WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 5 | 6 || 8 | 9 |   ...   | 10 |

1990 г. = 100 % за год Рис. 3.15. Динамика индексов Y, I и Рис. 3.16. Динамика темпов Y, I и L L Зависимость (y,i), где i = I/L, демонстрирует в целом рост y с ростом i (рис. 3.17), а зависимость (Y/I,L/I), аналог рассматривавшейся ранее зависимости (g,l), - рост Y/I с ростом L/I (рис. 3.18), что также соответствует свойствам линейно-однородной ПФ. Вместе с тем эти зависимости характеризуются более значительными флуктуациями, чем рассмотренные выше зависимости (y,k) и (g,l) для советской экономики (рис. 3.3, 3.4), а анализ направления их выпуклости представляется затруднительным.

Зависимости (L/Y,I/Y) и (Y/L,Y/I) являются в целом убывающими (рис. 3.19, 3.20) и, в первом приближении соответствуют свойствам изоквант линейно-однородной ПФ. Что-либо определенное сказать о направлении их выпуклости затруднительно.

y Y/I i L/I Рис. 3.17. График зависимости (y,i) Рис. 3.18. График зависимости (Y/I,L/I) Приведенные на рис. 3.17-3.20 графики соответствуют использованию ВВП (Y1) в качестве выпуска. Для индекса промышленного производства (Y2) получаются похожие графики, которые здесь не приводятся.

Также здесь не приводятся и графики, аналогичные анализировавшимся ранее графикам (K,k) и (ln(L/K),lnk) (рис. 3.7, 3.8), поскольку флуктуации приводят к неустойчивости соответствующих показателей.

L/Y Y/L I/Y Y/I Рис. 3.19. График зависимости Рис. 3.20. График зависимости (L/Y,I/Y) (Y/L,Y/I) Предварительный анализ данных позволяет говорить о возможности построения линейно-однородной производственной функции Y = F(I,L).

Вместе с тем едва ли можно ожидать хорошего качества аппроксимации и надежной оценки эластичности замещения. Учитывая значительность флуктуаций, неопределенность направления выпуклости анализировавшихся кривых и малую длину временных рядов, представляется целесообразным оценивать производственную функцию возможно более простого вида с минимальным числом оцениваемых параметров, т.е. ПФ КоббаДугласа.

Результаты оценивания параметров ПФ Кобба-Дугласа приведены в табл. П2.6 Приложения 2 (строки 1,2), а соответствующие оценки по временным рядам темпов приведены в табл. П2.7 (строки 1,2). Поскольку исходные данные не позволяют оценить зависимость эластичности выпуска по инвестициям EI от i, определяемую эластичностью замещения труда инвестициями, то остается интерпретировать лишь оценку уровня EI, которую дает параметр b. Поскольку, в соответствии со спецификацией ПФ КоббаДугласа, y связана с i степенной зависимостью y = Aib, то значимо меньшая 1 оценка b означает, что на этапе доминирования тенденций спада удельные инвестиции i = I/L должны сокращаться опережающими темпами по сравнению с производительностью труда y = Y/L, а на этапе доминирования тенденций роста i должно расти опережающими темпами по сравнению с y.

Именно это в целом и имело место на протяжении всей рассматриваемой части переходного периода. Сохранение существенно меньших 1 значений EI на перспективу в условиях роста производительности труда означает необходимость роста нормы накопления и, соответственно, снижения нормы потребления.

Поскольку оценка b достаточно велика (0.3-0.5), а фактор L изменяется в несколько раз слабее, чем I (рис. 3.15, 3.16), то основной вклад в динамику Y дает динамика I, динамика же L сравнительно слабо влияет на Y. Так как в данной ситуации определяющим является фактор I, то имеет смысл построить и простейшую однофакторную зависимость Y = F(I). Графики (lnY,lnI) для обоих используемых вариантов выпуска в первом приближении могут быть описаны линейными зависимостями (рис. 3.21, 3.22), поэтому в качестве такой однофакторной зависимости можно использовать степенную зависимость Y = AIb. Результаты оценивания параметров такой зависимости приведены в табл. П2.6 Приложения 2 (строки 3,4), а соответствующие оценки по временным рядам темпов приведены в табл. П2.(строки 3,4). Оценки параметра b близки к соответствующим оценкам для зависимости Y = AIbL1-b и также значимо меньше 1. В содержательном плане это означает, что на этапе выхода из трансформационного кризиса требуется опережающий рост инвестиций, что, в свою очередь, требует роста нормы накопления s = I/Y и снижения нормы потребления c = 1-s, поскольку s = I-Y, Y = bI, b < 1 и s = (1-b)I. Таким образом, этап «проедания» национального богатства, когда спад потребления был гораздо менее глубоким, чем спад производства, должен смениться этапом относительного «затягивания поясов», когда рост потребления будет заметно отставать от роста производства. Именно это и наблюдается после обострения кризиса в 1998 г., ознаменовавшего, как представляется, смену периода доминирования тенденций спада периодом доминирования тенденций роста. А это, в свою очередь, означает ограниченность спроса как фактора стимулирования экономического роста. Индикатором завершения этого периода «затягивания поясов» можно считать сближение темпов инвестиций и выпуска.

lnY lnY lnI lnI Рис. 3.21. График зависимости Рис. 3.22. График зависимости (lnY1,lnI) (lnY2,lnI) 3.5. Анализ с использованием квартальных данных Проводившийся выше анализ был основан на использовании данных годовой динамики, которые задавали масштаб времени. Сделаем попытку проведения аналогичного анализа в другом масштабе времени, для чего применим данные квартальной динамики. Будем использовать два временных ряда выпуска: Y1 - ВВП в реальном выражении [50] (с 1 квартала 1994 г. по 3 квартал 2001 г.), Y2 - индекс промышленного производства, рассчитанный автором по данным Центра экономической конъюнктуры при Правительстве РФ (с 1 квартала 1991 г. по 4 квартал 2001 г.), методика описана в [12]. В качестве данных по инвестициям I будем использовать временной ряд индекса инвестиций в основной капитал в сопоставимых ценах [50] (с 1 квартала 1991 г. по 4 квартал 2001 г.), а в качестве данных по труду L - временной ряд численности занятого в экономике населения [50] (с 1 квартала 1991 г. по 4 квартал 2001 г.). Все данные представлены базисными индексами, подвергнуты сезонной корректировке и нормированы так, чтобы значение 1 квартала 1994 г. равнялось 100. Данные приведены в Приложении 1 (табл. П1.4), там же приведены и данные, не подвергавшиеся сезонной корректировке.

Графики, необходимые для проведения предварительного анализа данных, при использовании Y1 в качестве выпуска приведены на рис. 3.23-3.28, а при использовании Y2 - на рис. 3.29-3.34. В целом они соответствуют рассмотренным выше результатам по данным годовой динамики, но есть и некоторые отличия. При использовании ВВП в качестве выпуска явно выделяются два периода, на которых можно строить ПФ с различными параметрами, эти периоды разделяются 4 кварталом 1998 г.

(рис. 3.25-3.28). При оценивании параметров ПФ на всем интервале с 1994 г. по 2001 г. оценки будут заведомо хуже и будет наблюдаться значительная автокорреляция остатков. При использовании промышленного производства в качестве выпуска, в отличие от предыдущего случая, можно оценивать параметры ПФ и на всем интервале с 1991 г. по 2001 г.

Результаты оценивания ПФ Кобба-Дугласа Y = AIbL1-b приведены в табл. П2.8 Приложения 2 (строки 1-5). Там же приведены и оценки параметров для однофакторной зависимости Y = AIb (строки 6-10), соответствующие графики (lnY,lnI) приведены на рис. 3.35, 3.36 (в необходимых случаях приведены также оценки параметров с использованием процедуры Кохрейна-Оркутта). Оценки параметров соответствующих темповых зависимостей приведены в табл. П2.9.

Оценки параметров производственных зависимостей по квартальным данным согласуются с результатами предварительного анализа данных и в целом соответствуют результатам, полученным выше по данным годовой динамики. Достаточно низкие оценки эластичности выпуска по инвестициям позволяют сделать те же содержательные выводы, что и для данных годовой динамики. Несмотря на выделение в случае использования Y1 двух периодов, разделяемых кризисом 1998 г., на качественном уровне оценки параметров интерпретируются одинаково.

1994.1 = 100 % за квартал Рис. 3.23. Динамика индексов Y1, I и Рис. 3.24. Динамика темпов Y1, I и L L Y/L Y/I I/L L/I Рис. 3.25. График зависимости Рис. 3.26. График зависимости (Y1/L,I/L) (Y1/I,L/I) L/Y Y/L I/Y Y/I Рис. 3.27. График зависимости Рис. 3.28. График зависимости (L/Y1,I/Y1) (Y1/L,Y1/I) 1994.1 = 100 % за квартал Рис. 3.29. Динамика индексов Y2, I и Рис. 3.30. Динамика темпов Y2, I и L L Y/L Y/I I/L L/I Рис. 3.31. График зависимости Рис. 3.32. График зависимости (Y2/L,I/L) (Y2/I,L/I) L/Y Y/L I/Y Y/I Рис. 3.33. График зависимости Рис. 3.34. График зависимости (L/Y2,I/Y2) (Y2/L,Y2/I) lnY lnY lnI lnI Рис. 3.35. График зависимости Рис. 3.36. График зависимости (lnY1,lnI) (lnY2,lnI) Заметим, что использование при построении ПФ данных более высокой, чем годовая, частоты подразумевает проведение сезонной корректировки. Это может приводить к снижению значений критерия ДарбинаУотсона, поскольку алгоритмы сезонной корректировки используют операции, искусственно привносящие автокорреляцию между соседними членами временного ряда (скажем, операцию взвешенного скользящего среднего для квартальных подсерий). Видимо, это - неизбежная плата за возможность использования данных более высокой, чем годовая, частоты.

4. Анализ совокупной факторной производительности 4.1. Совокупная факторная производительность Как было отмечено выше, допущение о том, что динамика выпуска Y полностью описывается динамикой лишь факторов K и L, является весьма сильным. Очевидно, на динамику Y оказывают влияние технический прогресс, накопление человеческого капитала, улучшение организации производства и другие подобные факторы. Помимо этого существует проблема адекватного измерения динамики выпуска и факторов производства, когда необходимо сопоставлять новые товары, обладающие иными потребительскими свойствами, со старыми товарами, вновь вовлекаемые в процесс производства и, как правило, более эффективные фонды и труд с уже участвующими в этом процессе факторами, обладающими отличающимися свойствами. Типичным здесь является возникновение смещений во временных рядах выпуска и факторов производства.

Это приводит к тому, что когда в качестве факторных эластичностей используются не их оценки, полученные на основе применения эконометрических методов, а данные о долях факторов (factor shares), то динамика фондов K и труда L описывает далеко не весь выпуск, оставляя значительный остаток, не объясняемый динамикой K и L [46,51]. В этом случае в производственную функцию часто вводят явную зависимость от времени, например, в форме (4.1) Y = A(t)F(K, L), простейший вариант которой, соответствующий постоянному темпу автономного технического прогресса, рассмотрен выше в 1.4.

Поскольку d(A(t)F(K, L)) F F & & & = A(t)F(K, L) + A(t) K + A(t) L, dt K L то & & & & Y A(t) ln F K ln F L = + + Y A(t) ln K K ln L L или (4.2) Y = p + EK + EL, K L & & & Y K L где Y =, = и = - темпы выпуска, капитала и труда соотK L Y K L ветственно, EK и EL - эластичности выпуска по фондам и труду, а & A(t) p = p(t) = - член, учитывающий вклад в темп выпуска совокупности A(t) всех других, не фигурирующих непосредственно в списке аргументов ПФ, факторов, а также учитывающий возможные смещения во временных рядах выпуска, фондов и труда. Анализ динамики остатка A(t) позволяет исследовать развитие процесса во времени, когда в одни периоды влияние этих факторов сказывается сильнее, тогда как в другие - слабее.

Как следует из (4.1) Y (4.3) A(t) =, F(K, L) что при известной функции F(K,L) позволяет получить временной ряд A(t).

Поскольку F(K,L) есть среднее факторов K и L, то (4.3) есть отношение индекса выпуска (результата) к среднему индексов факторов (затрат). Таким образом, A(t) является показателем эффективности, причем - совокупным показателем, учитывающим оба фактора производства. Поэтому A(t) называют совокупной факторной производительностью (total factor productivity, см., например, [46]), в отличие от частных показателей эффективности, какими являются средняя производительность труда y = Y/L и средняя фондоотдача g = Y/K.

Совокупная факторная производительность (СФП) может быть выражена через осреднение частных производительностей факторов. Так, если F(K,L) - линейно-однородная CES-функция, то 1/ Y A(t) = =(bg + (1- b) y), -1/ (bK + (1- b)L-) т.е. A(t) в данном случае является взвешенным средним степенным степени средней фондоотдачи g и средней производительности труда y.

В соответствии с (4.3) совокупная факторная производительность выражена в интегральном виде, в соответствии же с (4.2) она может быть выражена и в дифференциальном виде (4.4) p = Y - (EKK + EL ).

L 4.2. Особенности анализа динамики совокупной факторной производительности в рассматриваемых условиях В 3 для описания динамики выпуска функцией факторов производства использован подход, состоящий в допущении изменения параметров производственной функции с течением времени. В соответствии с этим подходом строились производственные функции, которые можно охарактеризовать как краткосрочные, поскольку при их построении ставилась цель максимально точного описания текущих, краткосрочных тенденций.

При таком подходе сколько-нибудь информативного остатка не возникает, поэтому объектом содержательной интерпретации является динамика оценок параметров ПФ (либо - информация о динамике множества возможных значений параметров ПФ) и информация о периодах времени, которым соответствовали те или иные оценки параметров.

В данном разделе в основу анализа положен другой подход. В соответствии с ним строится долгосрочная производственная функция, параметры которой полагаются неизменными на всем анализируемом интервале времени. В этом случае, как правило, возникает остаток, зачастую - значительный, не описываемый такой ПФ в силу ее меньшей, чем в первом подходе, гибкости. Этот остаток, выраженный в соответствии с (4.4) или (4.3), можно рассматривать как совокупную факторную производительность (см., например, [46]) в дифференциальном или интегральном виде. Именно динамика этого остатка является объектом содержательного анализа в этом случае (вместе с набором параметров долгосрочной производственной функции).

Остановимся на особенностях такого анализа в рассматриваемом случае, обусловленных спецификой российской переходной экономики.

Как уже отмечено в 2.1, в переходной экономике (а до этого - в плановой) затруднено использование данных о долях капитала и труда для получения оценок соответствующих факторных эластичностей. Это приводит к необходимости использования эконометрических оценок факторных эластичностей для получения динамики совокупной факторной производительности.

Pages:     | 1 |   ...   | 5 | 6 || 8 | 9 |   ...   | 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.