WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 6 | 7 || 9 | 10 |

Однако использование эконометрических оценок факторных эластичностей вместо прямых оценок, полученных на основе данных о долях факторов, может весьма значительно смещать динамику совокупной факторной производительности.

Дело в том, что практически всегда динамику выпуска в первом приближении можно описать регрессионной зависимостью от динамики факторов. Это можно легко показать, представив временные ряды выпуска и факторов (а лучше - их логарифмы или темпы) в виде разложения в ряды Тейлора с точностью до линейных членов. Тогда коэффициентам регрессии будут соответствовать переменные системы алгебраических уравнений, получающейся после приравнивания коэффициентов при одинаковых степенях разложения. Эта система почти всегда имеет единственное решение (решения может не быть или оно может быть не единственным только в случае линейной зависимости между факторами). Другими словами, почти всегда (т.е. за исключением частных случаев) можно подобрать такие значения эластичностей (хотя и не обязательно осмысленные с содержательной точки зрения), при которых динамика выпуска в первом приближении будет описана динамикой факторов.

Таким образом, при использовании эконометрических оценок факторных эластичностей можно не получить оценки тренда СФП, т.е. даже первого приближения динамики совокупной факторной производительности. Проблему усугубляет и возможная смещенность оценок динамики выпуска и факторов (см. например, [12]). Поэтому при анализе динамики совокупной факторной производительности, полученной с использованием эконометрических оценок факторных эластичностей, следует анализировать не столько тенденцию совокупной факторной производительности (которой в этом случае в первом приближении не должно быть), сколько изменения тенденции, отклонения от нее, флуктуации. По всей видимости, именно эти краткосрочные тенденции A(t), флуктуации, и содержат основную информацию, которая может быть объектом содержательного анализа.

В силу возможной значительной смещенности динамики показателя СФП, наряду с оценками совокупной факторной производительности будем анализировать и динамику частных производительностей факторов, которые, не являясь совокупными показателями производительности, обладают, однако, тем преимуществом, что не зависят от оценок факторных эластичностей. Они задают интервал, в пределах которого находится показатель совокупной факторной производительности. Заметим также, что оценки СФП в дифференциальном виде менее подвержены воздействию возможных смещений.

4.3. Анализ динамики совокупной факторной производительности Как и при построении краткосрочных ПФ в 3, анализ начнем с исследования динамики совокупной факторной производительности в экономике Советского Союза. Для этого будем использовать те же годовые данные произведенного национального дохода, основных фондов и численности рабочих и служащих, что и в 3.1.

На рис. 4.1 и 4.2 показана динамика совокупной факторной производительности в дифференциальном (полученном в соответствии с (4.4)) и интегральном (согласно (4.3)) виде. В качестве долгосрочной производственной функции, необходимой для получения СФП, использована ПФ Кобба-Дугласа, оценки параметров которой приведены в строке табл. П2.5 Приложения 2. Как уже отмечено выше, долгосрочная тенденция временного ряда СФП, скорее всего, смещена и поэтому едва ли может служить объектом содержательного анализа.

% за год 1958 = Рис. 4.1. Динамика совокупной фак- Рис. 4.2. Динамика совокупной факторной производительности p (1) и торной производительности A(t) (1) и частных производительностей g частных производительностей g (2) (2) и y (3) в интегральном виде для и y (3) в дифференциальном виде СССР для СССР Для того, чтобы проиллюстрировать диапазон, в котором могли бы находиться графики СФП при ином выборе оценок факторных эластичностей, на рис. 4.1 и 4.2 показана также динамика частных производительностей, для получения которых знания факторных эластичностей не требуется, и поэтому возможные смещения оценок факторных эластичностей не могут смещать оценки частных производительностей факторов. Видим, что этот диапазон весьма широк, особенно при анализе СФП в интегральном виде (рис. 4.2), когда изменение частных производительностей задает для возможных оценок СФП диапазон от двукратного снижения до роста в 2.раза.

1958 = Рис. 4.3. Динамика совокупной факторной производительности A(t) в интегральном виде для СССР Анализ краткосрочных тенденций СФП показывает, что СФП скачкообразно увеличилась в конце 1960-х гг. (см. рис. 4.1 и 4.3, на котором A(t) приведена в более удобном для анализа масштабе, чем на рис. 4.2), что, возможно, может быть объяснено предпринятой в то время попыткой проведения экономических реформ, которые связывают с именем А. Н. Косыгина. Следующее скачкообразное увеличение СФП можно датировать 1982-1984 гг. (возможно, это как-то связано с попытками «наведения порядка» во время короткого периода пребывания Ю. В. Андропова у власти), а последнее - 1988-1989 гг., когда вслед за перестройкой последовало «ускорение». Всем этим периодам роста предшествовали снижения СФП в дифференциальном виде или стагнация СФП в интегральном виде (рис. 4.1, 4.3). Так, в середине 1960-х гг. роста СФП не наблюдалось, в конце 1970-х гг. имело место даже снижение СФП, как и в середине 1980-х гг.

Все это вполне соответствует простой схеме, согласно которой попытки проведения реформ являются реакцией на ухудшение ситуации.

Перейдем к анализу динамики СФП для российской переходной экономики. Для этого будем использовать те же данные годовой динамики ВВП, основных фондов и численности занятых в экономике, что и в 3.2.

Поскольку, как было показано в 3.2, построение ПФ, использующей традиционный набор факторов производства и удовлетворяющей традиционному набору свойств, в данном случае невозможно, то необходимо воспользоваться каким-то внешним, по отношению к этим данным, источником оценок факторных эластичностей для получения оценок СФП. Представляется возможным использовать для этого ту же ПФ Кобба-Дугласа с теми же оценками эластичностей, что и при построении СФП для экономики Советского Союза. Во-первых, переходный период следует непосредственно за тем периодом, для которого получены эти оценки. Во-вторых, функция Кобба-Дугласа лучше, чем CES-функция с эластичностью замещения < 1, учитывает возможности замещения между факторами в долгосрочном периоде и поэтому лучше подходит на роль долгосрочной ПФ, которая необходима в данном случае. В-третьих, соответствующая оценка эластичности выпуска по фондам близка к 0.5 и далека от крайних значений (0 и 1), что обеспечивает сбалансированность вклада факторов в СФП. В-четвертых, как будет показано ниже, оценка факторной эластичности в данном случае не влияет на выводы на качественном уровне.

% за год 1989 = Рис. 4.4. Динамика совокупной фак- Рис. 4.5. Динамика совокупной факторной производительности p (1) и торной производительности A(t) (1) и частных производительностей g частных производительностей g (2) (2) и y (3) в интегральном виде для и y (3) в дифференциальном виде СССР и России для СССР и России Динамика оценок СФП в дифференциальном и интегральном виде показана на рис. 4.4, 4.5. Для наглядности там же приведена и динамика соответствующих оценок СФП для экономики СССР. В отличие от использованного в 3 подхода, основанного на построении краткосрочных производственных функций, подход, основанный на анализе динамики СФП, позволяет в данном случае проводить содержательный анализ ситуации.

Как оценка СФП, полученная на основе ненадежных оценок факторных эластичностей, так и не зависящие от них оценки частных производительностей факторов демонстрируют резкое снижение производительности, произошедшее с началом переходного периода. В данном случае определенно можно говорить о существовании значительного остатка динамики выпуска, не объясняемого динамикой факторов, но в отличие от стандартной для стабильных развитых экономик ситуации, этот остаток имеет отрицательный знак. Таким образом, характерной чертой (впрочем, хорошо известной) переходного периода является резкое снижение производительности факторов.

Кульминация темпов снижения производительности приходится на 1992 г., что хорошо интерпретируется, поскольку именно этот год стал переломным в процессе становления рыночных начал в российской экономике. Период снижения уровня СФП уменьшающимися темпами продолжался после этого еще примерно три года, а с 1999 г. начался рост СФП.

Рис. 4.4, 4.5 дают, помимо прочего, и яркую иллюстрацию резкой интенсификации процессов в переходной экономике.

Нельзя исключать, что избыток обоих факторов производства, возникший в российской экономике с восстановлением в ней рыночных ограничений, сопровождается выходом за пределы экономической области.

Заметим, что в соответствии с описанной в 1.5 схемой, за пределами экономической области может быть избыточным только один из факторов:

либо фонды, либо труд (рис. 1.8). Поскольку в рассматриваемой ситуации оба фактора становятся избыточными, то она не укладывается в стандартную схему. Возможно, более адекватной для описания подобных ситуаций могла бы быть схема, в соответствии с которой экономическая область ограничена не только для любого заданного K или L, но и в области больших значений факторов, что могло бы быть достигнуто путем введения дополнительной нелинейности в производственную функцию.

Использование в качестве выпуска вместо ВВП индекса промышленного производства дает качественно те же, но выраженные еще более контрастно, результаты, которые здесь не приводятся.

4.4. Учет уровня загрузки мощностей Резкое снижение совокупной факторной производительности с началом переходного процесса в какой-то мере обусловлено снижением степени использования факторов производства. В советской плановой экономике с доминировавшими ресурсными ограничениями так или иначе использовались все имеющиеся факторы производства, в этом плане различие между, скажем, объемами существующих и реально используемых основных фондов не носило принципиального характера. В переходной экономике, с усилением спросовых ограничений, ситуация существенно изменилась, поскольку уровень загрузки производственных мощностей резко снизился. В этой ситуации использование временных рядов всех основных фондов или лишь используемой их части приводит к существенно разной динамике совокупной факторной производительности. В первом случае получаем оценки СФП по отношению ко всем производственным фондам, тогда как во втором - по отношению к реально используемым.

% за год 1989 = Рис. 4.6. Динамика совокупной фак- Рис. 4.7. Динамика совокупной факторной производительности p (1) и торной производительности A(t) (1) и частных производительностей g частных производительностей g (2) (2) и y (3) в интегральном виде для и y (3) в дифференциальном виде России с учетом уровня загрузки для России с учетом уровня загрузки мощностей (выпуск - ВВП) мощностей (выпуск - ВВП) Для построения СФП с учетом уровня загрузки мощностей будем использовать те же данные, что и в 3.3, и те же параметры долгосрочной производственной функции, что и в предыдущих расчетах. Результаты соответствующих расчетов динамики СФП и частных производительностей приведены на рис. 4.6, 4.7. В этом случае получаем достаточно длительный период слабо меняющейся СФП с 1993-1994 гг. до 1999-2000 гг. Вместе с тем, поскольку данные о загрузке мощностей имеются лишь с 1993 г., они не позволяют провести анализ всего переходного процесса, включая его начальный (и, вероятно, наиболее интересный содержательно) период. Однако, если предположить, что в 1989 г. основные фонды были загружены полностью и восполнить недостающие значения уровня загрузки мощностей в 1990-1992 гг. линейной интерполяцией, получим оценку глубины снижения СФП с учетом уровня загрузки мощностей. Как и следовало ожидать, глубина падения в этом случае оказывается значительно меньшей, чем без учета уровня загрузки (ср. рис. 4.7 и рис. 4.5).

4.5. Учет инвестиций в качестве фактора производства Как обсуждалось в 3.4, перспективным с разных точек зрения кандидатом на роль фактора производственной функции являются инвестиции в основной капитал. Поэтому представляет интерес проведение анализа динамики оценок совокупной факторной производительности, построенных с использованием нетрадиционного набора факторов, в котором капитал заменен инвестициями. Для этого будем использовать те же данные, что и в 3.4, а в качестве производственной функции, необходимой для получения оценок СФП, будем использовать функцию Кобба-Дугласа, оценки параметров которой приведены в строке 1 табл. П2.7 Приложения 2.

Результаты приведены на рис. 4.8, 4.9. Видим, что в этом случае не наблюдается вовсе никакого снижения СФП на протяжении переходного периода, в отличие от результатов использования традиционного набора факторов производства (ср. рис. 4.9 с рис. 4.5 и рис. 4.7). Даже если использованные оценки факторных эластичностей несколько смещены, это не должно привести к изменению динамики СФП на качественном уровне.

Принципиальное различие динамики СФП в случае использования данных об инвестициях вместо данных о динамике капитала, видимо, является основным результатом данного варианта анализа.

Говоря о краткосрочных тенденциях, интересно заметить, что 1992 г. сопровождался в данном случае некоторым ростом СФП, в отличие от ситуации кульминации темпов снижения, имевшей место при использовании традиционного набора факторов.

Pages:     | 1 |   ...   | 6 | 7 || 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.