ЭКОНОМИКА И МАТЕМАТИЧЕСКИЕ МЕТОДЫ, 2007, том 43, № 2, с. 12-24
НАРОДНОХОЗЯЙСТВЕННЫЕ ПРОБЛЕМЫ
ВЛИЯНИЕ ОРГАНИЗОВАННОЙ ПРЕСТУПНОСТИ НА РЕГИОНАЛЬНУЮ ДИФФЕРЕНЦИАЦИЮ ЦЕН*
© 2007 г. К. П. Глущенко
(Новосибирск)
Оценивается влияние организованной преступности на межрегиональный разброс цен для каждого года с 1992 по 2000 г. и за период 1993-2000 гг. по выборкам, включающим 70 регионов России и 50 регионов ее европейской части. В большинстве случаев связь между ценами и преступностью оказывается статистически значимой и положительной. Организованная преступность вносит весомый вклад в средний межрегиональный разброс цен. Вместе с тем роль организованной преступности со временем снижается.
1. ВВЕДЕНИЕ
Широкие масштабы организованной преступности в России вызвали интенсивный поток исследований, посвященных экономической стороне этой проблемы. Достаточно сказать, что издается даже специализированный реферативный журнал "Экономическая теория преступлений и наказаний". Однако работы, в которых количественно оцениваются результаты воздействия организованной преступности на различные аспекты экономической деятельности, весьма немногочисленны. Задача дать такие количественные оценки является предметом данной статьи. В ней приводятся результаты статистических расчетов по эмпирическим данным (включающим как сведения официальной статистики, так и информацию из других источников), которые показывают, какую роль играет организованная преступность в межрегиональных различиях цен потребительских товаров.
Литература по экономическим аспектам организованной преступности в России достаточно обширна, поэтому ограничимся упоминанием только нескольких работ. Так, В. Волков (1999) трактует организованную преступность как вид бизнеса, названный им "силовым предпринимательством". А.В. Кива (1999) качественно оценивает масштабы криминальной деятельности, пытаясь ответить на вопрос, действительно ли в стране произошла "криминальная революция". В. Радаев (1998) приводит ряд данных об издержках предпринимателей, обусловленных организованной преступностью, основываясь на результатах социологических обследований. Дж. Ляй-цель (Leitzel, 2002) рассматривает российскую организованную преступность и коррупцию в терминах затрат и выгод. Работа (Lotspeich, 1997) посвящена вымогательству; автор обнаруживает, что большая доля новых частных предприятий в России платит "дань" преступным группировкам. Д. Браун и Дж. Эрл (Brown, Earle, 2000) провели эконометрический анализ связи между эффективностью предприятий и - наряду с другими факторами - уровнем организованной преступности (результаты этой работы обсуждаются далее в разд. 5).
Вклад настоящей статьи состоит в том, что она дает (в количественном выражении) представление о роли, которую организованная преступность играет в сегментации российского рынка.
2. МЕТОДИКА АНАЛИЗА
Статистический анализ основан на следующих теоретических соображениях1. Национальный рынок потребительских товаров рассматривается как совокупность региональных рынков (для упрощения регионы представлены их административными центрами). Интеграция (связанность) такого пространственно рассредоточенного рынка определяется свободой перемещения товаров между регионами.
*Работа выполнена при финансовой поддержке Консорциума экономических исследований и образования (EERC) (проект 99-313).
1Подробное обсуждение и обоснование принятого в работе подхода содержится в (Глущенко, 2002; Gluschenko, 2003, 2004), поэтому здесь он излагается в общих чертах, а математическая формализация сведена к минимуму.
Один из полюсов - совершенно интегрированный рынок, характеризующийся абсолютно свободным межрегиональным товарообменом. Иными словами, совершение сделки купли-продажи данного товара между агентами рынка как из одного региона, так и из любых двух разных, требует одних и тех же затрат. Тогда пространственное рассредоточение теряет свое значение, рынок функционирует как единое целое, по сути являясь полным аналогом "точечного" совершенного конкурентного рынка. При этом на всем рынке устанавливается единая цена товара, зависящая от совокупного по стране спроса, спрос же в каждом отдельном регионе влияния на цену в нем не оказывает.
Механизмом поддержания пространственного равновесия является межрегиональный товарный арбитраж - покупка товара в регионах, где он дешевле, для перепродажи там, где цена выше (поскольку рассматривается статическая модель, принято, что арбитраж происходит мгновенно). Допустим, в некотором регионе выросли доходы, что повлекло за собой рост спроса на товар и, соответственно, повышение его цены. Возможность получения прибыли за счет разницы в ценах порождает арбитражные сделки. Вызванный ими приток товара в данный регион из остальных увеличит предложение, обусловив снижение цены, а отток товара из других - повышение цены в этих регионах. В результате такого процесса цена товара во всех регионах вновь выровняется (эти нехитрые рассуждения и лежат в основе известного закона единой цены). Причем в случае, когда изменение спроса в регионе пренебрежимо мало по сравнению с объемом спроса во всей стране (что и имеет место на практике), выравнивание цен происходит без изменения их общего уровня. Иными словами, на совершенном интегрированном рынке кривая предложения для каждого отдельного региона представляется абсолютно эластичной, откуда очевидно отсутствие зависимости цены в регионе от локального спроса.
Трансакционными издержками арбитража естественно считать разницу между затратами на совершение сделки между агентами рынка из двух разных регионов и внутри одного и того же региона. При таком определении трансакционные издержки арбитража на совершенном интегрированном рынке отсутствуют. Другой полюс - совершенно неинтегрированный рынок, на котором возможности межрегиональной торговли полностью отсутствуют. Он представляет собой просто совокупность изолированных друг от друга, автаркических региональных рынков. Цена товара в каждом регионе определяется исключительно соотношением локального предложения и локального спроса. В терминах трансакционных издержек арбитража это означает, что для каждой пары регионов они превышают любое возможное различие между ценами товара в регионах данной пары (формально издержки арбитража на таком рынке бесконечны, в отличие от нулевых в случае совершенной интеграции).
В реальности такая ситуация будет соответствовать промежуточному случаю: ограниченной в той или иной мере свободе межрегиональной торговли - само пространственное рассредоточение рынка является препятствием для абсолютной свободы товарообмена, обусловливая необходимость организации транспортировки товаров на большие расстояния. В этом случае имеют место конечные трансакционные издержки арбитража, величина которых зависит от того, между какими конкретными регионами осуществляется арбитраж, т.е. для каждой пары регионов она будет своя. На таком рынке арбитраж не в состоянии полностью выровнять цену товара: он может уменьшить межрегиональные различия цены лишь до размеров издержек арбитража. Отсюда следует, что хотя цена товара в регионе и не определяется полностью локальным спросом, но в некоторой мере может зависеть от него. Степень этой зависимости можно использовать для оценки интеграции рынка: чем слабее зависимость, тем более интегрирован рынок.
Трудность состоит в том, что достаточно представительные данные о спросе отсутствуют. Поэтому для эмпирического анализа нужен более доступный показатель. Обозначим через Рг цену некоторого товара в регионе г, а через 1г - душевой доход в этом регионе. Условие рыночного равновесия
В (Рг, 1г) - 5 (Рг) = 0 (1)
(где В() - функция спроса, а £(•) - функция предложения), которое позволяет выразить цену как функцию от душевого дохода, избавившись от величины спроса. Примем в качестве измерителя различия цен между регионами г и 5 логарифм отношения розничной цены товара в этих регионах, Рг5 = 1п(Рг/Р5), а в качестве измерителя различия спроса - величину 1г5 = 1п(/г//5). Тогда при некоторых дополнительных предположениях указанную выше зависимость можно представить в
виде следующей экоиометрической модели (для удобства индексы регионов считаются упорядоченными так, что все величины Prs неотрицательны):
Prs = в 1rs + £„• (2)
Здесь в - неизвестный (подлежащий оценке) коэффициент, представляющий собой эластичность межрегионального разброса цен по разбросу доходов, а ers - остаточный член (ошибка) регрессии. Величина в является характеристикой степени интеграции рынка, она измеряет отклонение от состояния совершенной интеграции, в котором в = 0.
Одновременно различие цен Prs равно трансакционным издержкам арбитража, точнее, величине Crs = ln(1 + crs), где crs - издержки арбитража в расчете на единицу товара по отношению к его цене. Не зная этих издержек, мы и наблюдаем зависимость разброса цен от разброса спроса. Но если можно квантифицировать какие-то составляющие издержек арбитража, то при включении их в правую часть уравнения (2) эта зависимость будет ослабевать, а если бы удалось охватить все составляющие, то она исчезла бы вообще. Отсюда приходим к расширенному варианту модели (2), позволяющему оценить вклад различных факторов в межрегиональный разброс цен:
Prs = в * 1rs + X bkXkrs + £rs, (3)
к
где к - индекс фактора, предположительно влияющего на разброс цен; Xkrs - переменная, количественно описывающая фактор к для пары регионов (r, s); Ък - оцениваемые коэффициенты, отражающие степень влияния соответствующего фактора на разброс цен.
Величина в* характеризует совокупное влияние неидентифицированных факторов. Очевидно, что в* < в, но вряд ли можно ожидать, что при в > 0 мы получим в* = 0, поскольку набор переменных X)rrs на практике заведомо не охватит всех препятствий межрегиональному товарообмену (например, автору, несмотря на значительные усилия, так и не удалось собрать более или менее полную информацию об административных барьерах, направленных на ограничение вывоза отдельных видов продукции из региона или их ввоза в регион, которые время от времени имели место в различных су
Для дальнейшего прочтения статьи необходимо приобрести полный текст. Статьи высылаются в формате PDF на указанную при оплате почту. Время доставки составляет менее 10 минут. Стоимость одной статьи — 150 рублей.