WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 3 | 4 || 6 | 7 |   ...   | 17 |

График (εK,k) для рассматриваемого примера приведен на рис.3.7. Видно, что до1963 г. наблюдается резкое падение εK сростом k. Этосвидетельствует о том, что эластичность замещения σ заметно меньше 1 и,следовательно, ПФ Кобба-Дугласа не подходит для описания траектории{Y,K,L}t на данноминтервале времени. При этом до 1954 г. εKпревышало 1, что не соответствует свойствам линейно-однородной ПФ и может бытьпроинтерпретировано в терминах технического прогресса. На периоде1963-1966 гг. наблюдаетсявозрастание εK с ростом k, что может быть описано CES-функцией, укоторой эластичность замещения превышает 1, либо отрицательна.

εK

k

ln(εL/εK)

lnk

Рис.3.7. Примерзависимости (εK,k).

Рис.3.8. Примерзависимости (ln(εL/εK),lnk).

Таким образом, анализ зависимости (εK,k) позволяетзаключить, что линейно-однородная ПФ может быть построена на интервале1955-1963 гг., причем ееэластичность замещения меньше 1. Если включить в спецификацию ПФ членept, то линейно-однородная ПФ с 0<σ<1 может быть построена наинтервале 1950-1963 гг.,причем оценка параметра pбудет положительна. Если же вместо этого включить степень однородностиγ в число оцениваемыхпараметров, то оценка γ будет больше 1. Период 1963-1966 гг. демонстрирует динамику, характерную для ПФ с σ>1 или σ<0. Попытка построенияCES-функции на всем рассматриваемом интервале 1950-1966 гг. заведомо приведет к невысокомукачеству аппроксимации и к положительной автокорреляции остатков, посколькуCES-функция описывает лишь случай монотонной зависимости (εK,k).

3.7. Анализ относительнойкапиталоемкости

Если ПФ Y=F(K,L) дифференцируема и линейно-однородна, то, где κ=EL/EK - относительнаякапиталоемкость (см. 2.2), играфик зависимости (lnκ,lnk)представляет собой прямую линию с угловым коэффициентом ρ (рис.2.6). Но если ПФдифференцируема и линейно-однородна, то, согласно (3.8),

(3.9).

Если в (3.9) подставить аппроксимацииδY,t,δK,t иδL,t по формулам(3.2)-(3.3), получим, чтоεL/εK есть оценка κ в предположении линейнойоднородности ПФ. Поэтому, если зависимость (ln(εL/εK),lnk) близка к линейной, то этосвидетельствует о том, что эластичность замещения близка к константе, т.е.может быть использована CES-функция. По углу наклона зависимости(ln(εL/εK),lnk) можно оценить значение эластичностизамещения σ. Такимобразом, анализируя график зависимости (ln(εL/εK),lnk), построенной по реальным данным, можнов рамках предположений о дифференцируемости и линейной однородности ПФопределять участки с постоянной эластичностью замещения.

График (ln(εL/εK),lnk) длярассматриваемого примера приведен на рис.3.8. На интервале 1950-1954 гг. εL/εK<0, поэтому ln(εL/εK) не определен. Участки 1955-1963 гг. и 1963-1966 гг. могут быть аппроксимированылинейными зависимостями вида

(3.10),

где свободный член взят в виде, удобном длясравнения с параметром bCES-функции. Значения параметров ρ и b в уравнении(3.10) легко оценить методом линейной регрессии.

Таким образом, анализ зависимости (ln(εL/εK),lnk) позволяет заключить, чтолинейно-однородная CES-функция может быть построена на интервале1955-1963 гг., причем наэтом интервале ρ>0(т.е. σ=1/(1+ρ)<1). Также линейно-однородная CES-функция может быть построенадля 1963-1966 гг., причем наэтом интервале ρ<0,хотя, очевидно, для идентификации ее параметров этот интервал времени- слишкомкороткий.

Заметим, что последние два вида предварительного анализа данных(анализ факторных эластичностей и относительной капиталоемкости) предъявляютболее высокие требования к качеству исходных данных, поскольку требуютдифференцирования временных рядов исходных данных. Их можно назвать методамипервого порядка, по числу необходимых операций дифференцирования, тогда как всепрочие рассмотренные методы можно считать методами нулевого порядка. Есликачество данных невысоко (что особенно характерно для российского переходногопериода), то методы первого порядка могут ничего не дать для предварительногоанализа данных. По этой же причине не будем рассматривать и методы порядка вышепервого. Вообще, использование темповых зависимостей предъявляет более высокиетребования к качеству исходных данных.

3.8. Оцениваниепараметров производственной функции

Проведение предварительного анализа данных позволяет перейти коцениванию параметров CES-функции. Поскольку исходные данные представленыкороткими временными рядами, то результаты оценивания требуют очень осторожнойинтерпретации. Они суммированы в таблицах П3.1-П3.3 Приложения 3.

Выше было показано, что траектория {Y,K,L}t на интервале 1955-1963 гг. может быть описаналинейно-однородной производственной функцией, не зависящей явно от времени.Результаты оценивания параметров соответствующей CES-функции приведены встроках 1 таблиц П3.1-П3.3.Также было показано, что на интервале 1950-1963 гг. может быть построеналинейно-однородная ПФ, включающая член ept, причем в этом случае оценка параметраp должна быть положительной.Результаты оценивания, приведенные в строках 2 таблиц П3.1-П3.3, согласуются с этим выводом. Встроках 3 приведены результаты оценивания для всего анализируемого интервала с1950 по 1966 гг. линейно-однородной ПФ, не зависящей явно от времени. Этиоценки являются наихудшими из всех приведенных, причем в данном случаенаблюдается значительная положительная автокорреляция остатков, как и быловыяснено на этапе предварительного анализа данных. Наконец, в строках 4приведены результаты для интервала 1950-1966 гг. с учетом зависимости ПФ от времени, описываемой членомept. Эти оценки несколько лучше предыдущих. Во всех случаях оценкаэластичности замещения σ лежит в интервале от 0.22 до 0.28, т.е. σ существенно меньше 1.

Еще раз подчеркнем, что полученные оценки параметров регрессионныхзависимостей нельзя считать удовлетворительными в силу малой длины временныхрядов. Именно поэтому основное внимание ниже будет уделяться предварительномуанализу данных, оценки же параметров, даже там, где их можно считатьудовлетворительными, носят вспомогательный характер. Подчеркнем, что выводы,существенные для содержательного анализа экономической динамики, могут бытьполучены еще на этапе предварительного анализа данных.

Таким образом, описываемая техника анализа включает проведениепредварительного анализа данных, предшествующего этапу оценивания параметровспецифицированной зависимости. Фактически речь идет не просто о построении ПФ,а о проведении анализа макроэкономической динамики с привлечением понятий иконцепций, разработанных в теории производственных функций.

В данном случае уже предварительный анализ данных позволяетполучить основные содержательные выводы, минуя этап идентификации параметровпроизводственной функции. Но важность проведения предварительного анализаданных определяется не только этим. Предварительный анализ данных позволяетвыделить периоды,характеризующиеся различным поведением исходных данных, идентифицироватьповоротные точки (границыпериодов), т.е. выявить хронологию процесса. Именно такого рода анализ затруднительно проводить наэтапе идентификации параметров.

Смысл предварительного анализа данных состоит, во-первых, впроведении периодизации (выявлении хронологии), причем это - главное, и, во-вторых, в полученииинформации о применимости конкретных спецификаций производственных функций наоснове лишь самых общих допущений о свойствах ПФ (типа предположения о линейнойоднородности ПФ).

Приведенная система индикаторов соответствует случаюлинейно-однородной ПФ, не зависящей явно от времени. Она легко может бытьмодифицирована на случай ПФ с другими свойствами, например обобщена для ПФ спроизвольным заданным значением степени однородности и/или для ПФ с автономнымпрогрессом, заданным определенным значением соответствующегопараметра.

Анализ индикаторов такой системы является не только вспомогательнымсредством для построения ПФ, но может иметь и самостоятельную ценность,поскольку для ответа на многие вопросы его вполне достаточно. Такая техникаанализа данных родственна разведочному анализу данных, которому посвященаизвестная работа Дж.Тьюки [43].

4. Построение производственных функций для российской переходнойэкономики

4.1. Анализ периода,предшествующего переходному

При исследовании переходной экономики, как и всякого другогопереходного процесса, едва ли можно анализировать лишь сам переход, не уделиввнимания описанию того состояния, из которого он начался. Российская переходнаяэкономика наследует плановой экономике Советского Союза, поэтому начать анализпроблем построения производственных функций для российской переходной экономикис краткого анализа аналогичных проблем для предшествовавшего периодасравнительно стабильного развития представляется не только естественным, но инеобходимым. Для этого будем использовать временные ряды произведенногонационального дохода в сопоставимых ценах, всех основных фондов в сопоставимыхценах и численности рабочих и служащих. Данные представлены годовыми значениямис 1958 г. по 1990 г. в процентах к их значению в 1970 г. Данные получены наоснове [44] и приведены в Приложении 2 (таблица П2.2).

На рис.4.1-4.8приведены графики для этих данных, аналогичные приведенным вышерис.3.1-3.8. Видим(рис.4.1), что график базисного индекса Y расположен между графиками индексов K и L. Это же наблюдается и для темпов награфике динамики δY, δK иδL (рис.4.2). Такая совместная динамика рассматриваемых временныхрядов не противоречит возможности ее описания линейно-однороднойпроизводственной функцией.

1958 г. =100

% загод

Рис.4.1. Динамикаиндексов Y, K и L для СССР.

Рис.4.2. ДинамикаδY, δK и δL дляСССР.

Вместе с тем, динамика δYотличается заметно большей подвижностью, чем динамика δK иδL (рис.4.2). Это означает, что динамика δY неможет быть в точности (без значительного остатка) описана функцией осредненияδK и δL, поскольку временной ряд δYсодержит высокочастотные составляющие динамики, тогда как ряды δK иδL таких составляющих не содержат. Это означает, что попыткапостроения производственной функции с неизменными параметрами для всегорассматриваемого интервала времени неизбежно приведет к высокой автокорреляцииостатков.

Можно использовать, по крайней мере, два подхода к решению этойпроблемы. В соответствии с первым из них более высокая подвижность темпавыпуска может быть объяснена изменениями параметров производственной функции стечением времени. Этот подход состоит в построении и анализе краткосрочной производственной функции.Второй подход предполагает отказ от попыток объяснить более высокую подвижностьтемпа выпуска эволюцией параметров ПФ, в соответствии с ним строитсядолгосрочнаяпроизводственная функция, параметры которой неизменны на протяжении достаточнодлительного периода времени. Высокочастотные составляющие темпа выпускаостаются в этом случае в составе остатка, не объясняемого динамикой факторовпроизводства. Динамика этого остатка затем интерпретируется содержательно, приэтом изменения объясняются причинами, не связанными с динамикой факторовпроизводства.

Заметим, что эти два подхода не противоречат друг другу, несмотряна 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 усложненияспецификации ПФ в надежде описать ею динамику выпуска. Этот подход, в сущности,эквивалентен первому из рассмотренных выше. Можно попытаться ввести впроизводственную функцию дополнительные факторы с тем, чтобы устранитьнеобъясняемый остаток. Такой подход близок ко второму из рассмотренныхвыше.

В данном разделе будем проводить анализ в соответствии с первымподходом. Второй будет использован ниже в разделе 5, посвященном анализу совокупнойфакторной производительности.

Перейдем к проведению предварительного анализа данных. Зависимость(y,k) демонстрирует в целом ростy с ростом k (рис.4.3), а зависимость (g,l) - ростg с ростом l (рис.4.4), что также соответствуетсвойствам линейно-однородной ПФ. Вместе с тем, эти зависимости имеют участки,где графики - выпуклые, чтоне соответствует свойствам линейно-однородной ПФ, поскольку означает нарушениепредположения об убывающей отдаче.

Зависимость (L/Y,K/Y) является в целом убывающей (рис.4.5), что соответствует свойствамизокванты линейно-однородной ПФ, однако на графике наблюдаются участки, гдекривая вогнута, что противоречит свойствам такой ПФ и означает, что на этихучастках эластичность замещения σ<0.

Зависимость (y,g) является вцелом убывающей и выпуклой (рис.4.6), откуда следует, что на всемрассматриваемом интервале эластичность замещения σ>1/2, т.е. достаточно высока,учитывая результаты [1] и приведенные выше наши оценки, полученные по тем жеданным. Вместе с тем, на графике (y,g) четкопросматриваются участки, на которых кривая вогнута, что соответствует значениямэластичности замещения σ<1/2 на этих участках.

y

k

g

l

Рис.4.3. Зависимость(y,k) для СССР.

Рис.4.4. Зависимость(g,l) для СССР.

L/Y

K/Y

y

g

Рис.4.5. Зависимость(L/Y,K/Y) дляСССР.

Рис.4.6. Зависимость(y,g) для СССР.

Pages:     | 1 |   ...   | 3 | 4 || 6 | 7 |   ...   | 17 |



© 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.