WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 4 | 5 || 7 | 8 |   ...   | 17 |

Наиболее информативными представляются графики, приведенные нарис.4.7,4.8. На обоих этих графиках выделяются периоды, описывающиесяпроизводственными функциями с существенно разными параметрами. Так до 1961 г.наблюдалось падение εK с ростом k (рис.4.7) и, соответственно, ростln(εL/εK) с ростом lnk (рис.4.8), что соответствует случаюлинейно-однородной ПФ с параметром ρ>0 (т.е. 0<σ<1). Затем с 1961 г. по 1969 г. наблюдается период ростаεK с ростом k ипадения ln(εL/εK) сростом lnk, что может бытьописано линейно-однородной ПФ с параметром ρ<0 (т.е. с σ>1 или σ<0). Экономическая динамика наэтих двух периодах вполне согласуется с рассмотренным выше примером анализаисходных данных из работы М.Вейцмана [1]. Единственное отличие состоит видентификации момента смены тенденции: выше (рис.3.7,3.8) поворотная точкасоответствует 1963 г., здесь же (рис.4.7,4.8) она соответствует 1961 г. В этомрасхождении нет ничего удивительного, поскольку, во-первых, использованы разныеисходные данные, а, во-вторых, всякая оценка, в том числе и оценка моментасмены тенденции, имеет некоторую погрешность. Расхождение между разнымиоценками может дать некоторое представление об их точности. Оба массива данныхпозволяют заключить, что в окрестности 1962 г. произошла сменатенденции.

εK

k

ln(εL/εK)

lnk

Рис.4.7. Зависимость(εK,k) дляСССР.

Рис.4.8. Зависимость(ln(εL/εK),lnk) для СССР.

Следующая смена тенденции произошла в окрестности 1969 г.(рис.4.7,4.8), после чего до 1978-1979 гг. траектория {Y,K,L}t может быть описана линейно-однородной ПФ с эластичностью замещения0<σ<1. С конца1970-х гг. макроэкономическая динамика характеризуется флуктуациями значительнобольшего масштаба, чем прежде (рис.4.7,4.8). Можно по-разному выделять периодыдля идентификации на них параметров производственной функции. Так период с 1980г. до 1990 г. может быть описан линейно-однородной ПФ с 0<σ<1, причем оценка эластичностизамещения на этом периоде будет ниже, чем на интервале 1969-1979 гг. и качество ее оценки будет хужев силу гораздо большего масштаба флуктуаций. Можно оценивать параметрылинейно-однородной ПФ и на интервале 1969-1990 гг., причем и в этом случае следуетожидать, что 0<σ<1, а качество оценки будет невысоким. Кроме того, посколькуоценка параметра ρопределяется угловым коэффициентом регрессионной прямой на графике(ln(εL/εK),lnk), то на интервале 1969-1990 гг. оценка ρ будет ниже (т.е. оценкаσ - выше), чем на интервале1980-1990 гг.(рис.4.8).

Наконец, можно сделать попытку идентификации параметровлинейно-однородной ПФ и на всем анализируемом интервале с 1958 г. по 1990 г.,но, очевидно, оценка эластичности замещения здесь будет хотя и достаточновысокой (нельзя исключать возможности использования даже и ПФ Кобба-Дугласа),но ненадежной, поскольку производственные функции с постоянной эластичностьюзамещения описывают лишь случай монотонной зависимости εK отk.

Результаты оценивания параметров CES-функций для выделенныхпериодов приведены в таблице П3.4 Приложения 3. Они находятся в полном согласиис выводами, полученными на этапе предварительного анализа данных. Оценкипараметров ПФ Кобба-Дугласа для всего анализируемого интервала времениприведены в таблице П3.5, а соответствующие оценки по временным рядам темповприведены в строке 1 таблицы П3.6.

Здесь необходимо отметить, что для разных целей целесообразноиспользовать различные формулы, аппроксимирующие логарифмические производные.Для предварительного анализа данных имеет смысл использовать формулуцентральных разностей (3.2), дающую более точную аппроксимацию логарифмическойпроизводной, чем обычная формула темпов прироста, после незначительногосглаживания (3.3), позволяющего уменьшить влияние нерегулярной составляющейдинамики на оценку темпа. Но для использования временных рядов темпов врегрессионных зависимостях такое дифференцирование подходит плохо, посколькуоно искусственно привносит автокорреляцию между соседними членами временногоряда, что соответствующим образом ухудшает качество эконометрических оценок и,в частности, снижает значение критерия Дарбина-Уотсона. Поэтому для проведениирегрессионного анализа темпы будем аппроксимировать по обычной формуле темповприроста. Таблица П3.6 демонстрирует влияние разных формул дифференцирования нарезультаты оценивания. Сравнение строк 1 и 2 этой таблицы показывает, чтоиспользование центральных разностей резко снижает значение критерияДарбина-Уотсона, хотя и увеличивает оценку R2.

Обсудим полученные результаты. Бросающейся в глаза особенностьюсоветской макроэкономической динамики является наличие периодов, которыеописываются производственными функциями с существенно разными наборамипараметров. Достаточно длительные периоды с весьма низкой эластичностьюзамещения чередуются с периодами, когда наблюдается динамика, аномальная сточки зрения свойств производственных функций. Так до начала 1960-х гг. (см.также 3.8) наблюдалосьнизкое значение эластичности замещения, затем на интервале 1960-1970 гг. оценка параметра σ - отрицательна, что является нарушениемсвойства убывающей отдачи, затем на протяжении 1970-х гг. вновь наблюдалосьнизкое значение σ,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 длительнымпериодом, в целом характеризующимся слабыми возможностями замещения трудафондами. Хорошо просматривается влияние проводимой экономической политики намакроэкономическую динамику (что не удивительно, учитывая плановый характерсоветской экономики).

Заметим, что такая неоднородность протекания макроэкономическихпроцессов влияет на технику анализа экономической динамики, особенно вкраткосрочном плане.

Следствием наличия таких периодов является существенная зависимостьполучаемых оценок параметров ПФ от выбора интервала оценивания и от заданногомасштаба времени, на котором проводится ретроспективный анализ. Существеннаязависимость оценок параметров ПФ от интервала оценивания делает предварительныйанализ данных не просто полезным, но и совершенно необходимым этапом построенияПФ, в противном случае можно получить практически произвольные оценкипараметров из достаточно широкого диапазона.

Именно наличие таких периодов, по нашему мнению, объясняеткажущийся парадокс кардинального отличия оценки эластичности замещения,значительно меньшей единицы, полученной в пионерской работе М.Вейцмана [1] иподтвержденной рядом других авторов, от нашей близкой к единице оценкиσ (таблица П3.1). Этиразличия влияют на содержательные выводы даже на качественном уровне, посколькуесли оценка σсущественно меньше единицы, то политика форсированного наращивания основныхфондов является тупиковой, а если σ достаточно близко к единице, то такая политика тупиковой неявляется. Просто оценки М.Вейцмана соответствуют вполне определенному периоду ивполне определенному масштабу времени. Для другого периода и другого (большего)масштаба времени оценки -существенно иные. На больших временах советская экономика демонстрировалагораздо большие возможности замещения труда фондами, чем на отдельных периодах,соответствующих меньшим масштабам времени (именно один из таких периодов ипопал в поле зрения автора [1]).

Заметим также, что большинство оценок эластичности замещенияσ, полученных наоснове временных рядов, меньше единицы, тогда как оценки, полученные попространственным данным обычно выше и близки к единице (см., например, [50] иПриложение 1). Таким образом, полученные рядом авторов низкие оценкиэластичности замещения для периода планового развития, отражают не тольконизкие возможности замещения труда капиталом, но и, вполне вероятно, смещения,типичные для оценок, получаемых по временным рядам.

Таким образом, на разных временах система демонстрирует различныесвойства: локальная (на малых временах) неустойчивость оценок параметровпроизводственной функции сочетается с глобальной (на протяжении несколькихдесятилетий) устойчивостью, когда оценки параметров изменяются в окрестностиопределенного значения (скажем, в окрестности оценок параметров ПФКобба-Дугласа), не выходя за пределы некоторой области в множестве значенийпараметров (хорошую иллюстрацию дают рис.4.7,4.8). Заметим, что такое поведениеявляется типичным для сложных нелинейных систем, демонстрирующих хаотическуюдинамику (см., например, [51]).

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

Заслуживает обсуждения вопрос о причинах возникновения такихпериодов в советской экономике. Представляется, что причину этого феноменаследует искать в самой природе плановой экономики, в которой на микроуровнеотсутствовали эффективные механизмы обратной связи, присущие развитой рыночнойэкономике. В таких условиях увеличение масштаба флуктуаций в системепредставляется неизбежным, поскольку обратная связь реализуется посредствомрегулярных корректировок экономической политики на макроуровне, т.е. на самомвысоком уровне и на больших характерных временах. Производится "встряска" всейэкономической системы, примерами которых столь богата российская история, что иможет порождать такие периоды. Увеличение масштаба флуктуаций экономическойдинамики в 1980-е гг. (рис.4.7,4.8) также свидетельствует в пользу такойгипотезы.

4.2. Анализ переходногопериода

Перейдем к анализу переходного периода развития российскойэкономики. Начнем с анализа традиционного набора факторов, используемых дляпостроения производственной функции. Будем использовать временные ряды годовыхданных валового внутреннего продукта в сопоставимых ценах, основных фондов всопоставимых ценах, среднегодовой численности занятых в экономике. Данныепредставлены базисными индексами в процентах к их значению в 1990 г. ипокрывают период с 1989 г. по 2001 г. (для фондов - по 2000 г.). Они получены на основе[45] и приведены в Приложении 2 (таблица П2.3).

Как показывает динамика индексов выпуска, фондов и труда,приведенная на рис.4.9, график базисного индекса валового внутреннего продукта(он обозначен Y1) расположен значительно ниже графиковиндексов фондов K ичисленности занятых L, т.е.существенно выходит за пределы задаваемой ими "трубки". Это означает, чтоY1нельзя рассматривать как среднее K и L, посколькурезультат осреднения должен находиться между осредняемыми величинами. Награфике темпов (рис.4.10) темп Y1 также расположен далеко за пределамиинтервала, задаваемого δK и δL,причем как на этапе доминирования тенденций спада, так и на этапе начавшегосяроста. Такая совместная динамика рассматриваемых временных рядов не может быть описана линейно-однороднойпроизводственной функцией.

Использование временного ряда другого показателя выпуска непозволяет исправить ситуацию. Так на рис.4.9,4.10 показаны результаты также идля индекса промышленного производства (он обозначен Y2),рассчитанного автором по данным Центра экономической конъюнктуры приПравительстве РФ (методика описана в [41], данные приведены в таблице П2.3Приложения 2). Видим, что и в этом случае выпуск никак не может быть полученосреднением факторов.

1990 г. =100

% загод

Рис.4.9. Динамикаиндексов Y, K и L.

Рис.4.10. Динамикатемпов Y, K и L.

y

k

L/Y

K/Y

Рис.4.11. Графикзависимости (y,k).

Рис.4.12. Графикзависимости (L/Y,K/Y).

График (y,k) такжедемонстрирует аномальную, с точки зрения свойств ПФ, динамику (рис.4.11),поскольку с ростом фондовооруженности производительность труда падает. График(L/Y,K/Y) также несоответствует свойствам изокванты линейно-однородной ПФ (рис.4.12), посколькутакая зависимость означает необходимость увеличения затрат обоих факторовK и L для поддержания выпуска Y на прежнем уровне. Приведенные графикипостроены для использования в качестве выпуска валового внутреннего продукта.Использование в качестве выпуска данных промышленного производства такжеприводит к аномальной динамике данных показателей.

Проведенный анализ показывает, что эти факторы (фонды и численностьзанятых) не описывают ни трансформационного спада, ни начавшегося вслед за нимподъема. Поэтому дальнейшее исследование возможности построения краткосрочнойПФ с этим набором факторов представляется лишенным смысла.

4.3. Учет уровня загрузкимощностей

Почему попытка использования традиционного набора факторов,применяемых для построения агрегированной производственной функции, в случаероссийской переходной экономики не позволяет получить хотя бы посредственныхрезультатов, тогда как для плановой экономики СССР результаты были вполнеприемлемыми

Чтобы ответить на этот вопрос, еще раз обратимся к рассмотреннымвыше данным по СССР. В советское время динамика выпуска в целом былапромежуточной между динамикой фондов и труда (рис.4.1,4.2). Фонды были болеебыстро растущим фактором, тогда как динамика труда была более "консервативной","вялой", поскольку в условиях полной занятости она определялась в основномдемографическими процессами, которые по своей природе более инерционны.Динамика же фондов была в гораздо большей мере подвержена воздействию состороны органов управления путем регулирования инвестиционной политики. Этоопределяло и особую важность поддержания на достаточно высоком уровне именноэластичности выпуска по фондам EK, поскольку в противном случае (в рамкахрассматриваемой упрощенной схемы) исчезала возможность воздействия на динамикувыпуска.

Pages:     | 1 |   ...   | 4 | 5 || 7 | 8 |   ...   | 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.