ДИАЛОГ ПО МОДЕРНИЗАЦИИ СЕЛЬСКОГО ХОЗЯЙСТВА УЗБЕКИСТАНА АНАЛИЗ ИНТЕГРАЦИИ РЫНКОВ ПШЕНИЦЫ И МУКИ В УЗБЕКИСТАНЕ1 29 ИЮЛЯ 2020 Г. 1 Отчет подготовили: Сергий Зоря, ведущий экономист по вопросам сельского хозяйства, Всемирный банк, а также Штефан фон Крамон-Таубадель, Яли Му и Карлос Баррантес из Факультета экономики сельского хозяйства и развития сельских регионов Геттингенского университета, Германия, при поддержке Мультидонорского целевого фонда Программы развития экологически и социально устойчивого производства хлопка в Узбекистане, финансируемого Европейским Союзом, Германией, Швейцарией и США. Краткое резюме 1. Согласно Указу Президента №УП-4634 от 6 марта 2020 г. в 2021 году в Узбекистане планируется отменить государственный план производства, закупки и установления цен на пшеницу. Эти реформы завершат процесс либерализации цепочки создания стоимости «пшеница-мука-хлеб», начавшийся в сентябре 2018 г. с либерализации цен2 на «дотационный хлеб» и последующей отмены контроля цен на муку в октябре 2019 г.3 Рыночный принцип формирования цен на пшеницу принесет фермерам существенные экономические выгоды. Многие годы, продавая пшеницу государству фермеры получали значительно меньшую прибыль, чем от ее продажи на свободном рынке.4 За период с 2010-2018 гг. общая сумма убытков, понесенных фермерами-производителями зерна, оценивается в 15 трлн. сум, что приблизительно составляет 1,7 трлн. сум в год (Всемирный банк, 2019 г.). Только в 2018 г. убытки составили 3,3 трлн. сум, что эквивалентно потере 290 долл. США с гектара или 0,9% ВВП. При этом раз в два года фермеры-производители зерна переквалифицируются в «хлопководов», в рамках обязательного севооборота «хлопок-пшеница», предусмотренного государственным заказом. В 2018 г. потери фермеров при производстве хлопка составили 1,5% ВВП (Всемирный банк, 2018 г.). Таким образом, неудивительно, что продуктивность земель и производительность труда узбекских фермеров, выращивающих хлопок и пшеницу, остаются на крайне низком уровне. В 2019 г. впервые в истории Узбекистана произошло повышение государственных цен на закупку хлопка и зерна у фермеров, которые практически сравнялись с рыночными ценами. Успешному завершению процесса перехода на рыночное ценообразование поможет ожидаемая в 2021 г. либерализация зернового сектора. 2. Отмена государственного заказа должна быть дополнена мерами по обеспечению эффективного функционирования рынка пшеницы и муки в Узбекистане. Это вытекает из эмпирических данных, представленных в настоящем отчете, указывающих на низкую эффективность работы этих рынков в настоящее время. Разница цен на пшеницу и муку, наблюдаемая в разных регионах и возникающая из -за несоответствия спроса и предложения, не корректируется с достаточной скоростью и в достаточных масштабах, как это могло бы происходить в условиях рыночной экономики. Другими словами, передача информации о ценах между покупателями и продавцами в Узбекистане остается низкой и медленной, зачастую вдвое медленнее, чем в сопоставимых странах. Помимо этого, вертикальные связи между ценами на пшеницу и муку в Узбекистане отличаются от того, что можно наблюдать в странах с рыночной экономикой. Плюс цены на пшеницу и муку в Узбекистане изолированы от цен соседних стран, включая Казахстан, который служит для Узбекистана эталоном мировой рыночной цены. Когда внутренние цены не привязаны к ценам мирового рынка, производство в Узбекистане не соответствует конъюнктуре мирового рынка. До настоящего времени основной причиной такой неэффективности рынка был контроль цен, введенный системой государственного заказа. Но есть и другие причины, включая: (i) отсутствие точной и общедоступной информации о региональных ценах; (ii) отсутствие данных о спросе, предложении и запасах пшеницы и муки; (iii) вероятное 2 Постановление Кабинета Министров № 731 «О мерах по надежному обеспечению населения страны и отраслей экономики пшеницей, мукой и хлебом на основе конкуренции и внедрения рыночных механизмов» от 13 сентября 2018 г. 3 Постановление Кабинета Министров № 866 «О мерах по полному внедрению рыночных механизмов в систему поставок зерна, муки и хлеба» от 14 октября 2019 г. 4 В системе госзаказа государство закупало около 3 млн . тонн в год (то есть примерно половину общего производства пшеницы) по фиксированным ценам, установленным для производителей. 2 вмешательство властей в формирование региональных оптовых и розничных цен также может быть причиной такой неэффективности. 3. Неэффективность рынка снижает выгоды рыночной экономики . Во-первых, это лишает частный сектор коммерческой возможности участвовать в «арбитраже», то есть возможности перемещать товары между рынками или хранить товары в ожидании будущего повышения цен, тем самым сокращая частные издержки на транспорт, логистику и хранение. Во-вторых, неэффективные рынки создают риски для политиков. Доступность недорого хлеба и хлебобулочных изделий тесно связываются в Узбекистане с достижением продовольственной безопасности. В феврале 2020 г., по данным Центрального банка Узбекистана, домохозяйства потратили около 14% своих расходов на продукты питания - на хлеб и хлебобулочные изделия. Поэтому, когда цены на пшеницу и муку растут слишком вверх и слишком долго из-за медленного перемещения товаров между регионами, где есть излишки, в регионы, где наблюдается дефицит, власти имеют тенденцию «вмешиваться», устанавливая цены и наказывая «спекулянтов», что само по себе подрывает рыночную эффективность и снижает эффективность использования ресурсов в экономике. И, в-третьих, неэффективные рынки снижают эффективность расходования бюджетных средств и государственных запасов зерна, которые будут использоваться чаще после отмены системы государственных закупок в 2020 г. Государственные запасы, как правило, распределяются с целью сглаживания цен во всех регионах, чего было бы трудно достичь при слабых и медленных ценовых сигналах между рынками. 4. Эффективность рынка лучше всего представлена концепцией интеграции рынка. Она опирается на «арбитражные условия», которые диктуют, что, когда цены расходятся слишком далеко друг от друга, вступают в ход действия, которые со временем сглаживают разницу цен - то есть начинается скупка товаров там, где они дешевле, и продажа там, где они востребованы. Таким образом, «арбитраж» гарантирует, что разница цен (то есть разница между двумя ценами в один и тот же момент времени) будет уменьшена до суммы, не превышающей транспортных и логистических затрат. Стремление к идеальному уравниванию цен часто называют «законом единой цены». 5. Для поиска доказательств интеграции на рынках зерна и муки Узбекистана в период с января 2014 г. по февраль 2020 г. в отчете используются методы «коинтеграции». Рассматриваются три типа интеграции рынка: (i) пространственная интеграция между региональными рынками Узбекистана; (ii) вертикальная интеграция пшеницы и муки на отдельных региональных рынках Узбекистана; и (iii) пространственная интеграция между узбекскими рынками пшеницы и муки и рынками соседних стран. Основные результаты эмпирического анализа выглядят следующим образом: a. Только на 50% региональных рынков пшеницы присутствуют признаки интеграции. Это говорит о низкой эффективности работы рынка в Узбекистане. Интеграция рынков пшеницы происходит в двух отдельных географических кластерах, расположенные один на северо-востоке, а другой в южно- центральной части страны. b. Для сравнения, около 70% региональных рынков кукурузы в Узбекистане демонстрируют интеграцию. Региональные кластеры кукурузы крупнее и включают в себя больше рынков, чем пшеница. В целом, в случае кукурузы признаки рыночной интеграции выражены сильнее, чем в случае пшеницы, в связи с чем кукуруза рассматривается в данном отчете, чтобы противопоставить этот товар, обращающийся на свободном рынке, пшенице, цены на которую устанавливаются государственным заказом. 3 c. По сравнению с другими странами Центральной Азии, результаты которых можно найти в литературе, такими как Казахстан, Афганистан и Таджикистан, в Узбекистане отмечается низкая пространственная интеграция рынков зерна. d. Пространственная интеграция рынков муки в Узбекистане еще слабее, чем пшеницы. e. Только на 3-х региональных рынках Узбекистана присутствует вертикальная интеграция цен пшеницы и муки. Однако наблюдаемые соотношения цен на пшеницу и муку отличаются от тех, о которых сообщается в литературе других стран, где преобладают рыночные условия. f. Рынки пшеницы Узбекистана не интегрированы с рынком пшеницы Казахстана. Также не обнаруживается никаких доказательств того, что рынки муки в Узбекистане пространственно-интегрированы с рынками муки Афганистана, Казахстана, Кыргызстана или Таджикистана. g. Либерализация валюты в сентябре 2017 г. не улучшила пространственную (пшеница, кукуруза и мука), вертикальную (пшеничная мука) или международную (пшеница и мука) рыночную интеграцию в Узбекистане. 6. Такие выводы требуют действий, помимо тех, что запланированы либерализацией рынка зерна. Несмотря на то, что реформа 2021 г., по идее, должна способствовать укреплению пространственной и вертикальной рыночной интеграции, для подтверждения этого процесса потребуется постоянный мониторинг работы рынков. Кроме него, дополнительные меры по повышению эффективности рынка могут потребовать: (i) улучшения сбора информации о ценах и повышение точности региональных данных о производстве и потреблении зерна и муки; (ii) сделать эти данные общедоступными в режиме реального времени; (iii) воздержания от сдерживания цен на местах и введения ограничений на транспортировку зерна и муки между областями; (iv) обеспечения эффективного управления государственными запасами, которое заменит государственные закупки зерна в 2021 г. Без успешной реализации этих дополнительных мер реформа рынка зерна в Узбекистане 2021 г . может не принести ожидаемых результатов. 4 1. Введение 1. Узбекистан находится в процессе перехода от плановой к рыночной экономике. Правительство инициировало реформу системы государственного заказа на хлопок и пшеницу, включая либерализацию цен на пшеницу, муку и хлеб – важные элементы для продовольственной безопасности страны. Эффективные рынки играют решающую роль в максимальном получении преимуществ ориентированной на рынок экономики, поскольку сильная интеграция позволит рынкам реагировать на региональный дефицит/излишки, тем самым помогая снижать колебания цен. Эффективные рынки не менее важны для частных инвестиций, которые, в свою очередь, являются ключом к созданию более высокооплачиваемых рабочих мест во всей цепочке создания стоимости. 2. На сегодняшний день существует лишь несколько эмпирических оценок рыночной интеграции пшеницы и пшеничной муки в Узбекистане, а также интеграции между Узбекистаном и другими рынками Центральной Азии . Узбекистан закупает пшеницу и муку в Казахстане и продает муку в Афганистан (Всемирный банк, 2020 г.). По мере того, как Узбекистан планирует либерализацию внутреннего рынка пшеницы и переход в 2021 г. от государственной закупки зерна к стратегическим государственным запасам, Правительству Узбекистана потребуется более глубокое понимание интеграции внутреннего и международного рынков для выработки политики и инвестиций, которые улучшат функционирование рынков и обеспечат продовольственную безопасность. 3. В настоящем отчете приводится анализ интеграции рынков пшеницы, кукурузы и муки в Узбекистане. В нем рассматриваются краткосрочные и долгосрочные взаимодействия между рынками, что помогает лучше понять уровень эффективности рынков. В отчете используются месячные розничные цены во всех областях Узбекистана с января 2014 г. по февраль 2020 г.5 Данные о ценах на пшеницу и муку в Казахстане, Таджикистане, Кыргызской Республике и Афганистане взяты из базы данных ФАО «GIEWS». С помощью этих данных и, чтобы восполнить пробелы в информации, изложенные выше, цель данного исследования заключается в оценке степени пространственной и временной интеграции рынка пшеницы и муки в Узбекистане, как внутри страны, так и по отношению к региональным рынкам. 4. В отчете представлены результаты восьми задач. Как показано в Таблице 1, анализ начинается с оценки интеграции рынков пшеницы и сравнения ее с интеграцией рынков кукурузы. Далее следует оценка интеграции рынков муки, а также цен на пшеницу и муку в Узбекистане. Примеры других стран использованы в качестве ориентира для понимания интеграции рынка пшеницы и муки в Узбекистане. После этого проведен анализ взаимосвязи между ценами в Узбекистане и в соседних странах. Последняя задача заключалась в том, чтобы выяснить, повлияли ли изменения в 5 Следует обратить внимание на сравнительно небольшое количество наблюдений цен во времени ( = 1, 2, … 74).. Поэтому, методы «коинтеграции», которые используются ниже и подробно описаны в Приложении 1, должны интерпретироваться с осмотрительностью. Несмотря на это, даже такой относительно короткий временной ряд дает полезные результаты. К каждой из цен Узбекистана на пшеницу, кукурузу и муку применялись «критерии единичных корней». Такие критерии показывают, что отдельные цены интегрированы, и на основании этих данных делается вывод о том, что все ценовые ряды являются кандидатами на «коинтеграцию». Это позволяет выполнить проверку «коинтеграции» и рассчитать модели исправления ошибок (МИО), чтобы пролить свет на долгосрочные и краткосрочные взаимодействия между парами и группами цен (см. Приложение 1). 5 валютной политике Узбекистана, инициированные в сентябре 2017 г. на какие -либо из вышеупомянутых аспектов интеграции рынка. Таблица 1: Цели и задачи исследования Интеграция внутреннего рынка на Интеграция между рынком территории Узбекистана Узбекистана и соседними рынками 1. Оценка краткосрочной и долгосрочной интеграции рынков пшенцы в Узбекистане. 2. Оценка краткосрочной и долгосрочной 6. Анализ взаимосвязи между интеграции рынков кукурузы в Узбекистане, ценами на пшеницу в Узбекистане которые, в отличие от рынка пшеницы и Казахстане - единственном освобождены от контроля со стороны экспортере пшеницы в Узбекистан. государства. Сравнение с интеграцией рынка пшеницы, где применялся госзаказ. 3. Оценка краткосрочной и долгосрочной интеграции рынков муки в Узбекистане. 4. Определение краткосрочных и 7. Анализ интеграции рынков муки долгосрочных отношений и переноса между в Узбекистане, Афганистане, ценами на пшеницу и муку в Узбекистане. Кыргызстане, Таджикистане и 5. Примеры рыночной интеграции на рынках Казахстане. пшеницы и муки в других странах в качестве ориентира для Узбекистана. 8. Анализ влияния либерализации обменного курса, проведенной в Узбекистане в сентябре 2017 г., на рыночную интеграцию. 2. Оценка краткосрочной и долгосрочной интеграции рынков пшеницы в Узбекистане 5. Средневзвешенные региональные розничные цены пшеницы в Узбекистане выросли с 965 сум/т в 2014 г. до 2 244 сум/т в 2019 г. В номинальном выражении цены выросли на 133%. В реальном выражении рост цен составил 55%. Самые низкие цены были зафиксированы в Каракалпакстане и Джизакской области, тогда как самые высокие цены наблюдались в г. Ташкенте (Рисунок 1). Рисунок 1: Розничные цены на пшеницу в Узбекистане, тыс. сум/кг Источник: Данные Всемирного банка. 6. Региональные цены сильно зависят от темпов производства и потребления . Там, где производство превышает потребление, ожидается, что цены будут ниже, чем 6 там, где производство ниже потребления. Чтобы подтвердить эту гипотезу нужны данные о потреблении по областям Узбекистана, которые найти не удалось. Поэтому, была сделана оценка потребления на уровне областей, исходя из численности населения и общего потребления продовольственной и кормовой пшеницы стране. По оценкам Министерство сельского хозяйства США общее потребление пшеницы в Узбекистане составляет 9 млн. тонн. Неофициальные оценки министерств в Узбекистане, таких как Министерство сельского хозяйства и Министерство экономического развития и сокращения бедности, показывают цифру ниже, около 7,5 млн.тонн. На основе этого диапазона общего потребления пшеницы, в Таблице 2 представлены оценки потребления по областям, согласно которым только в трех областях (в Джизакской, Кашкадарьинской и Сырдарьинской) производство превышает потребление. Бухарская область также является нетто-производителем, исходя из предположения об общем потребления зерна на уровне 7,5 млн.тонн. Но, если оно выше - до 9 млн.тонн, то эта область превращается в нетто-потребителя пшеницы. Таблица 2: Оценка самообеспеченности пшеницей в разрезе областей, 2019 г. Производст Население, Расчетное потребление Коэффициент во тыс. пшеницы, тонн самообеспеченности пшеницы, человек (производство/потребление) тонн При При При При потребле потреблен потреблен потреблении нии 7,5 ии 9,0 ии 7,5 9,0 млн.т млн.т. млн.т млн.т. Республика 170 652 1 890 420 290 504 348 0,41 0,34 Каракалпакстан Андижанская 499 501 3 110 691 648 829 977 0,72 0,60 область Бухарская 475 900 1 916 426 095 511 314 1,12 0,93 область Джизакская 484 306 1 375 305 672 366 806 1,58 1,32 область Кашкадарьинск 923 570 3 261 725 295 870 354 1,27 1,06 ая область Навоийская 210 785 993 220 720 264 864 0,95 0,80 область Наманганская 397 314 2 796 621 729 746 075 0,64 0,53 область Самаркандская 608 533 3 857 857 749 1 029 299 0,71 0,59 область Сурхандарьинск 566 411 2 612 580 965 697 158 0,97 0,81 ая область Сырдарьинская 374 006 842 187 206 224 647 2,00 1,66 область Ташкентская 463 861 2 930 651 573 781 888 0,71 0,59 область Ферганская 575 247 3 733 830 195 996 234 0,69 0,58 область Хорезмская 263 354 1 856 412 840 495 408 0,64 0,53 область г. Ташкент 0 2 554 568 022 681 627 0,00 0,00 Узбекистан, 6 013 33 725 7 500 9 000 0,80 0,67 тыс. Источник: Оценка Всемирного банка на основе данных Государственного комитета по статистике Узбекистана. 7. Сильной корреляции между ценами на пшеницу в областях и самообеспеченностью областей пшеницей не обнаружено. Как правило, самые низкие 7 цены на пшеницу в Республике Каракалпакстан, хотя она является крупным нетто- потребителем пшеницы. Это может частично объясняться завозом более дешевой пшеницы из Казахстана, с которым у Каракалпакстана общая граница, но эта гипотеза нуждается в подтверждении.6 Джизакская область является нетто-производителем пшеницы, и уровень цен там один из самых низких, тогда как в Бухарской и Ташкентской областях, двух других нетто-роизводителях, цены на пшеницу относительно высокие. В целом, в Узбекистане не наблюдается обратной связи между ценами и нетто- производством, которая обычно существует во всем мире. 8. Цены на пшеницу в Узбекистане свидетельствуют о сезонности. В исследовании использован тест Фридмана (Фридман 1937 г., 1939 г.), который применялся к средним по стране ценам на пшеницу, кукурузу и муку и подтвердил стабильную сезонность цен на уровне 1% во всех случаях. Цены на пшеницу обычно достигают максимума в апреле-мае, а самых низких значений – в августе-октябре, тогда как цены на кукурузу достигают максимума в июле-августе и падают в ноябре-феврале. 9. В период с 2014 по 2017 годы рост розничных рыночных цен пшеницы был выше государственных закупочных цен. Это увеличило разницу между тем, что фермеры получали за свою пшеницу от государства, и тем, что они получали на рынке (Таблица 3). Однако в 2018 и 2019 гг. государственные закупочные цены росли быстрее, чем рыночные розничные цены, а в 2019 г. государственные цены для расчета с фермерами сравнялись с рыночными. Недавнее повышение государственных закупочных цен, привело к умеренному росту рыночных цен, с учетом ограниченной покупательской способности узбекских потребителей и экспортных цен на казахстанские пшеницу и муку. Таблица 1: Цены для производителя и розничные цены на пшеницу в Узбекистане, тыс. сум/т 2014 2015 2016 2017 2018 2019 Государственная закупочная цена у 418 460 503 550 750 1 450 производителя (10%) (9%) (9%) (36%) (93%) (рост по сравнению с прошлым годом, в %) Розничные рыночные цены* 965 1 224 1 335 1 501 1 929 2 244 (27%) (9%) (12%) (29%) (16%) Соотношение цен 2,31 2,66 2,65 2,73 2,57 1,55 Примечание: * Обратите внимание, что розничная цена не совпадает с ценой производителя. Рыночных цен для закупки у производителя найти не удалось, поэтому они в отчете не указаны. Источник: Оценка Всемирного банка на основе данных Министерства финансов и Государственного комитета по статистике Узбекистана. 10. Для целей исследования интеграции рынка пшеницы (а также кукурузы и муки, о чем говорится в отчете далее) на территории Узбекистана, цены выражены в сумах и выбраны для рынков, связанных автомобильным или железнодорожным сообщением. Анализ направлен на поиск присутствия кластеров более чем двух интегрированных рынков в северо-восточном, южно-центральном и западном регионах Узбекистана. Основное внимание уделяется не всем рыночным парам, какие только возможны, а скорее соседним рынкам, поскольку они, скорее будут интегрироваться в 6 Основным пунктом пересечения границы для экспорта казахстанских зерна и муки в Узбекистан является станция Сарыагаш рядом с Ташкентом. Казахстан также экспортирует пшеницу в Иран через порт Актау на Каспийском море, поэтому часть зерна может вывозиться туда и попадать в Узбекистан на западе. Если это действительно происходит, то эта пшеница должна бы перевозиться на сотни лишних километров и, соответственно, должна быть дороже, по сравнению с ценами, преобладающими в Каракалпакстане. 8 экономическом смысле. Кроме того, это сокращает объем результатов тестов для представления в данном исследовании.7 Результаты показаны схематично на картах, а более подробные результаты оценки приводятся в таблицах в Приложении. 11. На Рисунке 2 показаны результаты анализа пространственной интеграции рынков пшеницы в Узбекистане. Более подробная информация представлена в Приложении (Таблица 1). На Рисунке 2, показаны доказательства «коинтеграции» между ценами на пшеницу для тех рыночных пар, которые соединены красными стрелками, при этом сами стрелки указывают на рынки, цены на которых корректируются для компенсации отклонения от соответствующего долгосрочного равновесия/единства цен. 12. Результаты показывают, что в Узбекистане существует два отдельных пространственных кластера интегрированных рынков пшеницы: один на северо- востоке страны, и один в южно-центральном регионе. Более подробные результаты оценки, приведенные в Приложении (Таблица 1) показывают, что в тех случаях, когда рынки интегрированы, долгосрочная эластичность трансмиссии цен, как правило, близка к 1, за исключением Навоийской области, которая связана с соседними Самаркандской и Кашкадарьинской областями, где долгосрочная эластичность трансмиссии цен равна 0,69. Трансмиссия цен иногда бывает однонаправленная, а иногда двунаправленная.8 При этом совокупные скорости корректировки отклонений от долгосрочного равновесного диапазона составляют от 17 до 52% в месяц. Быстрее всего это происходит (в Навоийской-Самаркандской и Ферганской-Андижанской областях) в течение примерно одного месяца, который уходит на то, чтобы скорректировать половину отклонения от долгосрочных ценовых отношений. Средний период корректировки половины отклонения от резкого скачка, который создает отклонение от долгосрочного равновесия для всех пар рынка пшеницы, составляет 2,3 месяца. Рисунок 2: Трансмиссия цен на пшеницу в Узбекистане Примечания: Стрелки указывают на «коинтеграцию» двух рыночных цен. Стрелки указывают на рынки, которые реагируют на отсутствие равновесия цен. Источник: Оценка Всемирного банка. 13. В случае рыночных пар Кашкадарьинская-Бухарская и Сурхандарьинская- Кашкадарьинская области отмечаются лишь незначительные признаки 7 Например, если бы исследование проводило анализ каждой из возможных пар на 14 рынках пшеницы в Узбекистане, то это потребовало бы представления результатов для 91 уникальной пары. 8 Под трансмиссией цен подразумевается передача ценового сигнала с одного рынка на другой. На анлийском языке это price transmission. 9 «коинтеграции», только на уровне 13 и 12% 9 соответственно. Другими словами, существует низкая статистическая вероятность того, что эти пары тоже могут быть интегрированы, что расширит охват южно-центрального кластера интегрированных рынков пшеницы. 14. Результаты для города Ташкента с соседними Ташкентской и Сырдарьинской областями не позволяют сделать окончательные выводы . Отмечаются определенные признаки «коинтеграции», но они противоречивы и предполагают, что цены в г. Ташкенте ведут себя принципиально иначе, чем цены на пшеницу в других областях Узбекистана (это подтверждается на Рисунке 1). Это можно объяснить тем, что на цену в Ташкенте особенно влияют цена на импортируемую казахстанскую пшеницу и гораздо более высокой покупательской способностью жителей города Ташкента, по сравнению с жителями других областей Узбекистана, то есть факторами, которые отличают ее от цен в других областях Узбекистана. 15. Для подтверждения существования интегрированных кластеров рынка пшеницы в Узбекистане исследованием также проведены многовариантные тесты на «коинтеграцию». На северо-востоке эти тесты показывают, что три рынка Наманганской, Андижанской и Ферганской областей образуют единый кластер, поскольку их цены связаны двумя «коинтеграционными» отношениями. 10 В южно- центральном регионе четыре рынка - Навоийская, Кашкадарьинская, Самаркандская и Сурхандарьинская области - образуют единый кластер, поскольку их цены связаны тремя «коинтеграционными» векторами. 3. Оценка краткосрочной и долгосрочной интеграции рынков кукурузы Узбекистана 16. Средневзвешенные региональные розничные цены на кукурузу в Узбекистане выросли с 1 200 сум/т в 2014 г. до 2 704 сум/т в 2019 г. В номинальном выражении цены на кукурузу выросли на 122%, немного ниже, чем на пшеницу. В реальном выражении рост цен составил 43%. Самые низкие цены были зафиксированы в Джизакской области, тогда как самые высокие цены наблюдались Навоийской, Сурхандарьинской областях и в г. Ташкенте (Рисунок 3). 9 Порог для статистически значимого уровня составляет 10%. Выше этого порога значение обычно считается слабым. 10 См. Приложение 1. Ряд рынков «n» может считаться интегрированным, если между ценами на этих рынках существует «коинтегрирующая» взаимосвязь «n-1» (см., например, Гонсалес-Ривера и Хелфанд, 2001 г.). 10 Рисунок 3: Розничные цены на кукурузу в Узбекистане, тыс. сум/кг Источник: Данные Всемирного банка. 17. Что касается кластеров, где присутствует рыночная интеграция, то результаты в случае кукурузы аналогичны результатам с пшеницей, что свидетельствует о существовании двух пространственных кластеров интегрированных рынков (см. Приложение, Рис. 4 и Таблицы). Однако южно- центральный кластер кукурузы является более обширным по сравнению с пшеничным кластером, поскольку объединяет связи с Бухарской и Джизакской областями, а также между Кашкадарьинской и Сурхандарьинской областями. Рисунок 4: Трансмиссии цен на кукурузу в Узбекистане Примечания: Стрелки указывают на «коинтеграцию» двух рыночных цен. Стрелки указывают на рынки, которые реагируют на отсутствие равновесия цен. Источник: Оценка Всемирного банка. 18. Многомерные тесты на «коинтеграцию» подтверждают, что пространственные кластеры рыночной интеграции кукурузы являются более обширными, чем пшеничные кластеры. На северо-востоке эти тесты показывают, что четыре рынка Ташкентской, Наманганской, Андижанской и Ферганской областей образуют единый кластер, поскольку их цены связаны тремя «коинтеграционными» отношениями (в случае пшеницы Ташкентская область выпала из этого кластера). В южно-центральном регионе четыре рынка – Навоийская, Кашкадарьинская, Самаркандская и Сурхандарьинская области – образуют единый кластер, поскольку их 11 цены также связаны тремя «коинтеграционными» векторами. Помимо этого, результаты тестов показывают, что цены на пяти рынках Навоийской, Кашкадарьинской, Самаркандской, Джизакской и Сырдарьинской областей связаны четырьмя «коинтеграционными» векторами. Наиболее правдоподобным объяснением более сильной рыночной интеграции, наблюдаемой в случае кукурузы по сравнению с пшеницей, является тот факт, что цены на кукурузу в Узбекистане диктуются рынком, в то время как цены на пшеницу находятся под сильным влиянием системы государственного заказа, которая распространяется примерно на половину производства всей пшеницы в стране. 19. Отмечаются признаки «коинтеграции» для рыночных пар Навоийская- Бухарская и Наманганская-Ферганская области, однако только на 12 и 11% уровнях значимости данных. Такое дополнительное свидетельство рыночной интеграции, хотя и статистически слабое, усиливает общий вывод о том, что в Узбекистане рынки кукурузы более интегрированы, чем рынки пшеницы. Как и в случае с пшеницей, результаты для рыночной пары «город Ташкент-Ташкентская область» противоречивы, что свидетельствует о том, что рынок г. Ташкента является уникальным в Узбекистане, как для кукурузы, так и для пшеницы. 20. В случаях, когда на рынках кукурузы присутствует интеграция, долгосрочная эластичность трансмиссии цен обычно близка к 1. Как и в случае с пшеницей, пары, включающие Навоийскую область, являются исключением, с долгосрочной эластичностью трансмиссии ниже 0,8. Почему эластичность трансмиссии цен с участием Навоийской области необычно низка, как для пшеницы, так и для кукурузы – непонятно. Теоретически можно ожидать, что эластичность трансмиссии цен снижается по мере увеличения расстояния между двумя рынками, но расстояние между навоийским и соседними рынками не является настолько большим. Если какая-то инфраструктура находится в плохом состоянии и приводит к высоким транспортным издержкам между Навоийской областью и ее соседями, то это могло бы объяснить такую низкую наблюдаемую эластичность трансмиссии цен. Другой причиной может быть более активное вмешательство местных органов власти в ценообразование на сельскохозяйственную продукцию. 21. Трансмиссия цен иногда бывает однонаправленная, а иногда двунаправленная, а совокупные скорости корректировки отклонений от долгосрочного равновесного диапазона составляют от 13 до 46 % в месяц. Быстрее всего это происходит (в паре «Ферганская-Андижанская области») в течение примерно одного месяца, который уходит на то, чтобы скорректировать половину отклонения от долгосрочных ценовых отношений. Средний период корректировки половины отклонения в результате резкого скачка, который создает отклонение от долгосрочного равновесия для всех пар рынка кукурузы, составляет 2,2 месяца, что немного короче, чем в случае рынка зерна (2,3 месяца). 4. Оценка краткосрочной и долгосрочной интеграции рынков муки Узбекистана 22. Непрерывные данные о ценах на муку за январь 2014 г. - февраль 2020 г. удалось получить только для восьми региональных рынков Узбекистана. На Рисунке 5 отмечается ряд явных признаков пространственной интеграции. Диапазон цен часто меняется с течением времени, так как цены, которые были самыми высокими за некоторые длительные периоды, становятся одними из самых низких по сравнению с другими. При стабильном пространственном равновесии можно было бы ожидать, что 12 цены в одних регионах (нетто-импортеры) будут постоянно выше, чем цены в других (нетто-экспортеры). Поразительно, что, начиная с января 2019 г. все региональные цены на муку движутся очень схожим образом – сначала остаются неизменными в течение примерно 9-и месяцев, а затем резко растут и снова выравниваются. Резкий рост может быть отражением либерализации цен на муку в октябре 2019 г.; в противном случае такое единое движение, скорее всего, отражает некую форму рыночного регулирования, а не интеграции вследствие торговли и «арбитража». Рисунок 5: Розничные цены на муку в Узбекистане, первый сорт, тыс. сум/кг Источник: Данные Всемирного банка. 23. На Рисунке 6 региональные рынки с данными о ценах на муку отмечены звездочками. Это позволяет искать доказательства рыночной интеграции между 6 -ю парами соседних рынков. Результаты, представленные на Рисунке 6 и в Приложении (Таблица 3) свидетельствуют о том, что существует лишь ограниченное количество доказательств пространственной интеграции рынка муки в Узбекистане. Доказательство «коинтеграции» между ценами на муку отмечается между Навоийской и Самаркандской областями, а также между Ферганской и Андижанской. Расчетные корректировки позволяют предположить, что цены в Самаркандской области реагируют на отклонения от их долгосрочных отношений с Навоийской областью (11% в месяц), и что цены в Ферганской области реагируют на отклонения от их долгосрочных отношений с Андижанской областью (22% в месяц). Это говорит о том, что для корректировки половины отклонения от долгосрочных равновесных отношений между пшеницей и мукой в паре «Навоийская и Самаркандская области» требуется примерно 5,9 месяца, а в случае «Ферганская и Андижанская области» - 2,5 месяца. 13 Рисунок 6: Трансмиссия цен на муку в Узбекистане Примечания: Стрелки указывают на «коинтеграцию» двух рыночных цен. Стрелки указывают на рынки, которые реагируют на отсутствие равновесия цен. Источник: Оценка Всемирного банка. 5. Оценка краткосрочной и долгосрочной трансмиссия цен между пшеницей и мукой в Узбекистане 24. Результаты тестов на «коинтеграцию» между ценами на пшеницу и муку в восьми областях Узбекистана представлены в Приложении (Таблица 4). Только в трех из восьми областей отмечаются данные о взаимосвязи между ценами на пшеницу и муку – Бухарской, Ферганской и Андижанской областях. В следующей главе говорится о том, что данные по этим трем областям выглядят неоднозначно, если сравнить их с литературными источниками и теоретическими ожиданиями. Во -первых, предполагаемая эластичность трасмиссии цен от пшеницы к муке выше, чем можно было бы ожидать в условиях конкуренции. Во-вторых, в двух из трех областей на отклонения от долгосрочных равновесных цен реагируют/меняются цены на пшеницу, а не на муку. В четвертой, Джизакской области, присутствуют слабые признаки «коинтеграции» (на уровне значимости данных в 11%), но и здесь ожидаемые результаты показывают, что цены на пшеницу приспосабливаются к ценам на муку, а не наоборот. Обычно в условиях рыночной экономики цены на муку должны приспосабливаться к изменениям цен на пшеницу. Причиной такой аномалии в Узбекистане может быть контроль цен, официальный и неофициальный. 6. Примеры рыночной интеграции на рынках пшеницы и муки в других странах в качестве ориентира для Узбекистана 25. Литература по интеграции рынков пшеницы и муки в других странах Центральной Азии весьма ограничена. В нескольких исследованиях оценивается и сопоставляется интеграция рынка пшеницы на территории отдельных стран Центральной Азии (примерно те же задачи, что 1, 2 и 3, выше), а другие моделируют вертикальное отношение между ценами на пшеницу и муку (задача 4, выше). Два типа этих исследований рассматриваются ниже. Во многих странах, за пределами Центральной Азии, существует много более обширных источников о трансмиссии цен на пшеницу. Несмотря на то, что исчерпывающий обзор выходит за рамки данного 14 исследования, в него включены несколько исследований, проведенные за пределами Центральной Азии, которые зададут ориентиры для Узбекистана. а. Пространственная интеграция рынков пшеницы и муки в других странах 26. Пространственная интеграция рынков пшеницы и муки проанализирована для ряда соседей Узбекистана. В своем исследовании Бросинг и Ёрбол (2005 г.) использовали недельные данные с 1998 по 2004 гг. для изучения интеграции рынка пшеницы на трех рынках в Казахстане: Петропавловская, Кокшетауская, Карагандинская области. Их результаты свидетельствуют о сильной интеграции рынка между Петропавловской и Кокшетауской областями, которые являются важными зерновыми регионами на севере Казахстана. Эластичность трансмиссии цен между этими двумя регионами близка к 1, а отклонения от долгосрочных равновесных отношений между ценами корректируются сравнительно быстрыми темпами, примерно 22% в неделю. Рынки пшеницы в Кокшетауской и Карагандинской областями также оказались интегрированными, однако корректировка отклонений от долгосрочных равновесных отношений между этими рынками происходит медленнее - примерно 3,6% в неделю. Бросинг и Ёрбол (2005 г.) находят доказательства пороговых эффектов в интеграции рынков пшеницы в Кокшетауской и Карагандинской областях: когда разница в ценах между этими регионами превышает примерно 43 долл . США за тонну, корректировка отклонения вырастает до 9,4% в неделю. В целом, эти результаты указывают на более сильную интеграцию рынка пшеницы в Казахстане, по сравнению с Узбекистаном, особенно с учетом намного больших расстояний, которые приходится преодолевать в Казахстане. Например, расстояние между Кокшетауской и Карагандинской областями составляет около 500 км, а дорога между Ташкентом и Самаркандом, которая проходит через Сырдарьинскую и Джизакскую области, чуть длиннее 300 км. 27. Халими и др. (2015 г.) изучили интеграцию рынка пшеницы и муки в Афганистане на основе месячных данных с 2000 по 2015 гг. По их мнению, цены на пшеницу (и муку) в Афганистане зависят или «коинтегрированы» с ценами на пшеницу (и муку) в Казахстане и Пакистане. Поскольку Пакистан ввел торговые ограничения в ответ на «кризис цен на продовольствие» в 2007/2008 гг., зависимость между афганскими и пакистанскими ценами ослабла, а связи между афганскими и казахстанскими ценами в Афганистане укрепились. Халими и др. (2015 г.) приводят доказательства того, что рынки пшеницы и муки в центрах торговли хорошо интегрированы, при этом рынки в сельской местности менее интегрированы с торговыми центрами. Например, их результаты о ценах на муку в Кабуле, связанным с торговыми центрами Кандагара, Джалал-Абада и Герата, показывают эластичность трансмиссии цен близкую к 1, а месячные нормы корректировки отклонений от долгосрочного равновесия составляют от 23 до 29%. В случае сельских рынков и их отношения к торговым центрам наблюдается долгосрочная эластичность трансмиссии цен, равная 0,58 и 0,63. 28. Дальнейшие результаты пространственной интеграции рынков пшеницы и муки в Афганистане предоставлены в исследовании Наджибуллы и др. (2017 г.). Эти авторы использовали месячные розничные цены на пшеницу и муку с 2004 по 2015 гг. на семи рынках, включая Кабул и шесть провинциальных центров Джалалабад, Кандагар, Герат, Маймана, Балх и Файзабад. Их результаты показывают, что все провинциальные рынки пшеницы (муки) интегрированы с рынком пшеницы (муки) в Кабуле. Их расчеты долгосрочной эластичности пространственной трансмиссии цен находятся в диапазоне от 0,7 до 0,9, а отклонения от долгосрочного равновесия корректируются со скоростью от 10 до 30% в месяц. В этом исследовании не моделировался вертикальная трансмиссия цен между ценами на пшеницу и муку, но 15 приводится информация о том, что рынки пшеницы (и муки) в Афганистане интегрированы с рынками пшеницы (и муки) в Казахстане и в Пакистане. Оба эти исследования (Наджибулла и др., 2017 и Халими и др., 2015 г.) предполагают, что рынки пшеницы и муки в Афганистане пространственно-интегрированы.11 29. Ильясов и др. (2016 г.) изучили интеграцию рынка и трансмиссию цен на рынках пшеницы в Таджикистане, используя месячные данные с 2002 по 2013 гг . Они нашли доказательства «коинтеграции» цен на пшеницу для всех возможных пар четырех изучаемых ими рынков: Душанбе, Гарм, Худжанд и Курган -Тюбе. По их мнению, эти цены зависят от международных цен (они брали цены на пшеницу в Руане (Франция) и в Сарыагаше (Казахстан)). Скорости корректировки отклонений от долгосрочных равновесных ценовых отношений обычно составляли от 20 до 25 % в месяц. Они также обнаружили, что цены в Таджикистане реагируют на рост международных цен быстрее, чем на другие внутренние цены. 30. Еще в одном подобном исследовании Сванидзе и Гетца (2019 г.) сравнивалась пространственная интеграция рынка пшеницы в России с пространственной интеграцией рынка кукурузы в США. Эти авторы использовали недельные цены с 2005 по 2013 гг. и рассматривали шесть российских регионов (например, Северный Кавказ, Черноземье, Поволжье и Западная Сибирь), а также ряд местных рынков в регионах Черноземья и Западной Сибири. В США они использовали данные о ценах на кукурузу 16 федеральных штатов и 28 и 15 местных рынков в штатах Айова и Северная Каролина, соответственно.12 И хотя условия в России и США значительно отличаются от условий в Узбекистане (особенно расстояния между регионами), Сванидзе и Гетц (2019 г.) предложили интересные критерии для анализа пространственной интеграции рынка зерна в Узбекистане. Согласно их результатам, долгосрочная эластичность трансмиссии цен на пшеницу (кукурузу) между регионами в России (США) составляет в среднем 0,43 (0,86). На территории самих регионов средняя эластичность выше: авторы сообщают о 0,94 и 0,81 в регионах Черноземья и Западной Сибири, соответственно, и 0,97 и 0,95 в Айове и Северной Каролине в США. Отклонения от долгосрочных равновесных ценовых зависимостей на пшеницу (кукурузу) между регионами в России (США) корректируются в среднем на уровне 42% (81%) каждые две недели. В Черноземье и Западносибирском регионах средние показатели корректировки отклонений от долгосрочного равновесия составляют 41 и 52% каждые две недели соответственно; в Айове и Северной Каролине это значение составляет 61 %. 31. Приведенные выше исследования анализируют интеграцию рынка внутри других стран Центральной Азии, хотя некоторые также рассматривают интеграцию рынков между этими странами и международными рынками. Далее мы рассмотрим исследования, посвященные исключительно интеграции внутреннего и международного рынков пшеницы. Бобохонов и др. (2017 г.) сравнили трансмиссию между внутренними и международными ценами на ряд сельскохозяйственных продуктов, включая пшеницу, в Таджикистане и Узбекистане. Они проанализировали месячные данные с 2004 по 2014 гг. в Таджикистане и с 2001 по 2009 гг. в Узбекистане. Авторы нашли доказательства интеграции таджикского и мирового рынков 11 Еще одно исследование Чабота и Дороша (2007 г.) также рассматривало интеграцию рынка зерна в Афганистане и обнаружило, что «цены на пшеницу на основных рынках в Афганистане… имеют тенденцию двигаться совместно в долгосрочной перспективе» (Чабот и Дорош, 2007 г., стр. 349). Следует отметить, что они использовали сравнительно короткую выборку из 43 наблюдений с января 2002 г. по июль 2005 г. 12 Сванидзе и Гетц (2019 г.) - аналогичное исследование, основанное на недельных ценах на пшеницу в России с 2010 по 2016 гг. В этом исследовании авторы продолжают оценку на втором этапе, которая связывает степень интеграции между двумя регионами с такими факторами, как расстояние между ними. 16 продовольственной продукции, включая пшеницу, однако не смогли привести таких же доказательств в случае Узбекистана. 32. Сванидзе и др. (2019 г.) провели исследование соотношения цен пшенцы между международными рынками (экспортеры через Черное море - Казахстан, Россия и Украина), несколькими странами Центральной Азии (Кыргызия, Таджикистан и Узбекистан) и Южного Кавказа (Армения, Азербайджан и Грузия) . Они работали с месячными данными с 2006 по 2014 гг., за исключением Узбекистана, для которого они смогли найти только 39 месячных наблюдений с 2006 по 2009 гг. Результаты показали, что рынки пшеницы в странах Южного Кавказа более тесно интегрированы с экспортными рынками на Черном море, чем рынки пшеницы в странах Центральной Азии. Средняя предполагаемая долгосрочная ценовая эластичность для стран Южного Кавказа составила 0,63 по сравнению с 0,47 для стран Центральной Азии. В частности, для Узбекистана найдено только одно долгосрочное равновесное отношение – с казахстанской экспортной ценой, в то время как все остальные страны показывали соотношение между шестью или семью различными международными ценами. 33. Таким образом, литературные источники13 предоставляют достаточно доказательств того, что пространственная интеграция рынков пшеницы и муки сильнее в Афганистане, Казахстане и Таджикистане, чем в Узбекистане (задача 1, выше). Сравнение с Россией приводит к аналогичным выводам. Долгосрочная эластичность трансмиссии цен на пшеницу для Узбекистана аналогична «базовым» внутрирегиональным оценкам, представленным Сванидзе и Гетцем (2019 г.) в случае России. Однако скорости корректировки для возврата к равновесию, оцененные для Узбекистана, значительно медленнее, внутрирегиональных оценок Сванидзе и Гетца (2019 г.) для России (и США): наша оценка для Узбекистана, в целом, показала от 25 до 50% корректировки в месяц, в то время как Сванидзе и Гетц (2019 г.) сообщают, что, в среднем, скорость корректировки составляет от 40 до 60% каждые две недели. 34. Что касается интеграции с международными рынками, то ряд исследований, рассмотренных выше, свидетельствуют о том, что рынки пшеницы в Афганистане, Казахстане и Таджикистане интегрированы с международными рынками . Это контрастирует с результатами для Узбекистана, о которых будет говориться ниже (см. задачу 6), а также с результатами, представленными Бобохоновым и др. (2017 г.). По большому счету, только Сванидзе и др. (2019) приводят полные доказательства интеграции между узбекским и международным рынком пшеницы (Казахстан). Тем не менее, их результат основан только на 39 месячных наблюдениях с 2006 по 2009 гг. b. Вертикальная интеграция рынков пшеницы и муки в других странах 35. Оскенбаев и Турабаев (2014 г.) проанализировали вертикальную интеграцию цен между пшеницей и мукой в Казахстане, уделив особое внимание тому, как реакция государственной политики на «кризис цен на продовольствие» 2007/2008 годов (например, ограничения на экспорт и потребительские субсидии) повлияли на отношения между ценами на пшеницу и муку. Используя месячные 13 Еще два исследования, заслуживающих упоминания, это работы Чабота и Тонделя (2011 г.) и Фехера и Филдсенда (2019 г.). Чабот и Тондель (2011 г.) изучили ценовые отношения между Казахстаном и международными рынками (США, Канада, Аргентина, Афганистан и Таджикистан) и предоставили обширную информацию о торговле пшеницей, маршрутах и транспортных издержках в Центральной Азии. Однако в своем исследовании они сообщают только коэффициенты корреляции между ценовыми рядами. Фехер и Филдсенд (2019 г.) представили подробный анализ потенциала для увеличения объемов производства пшеницы в Казахстане, включая соображения о международной торговле, но не показали своих эмпирических результатов по интеграции рынка. 17 данные с 2000 по 2010 гг. они нашли доказательства «коинтеграции» цен на пшеницу и муку. Их результаты показывают, что долгосрочная эластичность трансмиссии цен между пшеницей и мукой упала с 0,69 до 0,45 после августа 2007 г. Кроме того, скорость, с которой цены на муку реагировали на отклонения от этого долгосрочного равновесия, немного замедлилась: с 17% ежемесячной корректировки до августа 2007 г. до 14% ежемесячной корректировки после августа. Однако такое изменение скорости корректировки не является статистически значимым, а наблюдаемые изменения в отдельных регионах Казахстана значительно различаются, причем корректировка на отсутствие равновесия укоряется в одних регионах и замедляется в других. 36. Брюммер и др. (2009 г.) проанализировали интеграцию цен на пшеницу и муку в Украине, используя недельные данные с 2000 по 2004 гг . Авторы оценили долгосрочную эластичность трансмиссии цен на уровне 0,84 и сделали вывод о том, что цены на муку корректируются с учетом правильных отклонений от своего долгосрочного равновесия с недельным показателем в диапазоне от 2,6 до 4,4%, что примерно соответствует месячным скоростям корректировки, рассчитанным для Казахстана в работе Оскенбаева и Турабаева (2014 г.). 37. Кация и Мамардашвили (2016 г.) исследовали вертикальную трансмиссию цен пшеницы на муку в Грузии, используя месячные цены с 2004 по 2016 гг . Они пришли к выводу о том, что цены на пшеницу и муку «коинтегрированы», и что долгосрочная эластичность трансмиссии цен на пшеницу на цены на муку составляет 0,72. Согласно их результатам, цены на муку реагируют на отклонения от долгосрочного равновесия на 14,3% в месяц. 38. Варела и Танигучи (2014 г.) проанализировали месячные цены на пшеницу и муку в Индонезии с 2000 по 2010 гг. Они рассчитали долгосрочную эластичность трансмиссии цен на пшеницу (которое импортируется в Индонезию) на муку на уровне 0,9 и нашли, что цены на муку в Индонезии реагируют на отклонения от долгосрочного равновесия с ценами пшеницы, в среднем, примерно на 3,0-4,2% в месяц. При этом они указали, что эти корректировки являются весьма асимметричными: цены на муку в Индонезии быстрее реагируют на рост цен на пшеницу (примерно на 10% в месяц), чем на снижение этих цен (максимум на 1,4% в месяц). 39. Алам и Джа (2016 г.) изучили месячные цены на пшеницу и муку в Бангладеше с июля 2008 г. по март 2016 г. Они не сделали выводов о долгосрочной эластичности трансмиссии цен, но нашли четкие доказательства интеграции цен на пшеницу и муку и указали, что цены на муку реагируют на отклонения от долгосрочных отношений цен со скоростью примерно 25% в месяц. 40. Не все эти исследования использовали одинаковую методологию. Некоторые были нацелены на вопросы асимметрии, другие искали доказательства с пороговыми значениями или структурные разрывы, вызванные политическими решениями. Тем не менее, они, как правило, приходили к выводу о том, что цены на пшеницу и муку «коинтегрированы» и что долгосрочная эластичность трансмиссии цены от пшеницы на муку колеблется между 0,7 и 0,9. Это вполне правдоподобный диапазон, который примерно соответствует доле затрат на пшеницу при производстве муки (Брюммер и др., 2009 г.). Помимо этого, большинство исследований также находят доказательства того, что цены на муку, а не на пшеницу, скорее реагируют на отклонения от долгосрочного равновесия. Этого следовало ожидать, поскольку пшеница торгуется на международном рынке в более крупных масштабах, чем мука, а помол муки – это лишь один из способов использования пшеницы, хотя и важный. Следовательно, в отсутствие серьезных вмешательств или рыночных барьеров, цены на пшеницу будут зависеть от внешних колебаний на международных рынках, и можно ожидать, что за ними последует реакция 18 и местных цен на муку. Наконец, скорости корректировки, которые обычно рассчитываются в исследованиях, лежат в диапазоне от 10 до 20 % в месяц. 41. Эти типичные результаты идут вразрез с нашими данными по Узбекистану, которые содержат лишь ограниченные доказательства «коинтеграции» между ценами на пшеницу и муку (нет доказательств агрегирования узбекских цен, а признаки «коинтеграции» отмечены только в трех из восьми региональных рынках). Помимо этого, на региональных рынках, где есть признаки вертикальной интеграции цен в Узбекистане, предполагаемая эластичность колеблется от 1,01 до 1,19, что выше, чем можно было бы ожидать. Наконец, в двух из трех региональных рынках с признаками вертикальной интеграции (Бухарская и Андижанская области) на отсутствие равновесия реагируют цены на пшеницу, а не на муку. В целом, наши результаты показывают, что рынки пшеницы и муки в Узбекистане не интегрированы так, как это обычно наблюдается в других странах и согласуется с интеграцией, возникающей в результате действия рыночных сил. 7. Анализ взаимосвязи между ценами на пшеницу в Узбекистане и Казахстане - единственном экспортере пшеницы в Узбекистан 42. В Приложении (Таблица 5) представлены результаты тестов на «коинтеграцию» между ценой на пшеницу в Казахстане и рынками в г. Ташкенте, Ташкентской, Самаркандской и Кашкадарьинской областей в Узбекистане . Эти рынки в Узбекистане ближе всего расположены к пограничному переходу на станции Сарыагаш с Казахстаном, откуда импортируемая пшеница поступает в Узбекистан, а также к основному транзитному коридору, который пересекает Узбекистан до границ с Туркменистаном и Афганистаном. 43. Первые два столбца результатов в Таблице 5 содержат результаты стандартных тестов Йохансена на «линейную коинтеграцию». Эти тесты не дают в результате никаких признаков «коинтеграции», что указывает на отсутствие линейного долгосрочного равновесного отношения между ценами на пшеницу в Казахстане и в Узбекистане. 44. На Рисунке 7 показано резкое падение цен на узбекскую пшеницу в долларах США в сентябре 2017 г. после либерализации валютного курса. В результате неудивительно, что тест Йохансена не находит доказательств «линейной коинтеграции» между этими ценами и ценой казахстанской пшеницы. Поэтому был проведен тест Йохансена (Йохансен и др., 2000 г.), который учитывал бы структурный разрыв (сдвиг в постоянном выражении) в долгосрочной равновесной взаимосвязи. Однако, как показано в последних двух столбцах Таблицы 5, результаты этого теста не подтвердили вывод о присутствии долгосрочной равновесной зависимости (со структурным разрывом) между ценами на пшеницу в Узбекистане и в Казахстане, до и после сентября 2017 г. 45. Отсутствие доказательства «коинтеграции» не обязательно означает, что два эти рынка не интегрированы. Возможно, рассматриваемые цены связаны нелинейными долгосрочными отношениями, которые являются более сложными, чем считалось при проведении данного исследования. Например, изменение размера импортных пошлин, взимаемых на границе между Казахстаном и Узбекистаном с течением времени, могло создать долгосрочные равновесные отношения, содержащие серию сдвигов, которые влияют не только на постоянное выражение, но и на эластичность трансмиссии цен (например, если происходили изменения в таможенных пошлинах). Однако имеющиеся данные свидетельствуют о том, что рынки 19 пшеницы Казахстана и Узбекистана неинтегрированы в исследуемый период . В то время как рынки пшеницы в Казахстане хорошо интегрированы с мировыми рынками (FEWS NET, 2016, 2019; Халими и др., 2015 г.), рынки пшеницы в Узбекистане, по всей видимости, практически оторваны от международных событий. Рисунок 7: Цены на пшеницу в Казахстане и на отдельных рынках Узбекистана, долл. США/т. Источник: Данные Всемирного банка. 46. Это совершенно не удивительно. Система размещения культур в Узбекистане ежегодно выделяет 1,4 млн. га сельскохозяйственных земель под выращивание пшеницы и фермеры обязаны использовать эти площади исключительно для производства пшеницы. Они не могут регулировать и переключаться с одной культуры на другую, в зависимости от прогноза своей доходности. В результате производство пшеницы определяется только урожайностью. Повышение внутреннего производства пшеницы обычно приводит к снижению цен на пшеницы, но обвала цен не происходит, отражая тот факт, что Узбекистан является нетто-импортером зерна. Это во многом объясняет отсутствие интеграции рынка пшеницы Узбекистана с казахстанским и более крупными мировыми рынками. 8. Анализ интеграции рынков муки в Узбекистане, Афганистане и Казахстане 47. На Рисунке 8 показаны цены на муку в Казахстане (Алматы), Афганистане (Кабул) и на отдельных рынках Узбекистана, все они выражены в долларах США. Несмотря на то, что все цены в Узбекистане сильно упали после либерализации валюты в сентябре 2017 года, афганские цены менее волатильны и следуют незначительной тенденции к снижению за последние, примерно, 18 месяцев, после чего немного растут. Казахстанская цена заметно снизилась во второй половине 2015 г. и постепенно растет с 2016 г. 20 Рисунок 8: Цены на муку в Казахстане и отдельных рынках Узбекистана, долл./т. Источник: Всемирный банк. 48. Поскольку цены на муку в Узбекистане, Казахстане и Афганистане, по - видимому, идут в принципиально разных направлениях в течение периода выборки данного исследования, неудивительно, что результаты тестов, приведенные в Приложении (Таблица 6) не показывают никаких признаков «коинтеграции». Как и в случае с пшеницей (задача 6), в исследовании проведены тесты цен на муку, как их линейной «коинтеграции», так и «коинтеграции» со структурным разрывом, с учетом либерализации валюты в сентябре 2017 г. Оба набора результатов показывают, что цены на муку в Узбекистане не имеют признаков «коинтеграции» с ценами в Казахстане и Афганистане. В Таблице 6 также приводятся результаты тестов на «коинтеграцию» цен в Узбекистане с Кыргызстаном и Узбекистаном с Таджикистаном. Опять же, никаких доказательств «коинтеграции» нет. Следовательно, имеющиеся данные свидетельствуют о том, что рынки муки Узбекистана не были интегрированы с рынками муки соседних стран в течение периода нашего исследования. 21 9. Список использованной литературы Akaike, H. (1974): A new look at the statistical model identification. IEEE Transactions on Automatic Control, 19: 716-723. Alam, M.J. and Jha, R. (2016): Asymmetric Threshold Vertical Price Transmission in Wheat and Flour Markets in Dhaka (Bangladesh): Seemingly Unrelated Regression Analysis. ASARC Working Paper 2016/03. https://acde.crawford.anu.edu.au/sites/default/files/publication/acde_crawford_anu_ed u_au/2016-07/wp2016-03alamjha.pdf Bobokhonov, A., Pokrivcak, J. and Rajcaniova, M. (2017): The impact of agricultural and trade policies on price transmission: The case of Tajikistan and Uzbekistan. The Journal of International Trade & Economic Development, 26: 677-692. Brosig, S. and Yorbol, Y. (2005): Interregional integration of wheat markets in Kazakhstan. IAMO Discussion Papers 88. Halle (Salle): IAMO (Leibniz Institute of Agricultural Development in Transition Economies, Halle, Germany). Brümmer, B., von Cramon-Taubadel, S. and Zorya, S. (2009): The impact of market and policy instability on price transmission between wheat and flour in Ukraine. European Review of Agricultural Economics, 36: 203-230. Chabot, P. and Dorosh, P. A. (2007): Wheat markets, food aid and food security in Afghanistan. Food Policy, 32: 334–353. Chabot, P. and Tondel, F. (2011): A Regional View of Wheat Markets and Food Security in Central Asia with a Focus on Afghanistan and Tajikistan. Study prepared for the United States Agency for International Development (USAID) Famine Early Warning Systems Network (FEWS NET). https://documents.wfp.org/stellent/groups/public/documents/ena/wfp238576.pdf Dickey, D. and Fuller, W. (1979): Distribution of the estimators for autoregressive time series with unit root. Journal of The American Statistical Association, 74: 427-431. Fehér, I. and Fieldsend, A.F. (2019): The potential for expanding wheat production in Kazakhstan – Analysis from a food security perspective. EUR 29386 EN, Publications Office of the European Union, Luxembourg, JRC113009. FEWS NET (Famine Early Warning System Network) (2016): Regional Wheat Market Fundamentals, Central Asia Summary. November 2016. https://fews.net/sites/default/files/documents/reports/Central%20Asia%20Regional%2 0Wheat%20Market%20Fundamentals_FINAL_0.pdf FEWS NET (Famine Early Warning System Network) (2019): Regional Supply and Market Outlook, Central Asia. October 2019. https://fews.net/central-asia/supply-and-market- outlook/october-2019 Friedman, M. (.1937): The use of ranks to avoid the assumption of normality implicit in the analysis of variance. Journal of the American Statistical Association 32: 675–701. Friedman, M. (1939): A correction: The use of ranks to avoid the assumption of normality implicit in the analysis of variance. Journal of the American Statistical Association 34: 109. González-Rivera, G. and Helfand, S. (2001): The extent, pattern, and degree of market integration: a multivariate approach for the Brazilian rice market. American Journal of Agricultural Economics. 83: 576–592. Halimi, G.H., Abbott, P.C. and McNamara, K.T. (2015): Price transmission in Afghanistan’s wheat markets. IPIA Report #1062015. 22 https://pdfs.semanticscholar.org/ca23/991fee69ee2bffd51580205693795d9e9516.pdf Ilyasov, J., Götz, L., Akramov, K., Dorosh, P. and Glauben, T. (2016): Market Integration and Price Transmission in Tajikistan’s Wheat Markets. IFPRI Discussion Paper 01547, Washington DC. Johansen, S. (1991): Estimation and Hypothesis Testing of Cointegration Vectors in Gaussian Vector Autoregressive Models. Econometrica. 59: 1551–1580. Johansen, S. (1995): Likelihood-based Inference in Cointegrated Vector Autoregressive Models. Oxford University Press. Johansen, S., Mosconi, R. and B. Nielsen (2000): Cointegration Analysis in the Presence of Structural Breaks in the Deterministic Trend. Econometrics Journal, 3: 216- 249. Najibullah, H., Ito, S., Isoda, H. and Amekawa, Y. (2017): Cointegration and spatial price transmission among wheat and wheat-flour markets in Afghanistan, Applied Economics, 49: 2939-2955. Oskenbayev, Y. and Turabayev, G. (2014): Price Transmission Analysis along the Food Chain in Kazakhstan. Modern Economy, 5: 175-187. Pesaran, M.H. (2007): A simple panel unit root test in the presence of cross-section dependence. Journal of Applied Econometrics, 22: 265-312. Saikkonen,P., and Lütkepohl, H. (2002): Testing for a Unit Root in a Time Series with a Level Shift at Unknown Time, Econometric Theory 18: 313–348. Svanidze, M. and Götz, L. (2019a): Determinants of spatial market efficiency of grain markets in Russia. Food Policy, https://doi.org/10.1016/j.foodpol.2019.101769 Svanidze, M. and Götz, L. (2019b): Spatial market efficiency of grain markets in Russia: Implications of high trade costs for export potential. Global Food Security 21: 60-68. Svanidze, M., Götz, L., Djuric, I. and Glauben, T. (2019): Food security and the functioning of wheat markets in Eurasia: a comparative price transmission analysis for the countries of Central Asia and the South Caucasus. Food Security 11: 733-752. Varela, G.J. and Taniguchi, K. (2014): Asymmetric price transmission in Indonesia’s wheat flour market. Asian Development Bank Economic Working Paper Series No. 394, https://www.adb.org/sites/default/files/publication/31240/ewp-394.pdf World Bank (2020): Analysis of Regional Dynamics of Wheat and Flour Sectors in Central Asia and their Impact on Uzbekistan. Washington, D.C. World Bank (2019): Reforming the Wheat Sector in Uzbekistan. Technical Report, Tashkent. World Bank (2018): Cotton Taxation in Uzbekistan: Recent Developments and Reform Agenda Ahead. Technical Report, Tashkent. Zivot, E. and Andrews, D.W.K. (1992): Further evidence on the great crash, the oil-price shock, and the unit-root hypothesis. Journal of Business and Economic Statistics 10: 251-270. 23 Приложение 1: Методы «коинтеграции» 49. Поиск доказательства интеграции между двумя рынками выполняется путем изучения того, совпадают ли цены на этих рынках. «Коинтеграция» - это термин, который эконометристы используют для описания двух или более переменных (таких как цены), которые по отдельности являются нестационарными, но имеют тенденцию двигаться вместе с течением времени. Поскольку нестационарные переменные иногда называют «интегрированными», две нестационарные/ интегрированные переменные, которые имеют тенденцию двигаться вместе, называются «коинтегрированными» (то есть «совместно интегрированными»). 50. Тест на «коинтеграцию» состоит из нескольких этапов . В первую очередь, используются так называемые «критерии единичных корней» для определения того, интегрированы ли отдельные временные ряды (в нашем случае, цены). Если стационарный ряд резко двигается вверх или вниз, он будет стремиться вернуться к своему первоначальному значению в последующие периоды; можно сказать, что стационарная серия со временем «забывает» такой скачок. Интегрированная серия, напротив, имеет «бесконечную память»: каждый скачок приводит к постоянному изменению долгосрочного ожидаемого значения ряда. В результате интегрированные ряды не возвращаются к постоянному среднему значению, а скорее дрейфуют случайным образом. Для выявления такого поведения и предназначены так называемые «критерии единичных корней». Мы использовали стандартный тест ADF (Дикей и Фулер, 1979 г.), а также «критерий единичных корней», предложенный Песараном (2007 г.), который применялся к набору цен и проверял нулевую гипотезу о том, что все они интегрированы/нестационарные. 51. Во-вторых, если две серии по отдельности интегрированы, то тест на «коинтеграцию» определяет, имеют ли они одинаковую фундаментальную модель нестационарности/интеграции. Тесты на «коинтеграцию», по существу, проверяют существование линейной комбинации двух интегрированных серий, которая сама по себе является стационарной. Если такая стационарная линейная комбинация существует, то обе серии приводятся в действие одним и тем же базовым набором резких сдвигов: каждый из них по отдельности нестационарный, но они имеют общую форму нестационарности. Стационарная линейная комбинация представляет собой долгосрочные равновесные отношения между двумя рядами. Для теста на «коинтеграцию» мы использовали так называемую процедуру «трассировки теста», предложенную Йохансеном (1991 г., 1995 г.). 52. Если две серии «коинтегрированы», то третьим этапом является оценка так называемой «модели исправления ошибок» (МИО). МИО описывает механизм, который гарантирует, что долгосрочные равновесные отношения между двумя рядами будут сохраняться в долгосрочной перспективе. «Коинтегрированные» переменные могут временно разойтись (отклониться от их долгосрочного равновесного отношения), но МИО гарантирует, что такие отклонения будут «исправлены» и, поэтому, они являются временными. Это как будто «коинтегрированные» переменные соединены резинкой или пружиной, что позволяет им временно сближаться или отдаляться друг от друга, но это движение всегда отталкивает или тянет их назад к равновесному расстоянию. Основным параметром в МИО является так называемый «параметр корректировки» (часто обозначаемый в литературе греческим символом «альфа» ), который измеряет, насколько быстро ряд корректируется для исправления любого отклонения, которое возникло между ним и его «коинтегрированным» партнером. 53. Простая МИО для двух серий цен и имеет следующий вид: 24 ∆ = (−1 ) − 0 − 1 −1 + 1 ∆−1 + 1 ∆−1 (1) 54. Зависимая переменная в левой части уравнения (1)∆ измеряет изменение между предыдущим и текущим периодом (∆ = − −1 , нижний индекс отсчитывает время). Выражение в скобках справа – это долгосрочные равновесные отношения между и . Если эти две серии «коинтегрированы», то это выражение является стационарным = 0 + 1 в долгосрочной перспективе. Следовательно, 1 = ⁄ долгосрочный коэффициент переноса цены, измеряет, как будет реагировать на изменение в долгосрочной перспективе. Если долгосрочное равновесие временно нарушено, тогда будет ≠ 0 + 1 , и параметр корректировки измеряет то, как реагирует в следующем периоде, чтобы исправить пропорцию этого нарушения или отсутствия равновесия. Ожидается, что будет отрицательным, и если оно, например, равно -0,5, то отреагирует на исправление 50 процентов любого отсутствия равновесия, существовавшего в конце предыдущего периода. 55. Два отстающих значения изменения цены в правой части уравнения (1) показывают краткосрочную динамику. Уравнение (1) содержит только одно отставание для каждого изменения цены, а для определения наиболее подходящего числа значений с отставанием для их включения в уравнение используются прикладные критерии обработки информации, такие как «Информационный критерий Акаике» (AIC) (Акаике, 1974 г.). 56. Для изменений можно использовать и рассчитать аналогичную МИО: ∆ = (−1 ) − 0 − 1 −1 + 1 ∆−1 + 1 ∆−1 (2) 57. В уравнении (2) ожидается, что результат будет положительным и измерит то, как способствует восстановлению долгосрочных равновесных отношений. Вместе уравнения (1) и (2) составляют так называемую «векторную модель исправления ошибок» (ВМИО). Уравнения ВМИО обычно решаются одновременно с использованием метода максимального правдоподобия, впервые предложенного Йохансеном (1991 г., 1995 г.). 58. Уравнения (1) и (2) образуют так называемую «двумерную» ВМИО, поскольку описывают коинтеграцию двух переменных. Многомерная ВМИО – это обобщенное представление, которое описывает «коинтеграцию» между более чем двумя переменными. В источниках по интеграции рынка тесты для многомерной «коинтеграции» используются для поиска признаков кластеров интегрированных рынков. Если количество рынков n интегрировано друг с другом, то тесты «коинтеграции» должны показать, что между ними, в целом, существуют «коинтегрирующие» отношения n-1 (Гонсалес-Ривера и Хелфанд, 2001 г.). 59. В нашем исследовании интеграции рынка зерна, кукурузы и муки в Узбекистане мы сконвертировали все цены в логарифмы. Это позволило нам интерпретировать коэффициент 1 как долгосрочную эластичность переноса цены от одного рынка к другому. Помимо этого, мы единообразно использовали спецификацию с двумя отстающими, согласно «Информационному критерию Акаике». 60. Использование анализа «коинтеграции» для изучения интеграции рынка оправдано при наличии ссылки на торговые и информационные потоки и «арбитраж» между рынками.14 Если два рынка связаны торговыми отношениями, то, в конечном 14 Следует обратить внимание, что в источниках по интеграции рынка слово «интегрированный» используется в двух смыслах: во-первых, для описания «интегрированных» временных рядов (то есть тех, которые не приближаются к среднему значению, а скорее дрейфуют случайным образом); и во -вторых, 25 итоге, цена на рынке импорта будет равна цене на рынке экспорта плюс торговые издержки. Это показывает долгосрочные равновесные отношения между двумя ценами. В краткосрочной перспективе цены могут отклоняться от равновесного отношения, например, если одна из них резко отклоняется в связи с неожиданными новостями (например, плохие погодные условия, которые приведут к снижению ожидаемого урожая). В этом случае трейдеры реагируют на отсутствие равновесия, увеличивая или сокращая потоки торговли до тех пор, пока не восстановится долгосрочное соотношение равновесных цен. МИО описывает тот путь, по которому цены идут к восстановлению равновесия. Разумеется, на практике, на рынках постоянно происходят мелкие и крупные потрясения и, следовательно, рынки постоянно находятся в состоянии корректировки долгосрочных равновесных отношений, сохраняющихся в определенные периоды времени, хотя и редко, если вообще сохраняющиеся, в любой отдельно взятый момент времени. 61. Как и все эмпирические методы, анализ «коинтеграции» имеет свои недостатки. Тесты на основе «критерия единичных корней» часто не могут надежно различать стационарные и нестационарные серии, особенно в короткие периоды времени. Ряд, который кажется дрейфующим и, следовательно, нестационарным, на самом деле может означать возвращение в исходное состояние, если он наблюдается в течение достаточно длительного периода времени. Анализ рыночной интеграции обычно использует 100 и (иногда и больше) наблюдений, в то время как у нас для исследования было только 74 наблюдения цен на рынке Узбекистана. 62. Помимо этого, структурные разрывы во временном ряду могут создавать впечатление, что ряд нестационарный. Другими словами, в противном случае, стационарный ряд, в котором присутствует структурный разрыв, может «обманывать» тест на «критерий единичных корней», заключив, что ряд интегрирован. Чтобы удостовериться в отсутствии такой ситуации, мы использовали тесты Сайкконена и Люткеполя (2002 г.) и Зивота и Эндрюса (1992 г.). Оба проверяют нулевую гипотезу «критерия единичных корней» относительно альтернатив с уровнем или трендом стационарности и различными формами структурного разрыва. Точно так же структурный разрыв в долгосрочных отношениях равновесия между двумя ценами может приводить к тому, что тесты делают ошибочные выводы о том, что цены не «коинтегрированы», и поэтому рынки не интегрированы. Такой структурный разрыв может происходить, например, если после завершения крупного инфраструктурного проекта между двумя рынками наблюдается снижение торговых издержек. В этом случае обе цены будут двигаться параллельно, разделенные на одно расстояние до разрыва, и на более короткое расстояние после разрыва (сокращение торговых издержек приведет к снижению значения 0 в уравнениях 1 и 2). Рассматриваемые рынки фактически и повсеместно интегрированы, однако стандартный тест на «коинтеграцию» может указывать на то, что их цены не «коинтегрированы». Чтобы проверить такую возможность, мы использовали тест на «коинтеграцию со структурным разрывом» (сдвиг в постоянном значении), предложенный Йохансаном и др. (2000 г.). для описания, являются ли два рынка экономически «интегрированными» в результате торговых и информационных потоков и «арбитража». Два ценовых ряда, каждый из которых по отдельности является «интегрированным» (в статистическом смысле, на основе результатов тестирования с использованием «критерия единичных корней»), являются кандидатами на «коинтеграцию», и, если они покажут себя «коинтегрированными» (на основе результатов тестов Йохансена), то это можно интерпретировать как доказательство того, что эти цены были собраны на рынках, «интегрированных» в экономическом смысле. 26 Приложение, Таблица 1: Результаты теста на «коинтеграцию» и расчет ВМИО для пар цен на пшеницу в соседних регионах Узбекистана Скорость Трассировка теста Отношения «коинтеграции» корректировки | | + Половина Рыночная пара H0: r=0 H0: r=1 отрезка Хорезмская область + 0,82 (0,05) 0,89 (0,00) -0,24 (0,01) 0,04 (0,44) 0,24 2,5 23,87 (0,01) 7,54 (0,10) Каракалпакстан Хорезмская + Бухарская 1,31 (0,00) 0,82 (0,00) -0,23 (0,01) 0,09 (0,13) 0,23 2,7 16,28 (0,16) 3,84 (0,45) области Кашкадарьинская + 0,57 (0,29) 0,93 (0,00) - 0,20 (0,00) 0,09 (0,07) 0,29 2,0 16,98 (0,13) 3,19 (0,56) Бухарская области Сурхандарьинская + 0,20 (0,67) 0,97 (0,00) - 0,12 (0,13) 0,18 (0,03) 0,18 3,5 17,47 (0,12) 3,50 (0,50) Кашкадарьинская области Навоийская + Бухарская 2,64 (0,00) 0,65 (0,00) - 0,10 (0,20) 0,26 (0,01) 0,26 2,3 15,75 (0,19) 4,31 (0,38) области Навоийская + 2,32 (0,00) 0,69 (0,00) -0,01 (0,93) 0,49 (0,00) 0,49 1,0 22,04 (0,03) 4,45 (0,36) Самаркандская области Самаркандская + 0,46 (0,33) 0,95 (0,00) -0,11 (0,09) 0,17 (0,05) 0,28 2,1 15,30 (0,21) 2,78 (0,63) Джизакская области Сырдарьинская + 0,15 (0,74) 0,98 (0,00) -0,13 (0,11) 0,19 (0,02) 0,19 3,3 18,32 (0,09) 3,13 (0,57) Джизакская области Сырдарьинская область + г. 0,56 (0,37) 0,89 (0,00) -0,12 (0,04) 0,14 (0,00) 0,26 2,3 25,56 (0,01) 8,79 (0,06) Ташкент Ташкентская область + г. 0,75 (0,91) 0,72 (0,44) 0,01 (0,08) 0,01 (0,00) 0,02 34,3 20,50 (0,04) 8,05 (0,08) Ташкент Ферганская + Ташкентская 0,53 (0,16) 0,93 (0,00) -0,27 (0,00) 0,01 (0,91) 0,27 2,2 25,35 (0,01) 4,10 (0,41) области Ферганская + Андижанская 0,34 (0,34) 0,96 (0,00) -0,21 (0,00) 0,31 (0,00) 0,52 0,9 32,87 (0,00) 3,27 (0,54) области 27 Ташкентская + 0,32 (0,66) 0,96 (0,00) -0,17 (0,00) - 0,01 (0,89) 0,17 3,7 14,63 (0,25) 3,78 (0,46) Наманганская области Кашкадарьинская + 0,08 (0,89) 0,99 (0,00) -0,14 (0,02) 0,11 (0,03) 0,25 2,4 18,50 (0,09) 4,11 (0,41) Самаркандская области Андижанская + 0,30 (0,50) 0,96 (0,00) -0,31 (0,00) 0,14 (0,02) 0,45 1,2 24,74 (0,01) 4,40 (0,37) Наманганская области Ферганская + Наманганская 0,59 (0,07) 0,92 (0,00) -0,22 (0,00) 0,10 (0,23) 0,22 2,8 24,67 (0,01) 4,37 (0,37) области Сурхандарьинская + 0,33 (0,27) 0,96 (0,00) -0,20 (0,01) 0,23 (0,07) 0,42 1,3 23,34 (0,02) 3,08 (0,57) Самаркандская области Навоийская + 2,28 (0,00) 0,69 (0,00) -0,11 (0,08) 0,34 (0,01) 0,45 1,2 21,96 (0,03) 5,01 (0,29) Кашкадарьинская области Примечание: в скобках приводятся значения «p»-цены. Затемнением выделены те рыночные пары, цены которых «коинтегрированы» (значение «p» - цены <10%). Для таких «коинтегрированных» пар красным цветом выделены значимые параметры корректировки (значение «p»-цены <10%) с ожидаемым знаком. Суммированная скорость корректировки (|1 | + 2 ) включает только статистически значимые оценки (значение «p»-цены <10%). Период прохождения половины отрезка - это количество месяцев, необходимое для корректировки половины отклонения от долгосрочного равновесия. См. Приложение 1, где приводится описание использованных методов. 28 Приложение, Таблица 2: Результаты теста на «коинтеграцию» и расчет ВМИО для пар цен на кукурузу в соседних регионах Узбекистана Скорость Трассировка теста Отношения «коинтеграции» корректировки | | + Половина Рыночная пара H0: r=0 H0: r=1 отрезка Хорезмская область + 2,11 (0,13) 0,75 (0,00) -0,08 (0,01) -0,01 (0,57) 0,08 8,3 11,19 (0,53) 4,79 (0,32) Каракалпакстан Хорезмская + Бухарская 0,06 (0,91) 1,00 (0,00) -0,11 (0,11) 0,13 (0,01) 0,13 5,0 19,09 (0,07) 8,04 (0,08) области Кашкадарьинская + 0,31 (0,53) 0,96 (0,00) -0,08 (0,13) 0,18 (0,00) 0,18 3,5 25,68 (0,01) 6,95 (0,13) Бухарская области Кашкадарьинская+ 0,27 (0,57) 0,98 (0,00) -0,14 (0,01) 0,23 (0,00) 0,37 1,5 23,55 (0,02) 4,91 (0,30) Сурхандарьинская области Навоийская + Бухарская 2,69 (0,00) 0,66 (0,00) - 0,19 (0,00) 0,01 (0,89) 0,19 3,3 17,45 (0,12) 5,90 (0,21) области Навоийская + 1,68 (0,00) 0,79 (0,00) -0,29 (0,00) 0,04 (0,73) 0,29 2,0 20,35 (0,05) 4,18 (0,40) Самаркандская области Самаркандская + 0,80 (0,04) 0,90 (0,00) -0,31 (0,00) 0,03 (0,75) 0,31 1,9 20,63 (0,04) 5,45 (0,25) Джизакская области Сырдарьинская + 0,66 (0,12) 0,92 (0,00) -0,37 (0,00) 0,04 (0,53) 0,37 1,5 24,50 (0,01) 5,48 (0,24) Джизакская области Сырдарьинская область + г. 0,72 (0,34) 0,89 (0,00) -0,21 (0,00) 0,06 (0,08) 0,27 2,2 28,63 (0,00) 12,83 (0,01) Ташкент Ташкентская область + г. -1,14 (0,89) 0,94 (0,37) 0,01 (0,01) 0,01 (0,00) 0,02 34,3 27,94 (0,00) 9,64 (0,04) Ташкент Ташкентская + Ферганская 0,95 (0,14) 0,87 (0,00) -0,12 (0,02) 0,11 (0,03) 0,23 2,7 19,24 (0,07) 6,82 (0,14) области Андижанская + Ферганская 1,12 (0,09) 0,85 (0,00) - 0,28 (0,00) 0,07 (0,12) 0,28 2,1 20,34 (0,05) 3,74 (0,46) области 29 Ташкентская + 0,24 (0,69) 0,97 (0,00) - 0,30 (0,00) 0,04 (0,50) 0,30 1,9 20,72 (0,04) 6,07 (0,19) Наманганская области Самаркандская + 0,48 (0,21) 0,92 (0,00) - 0,30 (0,00) 0,13 (0,06) 0,43 1,2 26,58 (0,00) 5,40 (0,25) Кашкадарьинская области Андижанская + 0,21 (0,58) 0,97 (0,00) -0,46 (0,00) 0,13 (0,18) 0,46 1,1 28,93 (0,00) 5,05 (0,29) Наманганская области Наманганская + Ферганская 1,13 (0,06) 0,85 (0,00) - 0,23 (0,00) 0,06 (0,27) 0,23 2,7 17,56 (0,11) 3,28 (0,54) области Самаркандская + 0,65 (0,07) 0,91 (0,00) -0,26 (0,00) 0,11 (0,27) 0,26 2,3 19,24 (0,07) 3,60 (0,49) Сурхандарьинская области Навоийская + 2,09 (0,00) 0,73 (0,00) -0,28 (0,00) -0,02 (0,82) 0,28 2,1 27,32 (0,00) 5,07 (0,29) Кашкадарьинская области Примечание: в скобках приводятся значения «p»-цены. Затемнением выделены те рыночные пары, цены которых «коинтегрированы» (значение «p» - цены <10%). Для таких «коинтегрированных» пар красным цветом выделены значимые параметры корректировки (значение «p»-цены <10%) с ожидаемым знаком. Суммированная скорость корректировки (|1 | + 2 ) включает только статистически значимые оценки (значение «p»-цены <10%). Период прохождения половины отрезка - это количество месяцев, необходимое для корректировки половины отклонения от долгосрочного равновесия. См. Приложение 1, где приводится описание использованных методов. 30 Приложение, Таблица 3: Результаты теста на «коинтеграцию» и расчет ВМИО для пар цен на муку в соседних регионах Узбекистана Скорость Трассировка теста Отношения «коинтеграции» корректировки | | + Половина Рыночная пара H0: r=0 H0: r=1 отрезка Каракарпакстан - 11,43 (0,51) 4,66 (0,33) 2,77 (0,01) 0,65 (0,00) -0,10 (0,03) 0,04 (0,40) 0,10 6,6 Хорезмская область Хорезмская + Бухарская 13,58 (0,33) 4,09 (0,41) 1,82 (0,01) 0,77 (0,00) -0,04 (0,34) 0,13 (0,02) 0,13 5,0 области Навоийская + Бухарская 13,78 (0,31) 5,62 (0,23) 3,45 (0,00) 0,58 (0,00) -0,08 (0,01) 0,02 (0,59) 0,08 8,3 области Навоийская + 18,70 (0,08) 6,48 (0,16) 0,27 (0,82) 0,98 (0,00) -0,05 (0,20) 0,11 (0,00) 0,11 5,9 Самаркандская области Самаркандская + 15,64 (0,20) 4,88 (0,31) 0,06 (0,93) 0,99 (0,00) -0,21 (0,00) -0,02 (0,71) 0,21 2,9 Джизакская области Андижанская + Ферганская 18,79 (0,08) 5,84 (0,21) 0,62 (0,00) 0,92 (0,00) - 0,13 (0,31) 0,24 (0,02) 0,24 2,5 области Примечание: в скобках приводятся значения «p»-цены. Затемнением выделены те рыночные пары, цены которых «коинтегрированы» (значение «p» - цены <10%). Для таких «коинтегрированных» пар красным цветом выделены значимые параметры корректировки (значение «p»-цены <10%) с ожидаемым знаком. Суммированная скорость корректировки (|1 | + 2 ) включает только статистически значимые оценки (значение «p»-цены <10%). Период прохождения половины отрезка - это количество месяцев, необходимое для корректировки половины отклонения от долгосрочного равновесия. См. Приложение 1, где приводится описание использованных методов. 31 Приложение, Таблица 4: Результаты теста на «коинтеграцию» и расчет ВМИО для вертикальной трансмиссии цен «пшеница- мука» в восьми регионах Узбекистана Трассировка теста Отношения «коинтеграции» Скорость корректировки | | + Половина Область H0: r=0 H0: r=1 отрезка Республика 0,03 22,8 8,5 (0,78) 3,3 (0,53) 7,15 (0,18) 0,15 (0,84) -0,02 (0,08) -0,01 (0,08) Каракалпакстан Хорезмская 0,09 7,3 10,2 (0,62) 3,3 (0,53) -0,70 (0,65) 1,17 (0,00) -0,03 (0,29) 0,09 (0,04) область Бухарская 0,19 3,3 20,7 (0,04) 4,0 (0,43) -0,95 (0,02) 1,19 (0,00) -0,11 (0,22) 0.19 (0.00) область Навоийская 0,00 >70 13,0 (0,37) 5,4 (0,25) -228,6 (0,23) 30,38 (0,24) -0,00 (0,01) -0,00 (0,12) область Самаркандская 0,10 6,6 13,6 (0,32) 3,3 (0,53) 1,01 (0,23) 0,91 (0,00) -0,08 (0,13) 0,10 (0,04) область Джизакская 0,26 2,3 17,6 (0,11) 5,0 (0,29) 1,44 (0,01) 0,86 (0,00) 0,03 (0,61) 0,26 (0,00) область Ферганская 0,10 6,6 21,5 (0,03) 6,9 (0,14) -0,40 (0,57) 1,11 (0,00) -0,10 (0,00) 0,04 (0,34) область Андижанская 0,28 2,1 21,3 (0,03) 7,3 (0,11) 0,34 (0,67) 1,01 (0,00) 0,04 (0,22) 0,28 (0,00) область Республика 0,02 34,3 10,5 (0,59) 5,0 (0,29) 1,89 (0,67) 0,86 (0,16) -0,02 (0,02) -0,00 (0,58) Узбекистан Примечание: в скобках приводятся значения «p»-цены. Затемнением выделены те рыночные пары, цены которых «коинтегрированы» (значение «p» - цены <10%). Для таких «коинтегрированных» пар красным цветом выделены значимые параметры корректировки (значение «p»-цены <10%) с ожидаемым знаком. Суммированная скорость корректировки (|1 | + 2 ) включает только статистически значимые оценки (значение «p»-цены <10%). Период прохождения половины отрезка - это количество месяцев, необходимое для корректировки половины отклонения от долгосрочного равновесия. См. Приложение 1, где приводится описание использованных методов. 32 Приложение, Таблица 5: Результаты теста на «коинтеграцию» и расчет ВМИО для цен на пшеницу в отдельных регионах Узбекистана в паре с Казахстаном «Коинтеграция» со Линейная «коинтеграция» структурным разрывом, сентябрь 2017 г. Рыночная пара H0: r=0 H0: r=1 H0: r=0 H0: r=1 Узбекистан + Казахстан 7,37 (0,88) 3,02 (0,58) 18,03 (0,35) 3,36 (0,84) Ташкентская область + Казахстан 7,39 (0,87) 3,08 (0,57) 15,18 (0,61) 3,51 (0,82) г. Ташкент + Казахстан 6,26 (0,93) 2,63 (0,66) 16,30 (0,51) 4,10 (0,75) Самаркандская область + 7,50 (0,86) 2,89 (0,61) 18,74 (0,30) 3,06 (0,87) Казахстан Кашкадарьинская область + 6,99 (0,89) 3,04 (0,58) 20,39 (0,19) 3,88 (0,78) Казахстан Примечание: в скобках приводятся значения «p» - цены. См. Приложение 1, где приводится описание использованных методов. 33 Приложение, Таблица 6: Результаты теста на «коинтеграцию» цен на муку в отдельных регионах Узбекистана в паре с Афганистаном (Кабул) и другими странами Центральной Азии «Коинтеграция» со Линейная «коинтеграция» структурным разрывом, сентябрь 2017 г. Рыночная пара H0: r=0 H0: r=1 H0: r=0 H0: r=1 Андижанская область + 6,41 (0,92) 2,55 (0,67) 9,86 (0,96) 3,48 (0,83) Афганистан Бухарская область + Афганистан 8,23 (0,80) 2,74 (0,64) 14,41 (0,69) 3,54 (0,82) Ферганская область + Афганистан 6,63 (0,91) 2,63 (0,66) 11,58 (0,90) 3,46 (0,83) Джизакская область + Афганистан 7,16 (0,88) 2,67 (0,65) 13,74 (0,74) 4,17 (0,74) Каракалпакстан + Афганистан 6,94 (0,89) 2,66 (0,65) 12,26 (0,86) 3,87 (0,78) Хорезмская область + Афганистан 7,18 (0,88) 3,02 (0,59) 13,49 (0,77) 3,43 (0,83) Навоийская область + Афганистан 7,95 (0,83) 2,89 (0,61) 16,31 (0,51) 4,83 (0,65) Самаркандская область + 6,63 (0,91) 2,89 (0,61) 19,42 (0,25) 4,14 (0,74) Афганистан Узбекистан + Афганистан 6,28 (0,93) 2,79 (0,63) 10,95 (0,93) 3,29 (0,85) Узбекистан + Казахстан 6,00 (0,94) 2,45 (0,69) 15,85 (0,55) 3,23 (0,85) Узбекистан + Кыргызская 9,88 (0,66) 3,14 (0,56) 16,80 (0,46) 2,38 (0,93) Республика Узбекистан + Таджикистан 9,57 (0,69) 2,45 (0,69) 14,81 (0,65) 3,13 (0,86) Примечание: в скобках приводятся значения «p» - цены. См. Приложение 1, где приводится описание использованных методов. 34