WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 21 | 22 || 24 | 25 |   ...   | 37 |

Как уже отмечалось, структурные сдвиги (изменения пропорций как между ценами товаров и услуг, так и между объемами их производства в натуральном выражении) влияют на точность сводных индексов цен и количеств. Как правило, чем сильнее структурные сдвиги, тем меньшую точность имеют соответствующие сводные индексы. Платой за получение длинных временных рядов сводных экономических индексов является возможность возникновения значительных погрешностей измерения, способных существенно влиять на результаты сопоставлений между удаленными периодами времени. В частности, индексы могут содержать значительные систематические погрешности (смещения). Это необходимо принимать во внимание при их содержательной интерпретации.

Для индексов цен обычно бывает характерно смещение вверх, т.е. систематическая переоценка роста цен (см. раздел 2.2.3). Проблема смещений в индексах количеств также существует, хотя она, по всей видимости, менее актуальна, чем проблема смещений в индексах цен. Цена ошибки здесь меньше, чем при измерении роста цен, поскольку искажения в индексах количеств способны оказывать меньшее влияние на выработку экономической политики, чем искажения в индексах цен. Дело в том, что систематические погрешности в индексах цен, смещая все остальные экономические индикаторы в реальном выражении, полученные с использованием индексов цен для перевода из номинального выражения в реальное, способны приводить к накоплению диспропорций в экономике, в частности, посредством нежелательного перераспределения национального богатства при избыточной или недостаточной индексации пенсий, пособий, стипендий, окладов в бюджетной сфере и т.п. Смещения же в индексах количеств не могут столь непосредственно влиять на благосостояние людей, однако в российском случае они способны влиять на оценку долгосрочных результатов реформ и на долгосрочные прогнозы и тем самым в какой-то мере оказывать воздействие на экономическую политику. Для индексов физического объема производства на протяжении переходного периода, как уже отмечалось, характерно наличие смещения вниз, чему соответствует систематическая переоценка (завышение) глубины падения производства на этапе доминирования тенденций спада и недооценка темпов роста на следующем этапе.

В нашем случае для начального периода реформ отсутствуют надежные данные для получения систем весов, необходимых для построения сцепленных индексов, что вынуждает, по крайней мере, до середины 1990-х гг., ограничиться построением только прямых индексов. Однако если приходится использовать прямые индексы, то необходимо хотя бы оценить масштаб возможных смещений в них.

Оценить величину смещения, обусловленного использованием в индексных формулах устаревших весов, можно путем сопоставления со специально построенным индексом, в котором данный эффект меньше по порядку величины. В качестве такого индекса, как обсуждалось в разделе 2, можно использовать сцепленный индекс с малым шагом по времени, на каждом шаге которого используется формула Фишера, Торнквиста или какая-либо другая индексная формула, обеспечивающая существенно более высокую точность по сравнению с формулами Ласпейреса или Пааше. В нашем случае можно было бы использовать, например, сцепленный индекс Фишера с шагом в один год. Однако, как уже отмечено, надежные данные для получения системы весов для первых лет реформ отсутствуют, поэтому такие индексы не могут быть корректно построены. В наличии имеется лишь ежегодная информация по отраслевой стоимостной структуре промышленного производства, поэтому представляется возможным оценить лишь смещение, обусловленное межотраслевыми структурными сдвигами, без учета внутриотраслевых сдвигов. Для этого будем использовать рассмотренные выше прямые отраслевые индексы промышленного производства в качестве индивидуальных индексов118, а веса будем получать на основе отраслевой стоимостной структуры.

Влияние межотраслевых структурных сдвигов на оценки динамики российского промышленного производства на этапе доминирования тенденций спада иллюстрирует табл. 3.1. Максимальное значение отношения уровня 1998 г. (соответствующего нижней точке трансформационного спада) к уровню 1990 г. превышает минимальное на 18%, а соответствующие им оценки глубины промышленного спада за время реформ различаются на 12%. Отклонения максимального и минимального значений от значения сцепленного индекса Фишера составляет +7.2% и -9.1% соответственно.

При этом в наших расчетах учтены лишь межотраслевые структурные сдвиги, учет же еще и внутриотраслевых структурных сдвигов может увеличить расхождение между максимальной и минимальной оценками. Это означает, что различия в оценках изменения уровня промышленного производства за время реформ и глубины промышленного спада могут составлять один-два десятка процентов.

Таблица 3.Оценки динамики промышленного производства, иллюстрирующие смещения, обусловленные процессами замещения на межотраслевом уровне 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 Прямой, веса 1990 г. 100.00 90.22 75.03 63.60 45.61 43.26 39.46 39.93 37.Прямой, веса 1991 г. 100.00 90.18 74.20 62.49 44.93 42.53 38.65 39.02 36.Прямой, веса 1992 г. 100.00 90.42 76.23 65.18 49.83 48.58 45.30 45.71 43.Прямой, веса 1993 г. 100.00 90.65 76.58 65.60 50.08 48.68 45.22 45.51 43.Прямой, веса 1994 г. 100.00 90.65 76.67 65.67 48.79 47.06 43.36 43.66 41.Прямой, веса 1995 г. 100.00 90.54 76.41 65.45 48.44 46.52 42.78 43.07 40.Прямой, веса 1996 г. 100.00 90.67 76.50 65.64 48.28 45.95 42.10 42.34 40.Прямой, веса 1997 г. 100.00 90.85 76.86 66.25 49.42 47.11 43.32 43.45 41.Прямой, веса 1998 г. 100.00 90.60 76.37 65.67 48.14 45.64 41.91 42.21 39.Сцепленный Фишера 100.00 90.20 75.12 64.29 48.42 46.61 42.78 42.96 40. Еще один вывод, который следует из представленных в табл. 3.1 результатов расчетов, состоит в том, что веса 1995 г. дают пренебрежимо малое Использованы индексы годовых значений по 13 отраслям: электроэнергетика, нефтедобывающая промышленность, нефтеперерабатывающая промышленность, газовая промышленность, угольная промышленность, черная металлургия, цветная металлургия, химическая и нефтехимическая промышленность, машиностроительный комплекс, лесная, деревообрабатывающая и целлюлозно-бумажная промышленность, промышленность строительных материалов, легкая промышленность и пищевая промышленность.

смещение: оценки 1998 г. по прямому индексу с весами 1995 г. и по сцепленному индексу Фишера практически совпадают (см. также рис. 3.10). Это позволяет использовать прямые индексы с весами 1995 г. и для проведения сопоставлений между удаленными между собой периодами времени, а не только для анализа краткосрочных тенденций динамики промышленного производства.

% Рис. 3.10. Оценки промышленного производства 1998 г. по сравнению с 1990 г.

прямыми индексами с весами разных лет (показаны на горизонтальной оси; горизонтальной пунктирной линией показано значение сцепленного индекса Фишера).

Наибольший разброс оценок глубины спада наблюдается для весов первых лет реформ (рис. 3.10), что неудивительно, поскольку именно в этот период ценовые пропорции менялись наиболее интенсивно. Обращает на себя внимание нетипичное влияние перехода на более новые веса в первые годы реформ. Обычно считается, что агрегатные индексы, использующие более старые веса, завышают выпуск, тогда как индексы, основанные на более поздних весах, его занижают, поскольку товары, производство которых растет опережающими темпами, обычно характеризуются снижающимися относительными ценами. Поэтому обычно наблюдается эффект уменьшения значений агрегатного индекса с переходом на веса все более поздних периодов времени119, известный как эффект Гершенкрона (его иллюстрацию дает рис. 3.3). В нашем же случае это не совсем так, т.е. эффект Гершенкрона наблюдается не всегда. Это наглядно иллюстрирует рис. 3.10, на котором изображены оценки промышленного производства 1998 г. по сравнению с 1990 г. в зависимости от года, которому соответствует использованная система весов. В 1990-1991 гг. и в 1992-1998 гг. наблюдается в целом снижение оценок с использованием более поздних весов, т.е. эффект См. (Gerschenkron, 1955).

Гершенкрона в эти годы выполняется. Однако при переходе от весов 1991 г. к весам 1992 г. вместо снижения наблюдается резкий рост оценки уровня производства, т.е. здесь наблюдается эффект, прямо противоположный эффекту Гершенкрона.

Аномальная на первый взгляд динамика оценок при переходе от весов 1991 г. к весам 1992 г. отражает характер и масштаб структурных сдвигов, сопровождавших либерализацию цен, проведенную в начале 1992 г., когда опережающий рост цен на продукцию топливно-энергетического и металлургического комплексов сопровождался меньшими темпами спада объемов производства в них в натуральном выражении. Такие структурные сдвиги оказались возможными в монополизированной среде при либерализации цен и внешнеэкономической деятельности в условиях существования изначальных ценовых диспропорций. Эти структурные сдвиги принесли производителям продукции топливно-сырьевых отраслей трансформационную ренту за счет производителей конечной продукции. Соответственно, эти структурные сдвиги являются феноменом переходного периода, трансформационным эффектом. В таких условиях использование весов предшествующих лет может занижать и оценки роста цен производителей в 1992 г., т.е. для индекса цен производителей может наблюдаться смещение, противоположное по направлению по сравнению со смещением индекса потребительских цен. Этот вопрос заслуживает специального исследования.

Разнонаправленное изменение оценок при переходе к более новым весам (т.е. сочетание эффекта Гершенкрона в одни годы с эффектом, противоположным ему, в другие годы) приводит к тому, что в области измерения динамики российского производства переходного периода не возникает столь значительных измерительных проблем, связанных с накоплением систематических погрешностей за период реформ, которые характерны для измерения роста цен. Этому же способствует и меньший масштаб изменения объемов производства по сравнению с изменением цен за время реформ.

Сводные индексы количеств могут иметь случайные погрешности по тем же причинам, что и сводные индексы цен (см. раздел 2.9). Во-первых, иметь случайные погрешности могут индивидуальные индексы количеств.

Это может быть обусловлено неполной сопоставимостью данных по кругу отчитывающихся предприятий, проблемами измерения теневой экономики, ошибками сбора и обработки информации и многими другими причинами.

Во-вторых, веса, с которыми индивидуальные индексы агрегируются в сводный, могут иметь случайные погрешности, что приводит к возникновению случайных погрешностей и у сводного индекса. Интенсивные структурные сдвиги способствуют увеличению случайных погрешностей такого рода. Этому же способствуют и высокие темпы инфляции. Дело в том, что веса строятся обычно на основе данных стоимостной оценки производства различных видов продукции на протяжении некоторого календарного года, взятого в качестве весовой базы. Если бы цены не изменялись с течением времени, то сезонное снижение производства этих видов продукции в одни месяцы календарного года, по данным за который строятся веса, компенсировалось бы соответствующим увеличением производства в другие месяцы того же года. Аналогично, практически компенсировались бы и календарные флуктуации, краткосрочные конъюнктурные колебания, а также нерегулярные флуктуации. Если же цены изменяются, то полной компенсации не происходит, причем чем сильнее изменяются цены, тем слабее могут взаимно компенсироваться внутригодовые флуктуации. Так, при интенсивном росте цен флуктуация стоимостного объема производства, вызванная сезонным ростом товара в последние месяцы календарного года, почти не компенсируется сезонным спадом в предшествующие месяцы. Соответственно, этот товар-представитель будет учитываться при построении сводного индекса с завышенным весом, тогда как вклад товара-представителя, производство которого в конце года претерпело спад по какой-либо причине (сезонной, конъюнктурной, случайной), будет занижен.

Грубая оценка случайной погрешности сводного индекса сентября 1998 г. (когда уровни компоненты тренда и конъюнктуры достигли своего минимума) по отношению к январю 1990 г. с весами, отражающими стоимостную структуру 1995 г., построенная в предположении о том, что все индивидуальные индексы распределены независимо и одинаково, составляет 10.5% в относительном выражении. Таким образом, имеются основания полагать, что систематическая и случайная погрешности индекса промышленного производства имеют одинаковый порядок величины.

3.5. Индексы промышленного производства Росстата Рассмотрим методику построения официальных индексов промышленного производства и проанализируем ее достоинства и недостатки. Представляется, что эта методика дает достаточно типичный пример построения российских индексов количеств.

Официальный индекс промышленного производства в России называется индексом физического объема промышленной продукции (работ, услуг).

Методика его построения опубликована в (Госкомстат, 1996c, 1998a, 1998b), ее краткое описание приведено также в (Ульянов, Шустова, 1999) и в (Ульянов, Шустова, Савочкина, 2001).

Индексы промышленного производства до конца 2004 г. строились в соответствии с Общесоюзным классификатором отраслей народного хозяйства (ОКОНХ). С начала 2005 г. в связи с внедрением международных стандартов осуществлен переход от отраслевого разреза показателей социально-экономического развития на разрез по видам экономической деятельности в соответствии с новым Общероссийским классификатором видов экономической деятельности (ОКВЭД). Новые индексы по видам экономической деятельности построены на тех же принципах, что и прежние по отраслям народного хозяйства, но временные ряды индексов, рассчитанных в соответствии с ОКВЭД, пока весьма коротки и покрывают лишь незначительную часть переходного периода. Кроме того, сбор исходной информации для построения индексов промышленного производства осуществлялся все прошедшие годы с ориентацией на построение индексов в соответствии с ОКОНХ, поэтому качество ретроспективных временных рядов в соответствии с ОКВЭД ниже. Представляется, что аналитическая ценность индексов, рассчитанных в соответствии с ОКВЭД, пока невелика.

Учитывая, что и в методическом плане какая-либо новизна у этих индексов отсутствует, останавливаться на их описании здесь не будем (как и на описании аналогичных индексов ЦЭК).

Построение системы индексов промышленного производства включает следующие этапы.

3.5.1. Подготовка исходных данных В качестве исходных в основном используются данные о динамике натурально-вещественных показателей производства.

Pages:     | 1 |   ...   | 21 | 22 || 24 | 25 |   ...   | 37 |



© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.