, M. et al. (1997), Dynamics of the Yen-Dollar Real Exchange Rate and the USD Japan Real Trade Balance. Applied Economics, 29, 661- 664.

Robinson, J. (1947) The Foreign Exchanges. In: Ellis, H., Metzler, L. (eds.)

Readings in the T heory of International Trade, Allen and Unwin, Philadelphia. Rose, A., Yellen, J. (1989) Is There a J-Curve? Journal of Monetary Economics ,

24, 53–68.

Rose, A. (1991) The Role of Exchange Rates in a Popular Model of International Trade: Does the «Marshall-Lerner» Condition Hold? Journal of International Economics, 30, 3–4, 301–316.

Rose, A., Yellen, J. (1989) Is there a J-curve? Journal of Monetary Economics, 24, 1, 53–68.

Stucka, T (2003) The Impact of Exchange Rate Changes on the Trade Balance in Croatia, Croatian National Bank, Working Papers, 11.

Wilson, P (2001) Exchange Rates and the Trade Balance for Dynamic Asian Economies—Does the J-Curve Exist for Singapore, Malaysia, and Korea? Open Economies Review, 12, 389–413.

Wilson, P., Tat, K. (2001) Exchange Rates and the Trade Balance: the Case of Singapore 1970 to 1961, Journal of Asian Economics, 12, 47–63.

118

СОСТОЯНИЕ И ПЕРСПЕКТИВЫ РЕФОРМИРОВАНИЯ БЕЛОРУССКОЙ БАНКОВСКОЙ СИСТЕМЫ

Дмитрий Крук

1. ВВЕДЕНИЕ

Структурные параметры белорусской банковской системы в о многом являются следствием белорусской экономической модели, сов мещающей в себе два блока. Во-первых, доминирующий государственный с ектор, который включает крупнейшие предприятия и большую часть эксп ортеров. В данном сегменте сконцентрированы потенциально наиболее прибыльные (по объему прибыли) предприятия, а также те, которые выполн яют преимущественно социальные функции. При этом в деятельности государственного сектора1 следует выделить ряд равнозначно приоритетных задач: максимально возможное прибыльное функционирование в рамках существующей модели, выполнение ряда неэкономических за дач, сформулированных правительством. Для выполнения такого рода за дач неотъемлемой составляющей данной модели выступает среда, в котор ой функционируют данные предприятия. Такую среду, на наш взгляд, наиб олее уместно охарактеризовать как рыночную, с большим набором инс трументов по созданию мягких бюджетных ограничений2 для этих предприятий. При этом степень мягкости (жесткости) бюджетных ограничений варьируется в зависимости от состояния реального сектора, обусловлен ного общими макроэкономическими тенденциями, а также в зависимости о т отрасли, ее финансового состояния и приоритетности. Важной особенно стью государственного сектора выступает также и высокая концентраци я производства и экспорта. В Беларуси существует такая категория пр едприятий, как валообразующие, в результате чего динамика большей ча сти макроэкономических показателей пропорциональна динамике ана логичных по-

1В белорусской (банковской) статистике под государственн ым сектором также подразумеваются предприятия акционерной организационно-правовой формы, но с близким к 100% или контрольным пакетом акций государства. Здесь и далее под государственным сектором мы подразумеваем все предприятия, находящиеся в собст венности государства, вне зависимости от организационно-правовой формы. При таком п одходе, по оценкам МВФ, соотношение долей государственного и частного секторов в белорусской экономике составляет около 80 и 20% соответственно, по оценкам ЕБРР, соответствующие показатели составляют 75 и 25% соответственно.

2См., например, Kornai, Maskin, Roland (2002) «Understanding Soft Budget Constraint».

Состояние и перспективы реформирования белорусской бан ковской системы

119

казателей на данных предприятиях.3 Поэтому достижение желаемой правительством динамики как экономических, так и неэкономич еских показателей отчасти упрощается, поскольку смягчение бюджетных ограничений необходимо лишь для относительно небольшого количества предприятий.

Второй блок реального сектора составляет частный сектор , представленный преимущественно средними и малыми предприят иями. В свою очередь частный сектор функционирует преимуществе нно в условиях жестких бюджетных ограничений, однако при этом в сво ей деятельности он не столь сильно обременен неэкономическими огра ничениями. Значимым фактором становится также сфера деятельности ч астного сектора. Можно согласится с допущением, что отраслевая струк тура частного сектора близка к отраслевой структуре сектора малых предприятий.4 Тогда можно сделать вывод, что частный сектор преимущественно ориентирован на внутренний рынок и на отрасли, удельный в ес которых не столь велик с точки зрения объемов создаваемой доб авленной стоимости, прибыли в экономике и занятости.5 Более того, в белорусской экономике не столь сильно распространены связи между кру пными и малыми предприятиями, которые свойственны, например, слов ацкой или венгерской экономикам. В этих странах определенная часть малых предприятий выступает в качестве «спутников» крупного предп риятия, обслуживая его деятельность на этапах поставки или же сбыта . Связи такого рода обеспечивают относительную целостность эко номической системы, не разъединяя ее на отдельные сегменты, которые н есопоставимы между собой по масштабам и эффективности деятельности . Следовательно, такие предприятия могут действовать на одном «эко номическом поле», конкурируя друг с другом за привлечения ресурсов. В случае же Беларуси невысокий уровень взаимодействия между крупны ми и малыми предприятиями фактически идентичен аналогичному соо тношению между государственным и частным сектором. Следовательно , такое соотношение позволяет выдвинуть тезис о том, что данные секто ры мало зависимы друг от друга и действуют в большей степени авто номно.

3По данным Министерства статистики и анализа, выпуск на 114 п ромышленных предприятиях (из около 11 тыс. предприятий, учитываемых в текущем по рядке) в 2004 г. составлял порядка 58% общего объема производства. По оценкам группы Всемирного банка, 20 предприятий имеют долю порядка 57% от общего объема экспорта. Такие предприятия

классифицируются как валообразующие.

4Такое предположение верно для большинства стран на ранни х этапах трансформации, до проведения приватизации крупных предприятий. В случае же Беларуси приватизация крупных предприятий фактически отсутствовала; более того, сущ ественную долю частного сектора представляют вновь созданные предприятия, больш инство из которых подпадает под определение малых. Дополнительным аргументом выступает и наличие обратной вза-

имосвязи. Так, по итогам 2004 г. около 93% малых предприятий являл ись частными.

5Так, по данным Минэкономики, в 2004 г. наибольшее количество всех малых предприятий сконцентрировано в торговле и общественном питании – 42.9, промышленности – 22.0, в строительстве – 11.8, транспорте – 5.3%. На долю данных предпр иятий приходилось 26.1% внешнеторгового оборота.

120	Дмитрий Крук

Безусловно, данный тезис не означает полное отсутствие св язи между указанными сегментами реального сектора. Но, вместе с тем , он означа- ет, что к Беларуси лишь в малой степени применима концепци я «dual track system», подразумевающая взаимопроникновение государствен ного и частного секторов и смягчение бюджетных ограничений дл я предприятий государственного сектора для временного обеспечени я макроэкономической стабилизации, в целях последующего повышения эф фективности за счет предприятий частного сектора.6

Функционируя в указанных рамках, банковская система такж е должна соответствовать ряду параметров. Во-первых, она должна быть в состоянии финансировать и обслуживать государственные пр едприятия (прежде всего, валообразующие), которые, как показано выше , формируют основу белорусской экономической модели. Для этого в б анках должен быть сконцентрирован определенный объем финансовых рес урсов. С одной стороны, эти ресурсы должны позволять обслуживать те крупные государственные предприятия, которые в состоянии выполн ять обе приоритетные задачи: функционировать в рамках данной модели , выполняя дополнительные задания центральных органов, и генериров ать прибыль. С другой стороны, этот объем ресурсов должен позволять ба нковской системе, в случае необходимости, выступать в качестве дон ора, обеспечи- вая среду мягких бюджетных ограничений для предприятий. П оскольку данный сегмент реального сектора приоритетен в данной мо дели, то данные предприятия, соответственно, должны иметь приоритетн ый доступ к этим ресурсам. Во-вторых, банковская система должна также обслуживать и частные предприятия.

Поскольку сохранение пропорций, существующих в реальном секторе, является важнейшей задачей финансовой системы, то госуда рство пытается решить первую задачу преимущественно за счет собствен ных ресурсов. Обслуживание же частного сектора более логично рассматр ивать как прерогативу частных финансов. При этом следует отметить, что для сохранения существующей модели целесообразно относительно жес ткое разделение сфер деятельности между государственными и частными банками. Можно допустить, что в отсутствие ограничений частные бан ки имели бы шанс сконцентрировать в качестве своих клиентов частные предприятия, с одной стороны, и, те из государственных предприятий, кото рые функционируют в отраслях, предполагающих большие объемы прибыл и, – с другой. Однако в такой ситуации государственная часть банков ской системы вынуждена концентрировать преимущественно «донорские» операции, отказавшись от прибыльных. Такая модель в меньшей степени ж изнеспособна, она требует пересмотра основных принципов функцио нирования реального сектора экономики. Поэтому в целях недопущения чрезмерного разрастания банковского частного сектора, который мог бы поставить под

6Подробней см. Jiahua, C. (2000) «Soft budget constraints, pecuniary externality, and the dual track system», William Davidson Institute, WP ¹ 320.