WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 3 | 4 || 6 | 7 |   ...   | 10 |

Анализ индикаторов такой системы является не только вспомогательным средством для построения ПФ, но может иметь и самостоятельную ценность, поскольку для ответа на многие вопросы его вполне достаточно. Такая техника анализа данных родственна разведочному анализу данных, которому посвящена известная работа Дж.Тьюки [44].

3. Построение производственных функций для российской переходной экономики 3.1. Анализ периода, предшествующего переходному При исследовании переходной экономики, как и всякого другого переходного процесса, едва ли можно анализировать лишь сам переход, не уделив внимания описанию того состояния, из которого он начался. Российская переходная экономика наследует плановой экономике Советского Союза, поэтому начать анализ проблем построения производственных функций для российской переходной экономики с краткого анализа аналогичных проблем для предшествовавшего периода сравнительно стабильного развития представляется не только естественным, но и необходимым.

Для этого будем использовать временные ряды произведенного национального дохода в сопоставимых ценах, всех основных фондов в сопоставимых ценах и численности рабочих и служащих. Данные представлены годовыми значениями с 1958 г. по 1990 г. в процентах к их значению в 1970 г. Данные получены на основе [45] и приведены в Приложении 1 (табл. П1.2).

На рис. 3.1-3.8 приведены графики для этих данных, аналогичные приведенным выше рис. 2.1-2.8. Видим (рис. 3.1), что график базисного индекса Y расположен между графиками индексов K и L. Это же наблюдается и для темпов на графике динамики Y, K и L (рис. 3.2). Такая совместная динамика рассматриваемых временных рядов не противоречит возможности ее описания линейно-однородной производственной функцией.

Вместе с тем динамика Y отличается заметно большей подвижностью, чем динамика K и L (рис. 3.2). Это означает, что динамика Y не может быть в точности (без значительного остатка) описана функцией осреднения K и L, поскольку временной ряд Y содержит высокочастотные составляющие динамики, тогда как ряды K и L таких составляющих не содержат. Это означает, что попытка построения производственной функции с неизменными параметрами для всего рассматриваемого интервала времени неизбежно приведет к высокой автокорреляции остатков.

1958 г. = 100 % за год Рис. 3.1. Динамика индексов Y, K и L Рис. 3.2. Динамика Y, K и L для для СССР СССР Можно использовать, по крайней мере, два подхода к решению этой проблемы. В соответствии с первым из них более высокая подвижность темпа выпуска может быть объяснена изменениями параметров производственной функции с течением времени. Этот подход состоит в построении и анализе краткосрочной производственной функции. Второй подход предполагает отказ от попыток объяснить более высокую подвижность темпа выпуска эволюцией параметров ПФ, в соответствии с ним строится долгосрочная производственная функция, параметры которой неизменны на протяжении достаточно длительного периода времени. Высокочастотные составляющие темпа выпуска остаются в этом случае в составе остатка, не объясняемого динамикой факторов производства. Динамика этого остатка затем интерпретируется содержательно, при этом изменения объясняются причинами, не связанными с динамикой факторов производства.

Заметим, что эти два подхода не противоречат друг другу, несмотря на то, что в соответствии с ними получаются разные производственные функции, поскольку краткосрочная и долгосрочная производственные функции, вообще говоря, и не должны совпадать.

Возможны и другие подходы. Так, можно идти по пути усложнения спецификации ПФ в надежде описать ею динамику выпуска. Этот подход, в сущности, эквивалентен первому из рассмотренных выше. Можно попытаться ввести в производственную функцию дополнительные факторы с тем, чтобы устранить необъясняемый остаток. Такой подход близок ко второму из рассмотренных выше.

В данном разделе будем проводить анализ в соответствии с первым подходом. Второй будет использован ниже в разделе 4, посвященном анализу совокупной факторной производительности.

Перейдем к проведению предварительного анализа данных. Зависимость (y,k) демонстрирует в целом рост y с ростом k (рис. 3.3), а зависимость (g,l) - рост g с ростом l (рис. 3.4), что также соответствует свойствам линейно-однородной ПФ. Вместе с тем, эти зависимости имеют участки, где графики - выпуклые, что не соответствует свойствам линейнооднородной ПФ, поскольку означает нарушение предположения об убывающей отдаче.

Зависимость (L/Y,K/Y) является в целом убывающей (рис. 3.5), что соответствует свойствам изокванты линейно-однородной ПФ, однако на графике наблюдаются участки, где кривая вогнута, что противоречит свойствам такой ПФ и означает, что на этих участках эластичность замещения < 0.

Зависимость (y,g) является в целом убывающей и выпуклой (рис. 3.6), откуда следует, что на всем рассматриваемом интервале эластичность замещения > 1/2, т.е. достаточно высока, учитывая результаты [1] и приведенные выше наши оценки, полученные по тем же данным. Вместе с тем, на графике (y,g) четко просматриваются участки, на которых кривая вогнута, что соответствует значениям эластичности замещения < 1/2 на этих участках.

y g k l Рис. 3.3. Зависимость (y,k) для СССР Рис. 3.4. Зависимость (g,l) для СССР L/Y y K/Y g Рис. 3.5. Зависимость (L/Y,K/Y) Рис. 3.6. Зависимость (y,g) для для СССР СССР Наиболее информативными представляются графики, приведенные на рис. 3.7, 3.8. На обоих этих графиках выделяются периоды, описываемые производственными функциями с существенно разными параметрами.

Так, до 1961 г. наблюдалось падение K с ростом k (рис. 3.7) и, соответственно, рост ln(L/K) с ростом lnk (рис. 3.8), что соответствует случаю линейно-однородной ПФ с параметром > 0 (т.е. 0 < < 1). Затем с 1961 г. по 1969 г. наблюдается период роста K с ростом k и падения ln(L/K) с ростом lnk, что может быть описано линейно-однородной ПФ с параметром < (т.е. с > 1 или < 0). Экономическая динамика на этих двух периодах вполне согласуется с рассмотренным выше примером анализа исходных данных из работы М.Вейцмана [1]. Единственное отличие состоит в идентификации момента смены тенденции: выше (рис. 2.7, 2.8) поворотная точка соответствует 1963 г., здесь же (рис. 3.7, 3.8) она соответствует 1961 г. В этом расхождении нет ничего удивительного, поскольку, во-первых, использованы разные исходные данные, а, во-вторых, всякая оценка, в том числе и оценка момента смены тенденции, имеет некоторую погрешность.

Расхождение между разными оценками может дать некоторое представление об их точности. Оба массива данных позволяют заключить, что в окрестности 1962 г. произошла смена тенденции.

Следующая смена тенденции произошла в окрестности 1969 г.

(рис. 3.7, 3.8), после чего до 1978-1979 гг. траектория {Y,K,L}t может быть описана линейно-однородной ПФ с эластичностью замещения 0 < < 1. С конца 1970-х гг. макроэкономическая динамика характеризуется флуктуациями значительно большего масштаба, чем прежде (рис. 3.7, 3.8). Можно по-разному выделять периоды для идентификации на них параметров производственной функции. Так, период с 1980 г. до 1990 г. может быть описан линейно-однородной ПФ с 0 < < 1, причем оценка эластичности замещения на этом периоде будет ниже, чем на интервале 1969-1979 гг. и качество ее оценки будет хуже в силу гораздо большего масштаба флуктуаций. Можно оценивать параметры линейно-однородной ПФ и на интервале 1969-1990 гг., причем и в этом случае следует ожидать, что 0 < < 1, а качество оценки будет невысоким. Кроме того, поскольку оценка параметра определяется угловым коэффициентом регрессионной прямой на графике (ln(L/K),lnk), то на интервале 1969-1990 гг. оценка будет ниже (т.е. оценка - выше), чем на интервале 1980-1990 гг. (рис. 3.8).

K ln(L/K) k lnk Рис. 3.7. Зависимость (K,k) для Рис. 3.8. Зависимость (ln(L/K),lnk) СССР для СССР Наконец, можно сделать попытку идентификации параметров линейно-однородной ПФ и на всем анализируемом интервале с 1958 г. по 1990 г., но, очевидно, оценка эластичности замещения здесь будет хотя и достаточно высокой (нельзя исключать возможности использования даже и ПФ Кобба-Дугласа), но ненадежной, поскольку производственные функции с постоянной эластичностью замещения описывают лишь случай монотонной зависимости K от k.

Выделенные периоды содержат слишком малое число наблюдений, поэтому соответствующие оценки параметров CES-функции здесь не приводятся. Для всего анализируемого интервала наблюдается положительная автокорреляция остатков, что находится в полном согласии с выводами, полученными на этапе предварительного анализа данных. Оценки параметров ПФ Кобба-Дугласа для всего анализируемого интервала времени приведены в табл. П2.4. Статистика Дарбина-Уотсона указывает на наличие положительной автокорреляции остатков и, следовательно, на смещенность оценок (строка 1). Использование процедуры Кохрейна-Оркутта позволило устранить автокорреляцию остатков (строка 2). Соответствующие оценки по временным рядам темпов приведены в строке 1 табл. П2.5.

Здесь необходимо отметить, что для разных задач целесообразно использовать различные формулы, аппроксимирующие логарифмические производные. Для предварительного анализа данных имеет смысл использовать формулу центральных разностей (2.2), дающую более точную аппроксимацию логарифмической производной, чем обычная формула темпов прироста, после незначительного сглаживания (2.3), позволяющего уменьшить влияние нерегулярной составляющей динамики на оценку темпа. Но для использования временных рядов темпов в регрессионных зависимостях такое дифференцирование подходит плохо, поскольку оно искусственно привносит автокорреляцию между соседними членами временного ряда, что соответствующим образом ухудшает качество эконометрических оценок и, в частности, снижает значение критерия Дарбина-Уотсона. Поэтому для проведения регрессионного анализа темпы будем аппроксимировать по обычной формуле темпов прироста. Табл. П2.5 демонстрирует влияние разных формул дифференцирования на результаты оценивания.

Сравнение строк 1 и 2 этой таблицы показывает, что использование центральных разностей резко снижает значение критерия Дарбина-Уотсона, хотя и увеличивает оценку R2.

Обсудим полученные результаты. Бросающейся в глаза особенностью советской макроэкономической динамики является наличие периодов, которые описываются производственными функциями с существенно разными наборами параметров. Достаточно длительные периоды с весьма низкой эластичностью замещения чередуются с периодами, когда наблюдается динамика, аномальная с точки зрения свойств производственных функций. Так, до начала 1960-х гг. (см. также 2.8) наблюдалось низкое значение эластичности замещения, затем на интервале 1960-1970 гг. оценка параметра - отрицательна, что является нарушением свойства убывающей отдачи, затем на протяжении 1970-х гг. вновь наблюдалось низкое значение, после чего на рубеже 1970-х - 1980-х гг. произошел резкий рост эластичности выпуска по фондам, аномальный с точки зрения свойств ПФ, который снова сменился длительным периодом, в целом характеризующимся слабыми возможностями замещения труда фондами. Хорошо просматривается влияние проводимой экономической политики на макроэкономическую динамику (что не удивительно, учитывая плановый характер советской экономики).

Заметим, что такая неоднородность протекания макроэкономических процессов влияет на технику анализа экономической динамики, особенно в краткосрочном плане.

Следствием наличия таких периодов является существенная зависимость получаемых оценок параметров ПФ от выбора интервала оценивания и от заданного масштаба времени, на котором проводится ретроспективный анализ. Существенная зависимость оценок параметров ПФ от интервала оценивания делает предварительный анализ данных не просто полезным, но и совершенно необходимым этапом построения ПФ, в противном случае можно получить практически произвольные оценки параметров из достаточно широкого диапазона.

Именно наличие таких периодов, по нашему мнению, объясняет кажущийся парадокс кардинального отличия оценки эластичности замещения, значительно меньшей единицы, полученной в пионерской работе М.Вейцмана [1] и подтвержденной рядом других авторов, от нашей близкой к единице оценки (о чем свидетельствует приемлемое качество оценок параметров ПФ Кобба-Дугласа). Эти различия влияют на содержательные выводы даже на качественном уровне, поскольку если оценка существенно меньше единицы, то политика форсированного наращивания основных фондов является тупиковой, а если достаточно близко к единице, то такая политика тупиковой не является. Просто оценки М.Вейцмана соответствуют вполне определенному периоду и вполне определенному масштабу времени. Для другого периода и другого (большего) масштаба времени оценки - существенно иные. На больших интервалах времени советская экономика демонстрировала гораздо большие возможности замещения труда фондами, чем на отдельных периодах, соответствующих меньшим масштабам времени (именно один из таких периодов и попал в поле зрения автора [1]).

Заметим также, что большинство оценок эластичности замещения, полученных на основе временных рядов, меньше единицы, тогда как оценки, полученные по пространственным данным, обычно выше и близки к единице (см., например, [46]). Таким образом, полученные рядом авторов низкие оценки эластичности замещения для периода планового развития, отражают не только низкие возможности замещения труда капиталом, но и, вполне вероятно, смещения, типичные для оценок, получаемых по временным рядам.

Таким образом, на интервалах времени разного масштаба система демонстрирует различные свойства: локальная (на малых временах) неустойчивость оценок параметров производственной функции сочетается с глобальной (на протяжении нескольких десятилетий) устойчивостью, когда оценки параметров изменяются в окрестности определенного значения (скажем, в окрестности оценок параметров ПФ Кобба-Дугласа), не выходя за пределы некоторой области в множестве значений параметров (хорошую иллюстрацию дают рис. 3.7, 3.8). Заметим, что такое поведение является типичным для сложных нелинейных систем, демонстрирующих хаотическую динамику (см., например, [47]).

Существенная зависимость оценок параметров ПФ от анализируемого масштаба времени должна учитываться при использовании ПФ в качестве инструмента прогнозирования. Горизонт прогноза должен быть согласован с масштабом времени, которому соответствуют используемые оценки параметров. Для краткосрочного прогнозирования может быть использована ПФ, оцененная на последнем выделенном периоде, для более долгосрочного прогнозирования следует использовать ПФ, идентифицированную на интервале большей продолжительности.

Pages:     | 1 |   ...   | 3 | 4 || 6 | 7 |   ...   | 10 |



© 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.