WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 20 | 21 || 23 | 24 |   ...   | 45 |

SPIM

20

-

169

SDL

22

20

105

SHyp

23

0.8336

93.8

SLog

21

0.3272

131

SWei

22

0.4449

106

Интерпретация полученныхрезультатов

На рис. 2а приведены результаты оценки ОФ спомощью модели (6)-(11) и функции дожития SPIM41. Отметим следующиерезультаты моделирования.

1. Ряды ОФ Kt и модельногоряда ОФ в интервале 1959‑1989 гг. практически совпадают,что дает возможность объяснить динамику фондов простым временным лагом в 20 летмежду вводами и выбытиями.

2. Если предположить, что тот же механизмвыбытия сохраняется после 1989 г., то наблюдающееся падение моделируемыхзначений объемов ОФ может быть вызвано нарастающими масштабами выбытий,соответствующими росту вводов с лагом в 20 лет и резко уменьшившимися вводамина текущий момент (см. рис. 2а - 2b).

3. В отличие от данных Госкомстата за период1991-2001 гг., полученный ряд ОФ KtPIM лучшеобъясняет наблюдавшийся до 1998 г. спад выпуска (см. рис.4).

4. Ожидаемый срок службы оборудования поданным об ОФ и вводах 1959 – 1989 гг. находится в интервале от 20 до 23 лет, в зависимости отиспользованной функции дожития (табл. 2). Этот результат целесообразносоотнести с результатами, полученными ранее на основании данных переписиосновных фондов. Так, средний срок службы оборудования в промышленности,строительстве и сельском хозяйстве42, вычисленный на основеданных о выбытиях в переписях промышленных предприятий 1962 и 1972 гг.,составил 18.3 года (Кваша1979, стр. 69). К сожалению, аналогичной информации для периода рыночнойэкономики в литературе обнаружить не удалось. Имеются лишь сведения овозрастной структуре действующего оборудования. Так, по результатам выборочногообследования инвестиционной активности промышленных предприятий, проведенногоГоскомстатом в 2002 г., средний срок службы в промышленных организацияхсоставил 21 год; в крупных и средних предприятиях он приближается к 22 годам(Статистический бюллетень2003, стр. 30). Соотнесение данных переписи ОФ с результатами выборочногообследования с интервалом в три десятка лет позволяет предположить, что среднийсрок службы ОФ в промышленности несколько вырос и потому оценка среднего срокаслужбы вплоть до выбытия 20 - 23 года за период 1959 - 1989 гг. представляетсядопустимой.

5. Все функции дожития с учетом оцененныхпараметров (табл. 2, рис. 1) имеют одну общую особенность – небольшую долю выбытий в первыегоды службы. Поскольку множество параметров функций дожития, на которомосуществлялась оптимизация, допускало и качественно иную динамикувыбытий43, полученный вид кривых может отражать экономическую природу этогоявления и требует содержательного объяснения.

Рис. 2Моделирование динамики основных фондов. а. Динамика ОФ в постоянных ценах(Kt), оценки ОФ, полученной с помощью функции дожития SPIM(KtPIM), вводов, полученных с помощью(9)-(11) и выбытий (5). b. Альтернативные оценки ОФ в период с 1990 до 2002 гг.Госкомстата (Kt) и полученные с помощью различных функций дожития (KtPIM, KtDL,KtHyp, KtLog, KtWei).

ДАННЫЕ:Kt– Госкомстат; прочие -приложение 2, табл. П2.1.

Интерпретация здесь может быть предложена следующая: значительнуюдолю ОФ составляет стоимость зданий и сооружений с большим сроком службы изамедленным выбытием. В пользу такого объяснения говорят и данные Госкомстата:на начало 2002 г. в общем объеме ОФ основного вида деятельности крупных исредних коммерческих и некоммерческих организаций доля зданий и сооруженийсоставляет 70%, машин и оборудования – 21%, транспортных средств– 7% (Статистический бюллетень 2003,стр. 20).

6. К 2001 г. лишь около 30% ОФ составляютОФ, введенные после 1990 г. в рыночных условиях (рис. 3).

Модель динамики эффективногокапитала

Полученные в разделе 2 оценки динамики ОФ впериод 1991 – 2001 гг.«по построению» отражают те изменения в запасах ОФ, которые имели бы место,если бы вводы в этот период были такими же, какими были на самом деле, апереоценок 1992 – 1997гг. бы не проводилось. При этом ценовая структура ОФ оставалась такой, какойона сложилась к моменту переоценки 1972 г., а к 2001 г. доля новых, введенныхпосле 1990 г. и имеющих рыночную оценку ОФ составляла лишь около 30%. Такойвременной ряд по сравнению с оценками ОФ Госкомстата лучше объясняет падениевыпуска после 1990 г., хотя по-прежнему никак не учитывает эффект«замораживания» ОФ.

Резкое падение темпов роста выпуска (рис. 4)и падение вводов (рис. 2а) после 1990 г. с их последующим выходом на некоторыйболее-менее постоянный уровень позволяет выделить период трансформационногоспада - 1991-1994 гг.44 Если допустить что

  • именно в этот период перестали использоваться те ОФ, которыепредназначены для выпуска продукции, не пользующейся на рынкеспросом;
  • все ОФ, введенные после 1990 г. уже были предназначены для выпускавостребованной продукции;

то можно оценить долю ОФ в общем объеме ОФ,введенных до 1991 г., которые были заморожены в период трансформационногоспада.

Рис. 3 Доляосновных фондов, введенных после 1990 г., в общем объеме ОФ (оценкаKtPIM) и эффективных ОФ Kteff, полученных на основе оценкиKtPIM.

«Сшивка»полученной таким образом оценки ОФ в 1994 г. с механизмом выбытий ОФ, описанномв разделе 2, и позволит получить динамику эффективного капитала (Kteff)45.

Оценка сокращения объема основных фондов впериод трансформационного спада 1991-1994 гг.

Для получения оценки объема эффективногокапитала вводится предпосылка о том, что именно замораживанием ОФ объясняетсяспад выпуска во время трансформационного периода. На самом деле, видимо,отчасти это падение связано с ростом скрытой безработицы, с сокращением СФП, атакже действием ряда других факторов, учет которых и, соответственно,ослабление сделанного предположения потребует отдельногоисследования.

По наблюдениям за период с 1961 до 1989 г.была оценена производственная функция Кобба-Дугласа в темпах в виде

(13)

для различных функций дожития46.Коэффициенты β0 и β2оказались статистически незначимы. В качестве альтернативной выбрана модель

, (14)

соответствующая случаю единичной отдачи отмасштаба и отсутствия роста выпуска, связанного с развитием технологийпроизводства. Хотя с точки зрения теста Уолда (Wald) модель (14) не обладаетзначительной объясняющей силой по сравнению с (13), она оказаласьпредпочтительнее из-за отсутствия автокорреляций, а также возможности получениястатистически устойчивого прогноз.

Основным недостатком функции Кобба-Дугласаявляются связанные с ней жесткие экономические предпосылки: постоянство иравенство единице эластичности замещения факторов на всем периоде с 1961 до1989 гг.

С помощью этой модели была сделана оценкаОФ в период трансформационного спада, объясняющего наблюдавшееся падениевыпуска в соответствии с методикой построения прогноза независимой переменной,предложенной в (Fieller 1944).

Оценка динамики эффективного капитала впериод трансформационного спада 1991 - 1994 гг., полученная таким образом,представлена на рис. 3 и в приложении 4 (табл. П4.1).

Динамика эффективного капитала в период1995-2001 гг.

Предполагается, что объем эффективногокапитала в период трансформационного спада 1991-1994 гг. складывается из двухсоставляющих: некоторой части ОФ, введенных до 1991 г., и вводоврассматриваемого периода. Предполагается также, что 1994 г. был последним,когда в формировании ОФ доминировало «замораживание» капитала – с 1995 г. ОФ стали формироватьсяс той же функцией дожития, которая работала до 1990 г, то есть выбытия сновастали определяться физическими характеристиками капитала.

Для обеспечения непрерывностивременнóго ряда ОФнеобходимо ввести условие равенства значения ОФ для 1994г., полученного с помощью (14), и оценки ОФ для 1994г., вычисленной с помощью модели (6)-(11). При этом в модели (6)-(11)необходимо учесть, что выбытия после 1994 г. должны определяться не тольковводами предшествующих периодов, но и замороженным капиталом, посколькунекоторая часть ОФ, которая должна была бы выбыть, была уже заморожена иисключена из производства. Такая поправка сделана с помощью введениякоэффициента w, которыйопределяет долю вводов, осуществленных до 1991 г. и ставших частью эффективногокапитала.

Модификации необходимо подвергнуть только(8):

, (t ≥ 1994), (14)

(15)

Условие «сшивки» имеет вид

, t = 1994. (16)

и из него определяется оценка. Значения этих оценок для различных функций дожития приведены втабл. 3.

ТАБЛИЦА 3

Доля вводов, осуществленных до 1991 г. иставших частью эффективного капитала для различных функций дожития

SPIM

SDL

SHyp

SLog

SWei

0.1578

0.1460

0.1333

0.1542

0.1438

Таким образом, в рамках модели (6)-(12),(14)-(16) доля вводов, осуществленных до 1991 г. и ставших частью эффективногокапитала, составила, в зависимости от используемой функции дожития, 13-16 %.Этот результат может быть соотнесен с оценкой доли ОФ в 16%, соответствующихобщемировым стандартам, которая была получена в результате частичнойинвентаризации машин и оборудования в промышленности СССР, проведенной в 1986г.47

В условиях рыночной экономики российскойпромышленности пришлось конкурировать с мировой не только на внешнем, но и навнутреннем рынке, и это привело к замораживанию тех ОФ, которые несоответствовали общемировым стандартам.

Результаты моделирования эффективных ОФ спомощью (6)-(12), (14)-(16) в период до 2001 г. представлены на рис. 3a, 4 и вприложении 4. Некоторый рост эффективных ОФ в рамках модели объясняется тем,что из-за замораживания значительной части ОФ масштаб выбытий существенноуменьшился, а вводы ОФ остались прежними, причем их значения превысили объемывыбытий.

Другим следствием учета замороженногокапитала стало значительное увеличение доли ОФ, введенных после 1990 г., вобщем объеме ОФ 2001 г. с 29% до 74 % (рис. 3b). Однако такая неожиданновысокая доля новых ОФ (почти 75%) не является свидетельством их быстрогофизического обновления почти на три четверти по двум причинам. Во первых,покупка старых ОФ на вторичном рынке также учитывается как ввод48. Во-вторых,именно ОФ «взяли на себя» в рамках модели весь спад выпуска в период 1991-1994гг. и потому полученная оценка – скорее оценка сверху.

Оценка совокупной факторнойпроизводительности

Динамика темпов роста выпуска, занятости иэффективного капитала представлена на рис. 4. Для вычисления СФП использоваласьпроизводственная функция (ПФ) Кобба-Дугласа с единичной отдачей от масштаба изначениями эластичности выпуска по капиталу α в интервале от 0.0 до0.5.

Рис. 6. ДинамикаСФП для различных функций дожития и значений эластичности выпуска по капиталуα

Приопределении α разныеавторы используют различные значения. В работе (Solow 1957) при определении СФП для СШАиспользовалось значение α = 0.3. То же значение выбрано в(Dolinskaya 2002) для Россиина основании, как указано в работе, неопубликованных исследований по даннымсубъектов Российской Федерации49. То же значение используетсяв (De Broeck and Koen 2000).В работе (Easterlyand Fisher 1994), в которойрассматривается период 1970-1990 гг., указывается, что эластичность выпуска покапиталу в развивающихся странах выше, чем в развитых, а поскольку СССР, помнению авторов, скорее относился к развивающимся странам, они предпочли оценкуэластичности α = 0.4.

В настоящей работе вопрос о том, какаядолжна быть эластичность выпуска по капиталу для России, дополнительно нерассматривается. Вместо этого учитывается некоторый диапазон эластичностей, чтопозволяет оценить чувствительность оценок СФП к изменениям этого параметра. Длясопоставления полученных результатов с оценками других авторов принималосьвыбранное в их работах значение эластичности.

Pages:     | 1 |   ...   | 20 | 21 || 23 | 24 |   ...   | 45 |



© 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.