WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!


Pages:     | 1 | 2 || 4 |

1 0 1 1 (4) X = PX = +Vj =x i ij i ij j j j j ij Px +Vj1 = Pa X +Vj1, j, где Vj1 - валовая ii i добавленная стоимость отрасли j после повышения тарифов; X - валовая j продукция отрасли j в основных ценах после повышения тарифов; xij - затраты продукции отрасли i в отрасли j после повышения тарифов; X - валовая j продукция отрасли j в основных ценах до повышения тарифов; xij - затраты продукции отрасли i в отрасли j до повышения тарифов, aij - коэффициенты прямых затрат. Значения Vj1 задавались исходя из простейшего сценарного предположения, и на основе (4) рассчитывались значения индексов цен Pj, характеризующих изменение отраслевых цен после роста тарифов. Расчеты проводились на основе межотраслевого баланса в основных ценах и на основе полученного нами баланса в ценах покупателей. Результаты расчетов сопоставляются в Таблице 2:

Таблица 2. Приросты отраслевых цен в результате роста цен в газовой промышленности на 1%, %.

Расчет на основе МОБ Отрасльв основных в ценах покупателей ценах Электроэнергетика 0,08 0,Нефтедобыча 0,01 0,Нефтепереработка 0,01 0,Газовая промышленность 1,00 1,Угольная промышленность 0,01 0, Черная металлургия 0,03 0, Цветная металлургия 0,01 0, Химическая и нефтехимическая промышленность 0,04 0, Машиностроение и металлообработка 0,02 0,Лесная, деревообр. и целлюлозно-бумажная промышленность 0,01 0, Промышленность строительных материалов 0,04 0, Легкая промышленность 0,02 0, Пищевая промышленность 0,01 0, Прочие отрасли промышленности 0,01 0, Строительство 0,01 0,Сельское и лесное хозяйство 0,01 0, Транспорт и связь 0,01 0,Торговля посредническая деятельность и общественное питание 0,00 0,Прочие виды деят-ти по пр-ву товаров и услуг 0,00 0, ЖКХ и непроизводств. виды бытового обслуживания населения 0,04 0,Здравоохранение, физическая культура и социальное обеспечение, образование, культура и искусство 0,01 0,Наука и научное обслуживание, геология и разведка недр, геодезическая и гидрометеорологическая службы 0,01 0, Финансы, кредит, страхование, управление, общ.

объединения 0,01 0,Средневзвешенный прирост 0,02 0,Видно, что результаты различаются в 3-4 раза. По нашему мнению, корректный расчет последствий роста тарифов на газ возможен только на основе межотраслевого баланса в ценах покупателей.

Во втором разделе третьей главы предлагается схема межотраслевой модели, допускающей изменение ряда коэффициентов прямых затрат в результате замещения материальных ресурсов, при изменении относительных цен. Модель адаптирована к российской экономической и статистической специфике.

Построение подобной модели стало возможным благодаря наличию межотраслевых балансов в базовых ценах.

Кроме прочей топливной промышленности, доля которой в суммарном выпуске невелика, и для которой переход от асимметричных таблиц к симметричным был связан со значительной относительно выпуска этой отрасли погрешностью.

Для каждой отрасли j предполагается, что все множество Hj потребляемых ею материальных ресурсов может быть поделено на два непересекающихся подмножества. Группа невзаимозамещаемых факторов выделяется в подмножество Hoj (спрос на них моделируется функциями Леонтьева), а группа текущих затрат с возможностью взаимозамещения, и с какой-то постоянной и ненулевой эластичностью замещения j - в подмножество H1j (рассматривается наиболее простой случай с одним подмножеством H1j; полученные выводы можно распространить на случай нескольких подмножеств). Спрос на факторы из группы H1j моделируется неоклассической производственной функцией.

П.ф. в предлагаемой модели включает в качестве аргументов только объемы материальных ресурсов, но не учитывает затраты труда и капитала. Это отражает особенности функционирования переходной российской экономики, в которой выпуск отраслей может лимитироваться количеством доступных материальных ресурсов со стороны производства и спросом со стороны сбыта, а трудовые и капитальные ресурсы являлись в рассматриваемом периоде избыточными. При сохранении имеющихся тенденций развития российской экономики, данные предположения постепенно теряют актуальность и включение затрат труда и капитала в качестве аргументов п.ф. объемов может стать необходимым. В качестве неоклассических п.ф. рассматривалась возможность использования п.ф.

Кобба-Дугласа и CES. Для них предложены методы идентификации, требующие минимального количества исходной информации. Для п.ф. Кобба-Дугласа используется ее известное свойство: если валовой выпуск отрасли (X) связан с объемом использованных материальных ресурсов (xk) функцией k (5) X = A xk и = k, xk HxkH то при предположении, что отрасль минимизирует издержки при ограничении на выпуск, заданном как (5), доля затрат Vi на i-ый материальный ресурс в общих материальных затратах на ресурсы, входящие во множество H1:

Pxi i (6) Vit1 = Vit 2 = Vi =i = = const Pxk k xkHне зависит от изменения уровня цен, неизменна во времени. Здесь t1 и t2 – любые два года. Наличие данных в двух системах цен (в основных ценах и ценах покупателей), позволяет использовать эти соотношения более реалистично. В работе переменные в производственной функции (5), отражающей технологические зависимости, измеряются в основных ценах, в то время как издержки, минимизируемые отраслью, выражаются в ценах покупателей.

Показано, как на основании условия (6), может быть найдено множество H1, а затем другие параметры п.ф. (5). В прикладных исследованиях можно использовать то, что для нахождения всех параметров функции достаточно симметричных таблиц «Затраты - Выпуск» для двух лет в текущих ценах, и вектора отраслевых индексов цен, связывающих цены первого года со вторым (при предположении, что цены на продукцию отрасли одинаковы для всех потребителей). Аналогичный способ идентификации применим и для п.ф. CES, лишенной недостатка п.ф. Кобба-Дугласа – априорно заданной эластичности замещения, равной 1.



Если выпуск отрасли связан с затратами материальных ресурсов п.ф. CES:

m (7) X = uk xk, где: uk и – положительные параметры; m – параметр, xkH задающий тип отдачи от масштаба, постоянная эластичность замещения равна =, то аналог условия (6) для функции CES, имеет вид:

1- 1Vi0 Pit ( ) (8) Vi1 =, i H1..

1Vk0 Pkt ( ) xk HЭто равенство можно использовать для проверки гипотезы о том, что связь материальных ресурсов из исследуемого множества H1 для данной отрасли с ее валовым выпуском описывается функцией CES, и, если гипотеза не отвергается, для идентификации данной функции. Разработана процедура подбора значения для данного множества H1, состоящая в переборе для исследуемого множества Hвозможных значений в некоторых заданных пределах и проверке для каждого из них точности выполнения (8). Данное соотношение фактически представляет собой набор равенств, которые должны приблизительно выполняться для долей материальных затрат на продукцию любой отрасли i, при условии, что она входит в H1. Путем перебора находится такое значение, при котором минимизируется максимальное отклонение от равенства в системе выражений (8), называемое «минимаксным критерием». Этот критерий численно характеризует точность выполнения (8).

Проведенные расчеты показали, что в качестве неоклассической п.ф.

предпочтительнее выбрать именно п.ф. CES. Способ ее идентификации по сложности незначительно превосходит подобную процедуру для п.ф. КоббаДугласа. Однако п.ф. CES позволяет использовать любую, а не только единичную эластичность замещения. Если (6) позволяют использовать п.ф. Кобба-Дугласа, может быть использована и п.ф. CES со значением близким к 1, но в случаях, когда условия (8) позволяют использовать п.ф. CES, не всегда может быть использована п.ф. Кобба-Дугласа.

В предположении, что поведение производителей на уровне отрасли определяется стремлением к минимизации издержек при заданном валовом объеме выпуска, спрос на невзаимозамещаемые ресурсы из группы Hoj имеет вид:

t t (9) xt = aij X = xt X, xt H0 j, ( ) ij 0 j ij 0 j ij а спрос на взаимозаменяемые ресурсы из k-ой группы Hkj, задан формулами:

j -1 t mj Pt i X ( ) 1 j uij tt t (10) xt == xt X, P, где P = Pt, Pt,..., Pt, xt Hkj.

() ij ij 1 j ) 1 2 n ij 1 ( j j j - Pt ukj k ukj xtkjHk j В (9) и (10) Xtkj - объем выпуска, который может быть обеспечен факторами группы Hkj. Если отрасль избегает избыточного использования ресурсов любой из групп, то Xtj = Xt0j =…= Xtkj.

На основе (9) и (10) строится система балансовых соотношений t t t t t (11) Pt X = Pt xt X + Pt xt X, P +, i = 1, 2,..., n, ( ) i i Y i ij j i ij( j ) ij j j,xtijH0 j j,xtijH1 j t t t t t (12) Pt X = Pt xt X + Pt xt X, P +, j = 1, 2,..., n, ( ) j j Q ij i ij j i ij( j ) i i,xtijH0 j i,xtijH1 j (в упрощающем предположении, что каждая отрасль j имеет только одну группу взаимозамещаемых ресурсов). Они образуют систему 2n уравнений с 2n неизвестных, при экзогенно заданных величинах добавленной стоимости Q и объемах конечного продукта Y. Неизвестными являются индексы цен Pti и валовые выпуски отраслей Xti.

Система уравнений (11) и (12) может быть использована для прогнозирования отраслевой структуры экономики и структуры промежуточного потребления.

Используя теорию клювов (Ершов, 1962, 2002), показано, что системы уравнений (11) и (12) совместны и имеют интерпретируемые экономически решения. Наличие решений также доказано эмпирически. Алгоритм нахождения решения неизменно демонстрировал высокую скорость сходимости. Для построения алгоритма поиска решения этой системы были также использованы результаты Беленького (1967, 1968). Произведена практическая апробация на данных для США (1972-1990 гг.), и для Российской Федерации (1995-2002) – с использованием материалов, полученных в ходе диссертационного исследования. Для американских данных замещение зафиксировано в сферах связи и офисной и компьютерной техники, где новая модель позволила частично объяснить сильные колебания коэффициентов прямых затрат.

В заключительном, третьем разделе третьей главы, рассматривается возможность использования предложенной в предыдущем разделе расширенной межотраслевой модели для изучения процессов замещения отечественной и импортной продукции, используемой отраслью в производстве.

t Предполагалось, что для некоторых элементов xij0 первого квадранта межотраслевого баланса в базовых основных ценах (методика построения которого описана во второй главе), равных t t t t t (13) xij0 = dij0 + zij0 (где dij0 - затраты отечественной, а zij0 - импортной продукции), t t t связь dij0 и zij0 с валовым выпуском отрасли X может быть представлена с j помощью неоклассической двухфакторной п.ф. CES, представленной в виде:

ij ij t X = ud dit 0 + uz zit 0 ij. В предположении о минимизации издержек, ( ) ( ) j j j ) ( t t t t t t pijdij0 + qij zij0 min, где pij и qij - индексы цен покупателей (для рассматриваемого () года) на отечественную и импортную продукцию соответственно, получены t t формулы для потоков затрат dij0 и zij0 :

ij 00 tdij dij X d = dt j t 0 ij ij 00 00 dt + zt dij + zij X ij ij j (14), где индекс «00» соответствует величинам ij 00 tzij zij X t ij j zij0 = zt 00 00 dt + zt dij + zij X ij ij j для базового года, в базовых основных ценах, а индекс «t» соответствует величинам для рассматриваемого года t, измеряемых в текущих основных ценах. В условиях ограниченной статистической информации предполагалось, что соотношения импортных и отечественных цен покупателей и основных цен в году t совпадают и при минимизации издержек корректно использовать индексы t t основных цен pij и qij. Условие (14) должно выполняться для любого года t.





t t Очевидно, что dij0, zij0 при ij 0 (при этом эластичность замещения равна единице), поэтому должны рассматриваться только значения параметров ij 0. Из рассмотрения целесообразно также исключать те элементы первого квадранта, для которых средняя по рассматриваемым годам доля импортной продукции мала, а также нулевые элементы. В межотраслевых балансах для 1995-2002 для элементов первого квадранта из 484 средняя за рассматриваемый период (в t расчете на один год) доля импортной продукции в суммарном потоке xij0 менее 3%.

На практике равенство (13), очевидно, не будет выполняется в точности для t t t t всех рассматриваемых лет, и xij0 = dij0 + zij0 + ij. В этих условиях значение параметра ij п.ф. CES может выбираться на основе некоторого критерия ( ), например t t минимаксный критерий 1( ) = min max ij или 2( ) = min ij. Их ( ) ( ), ij t ij t поведение предлагается изучать для разных ij, ij 0. Значение « - » (-;) соответствует нулевой эластичности замещения и полной комплементарности отечественных и импортных ресурсов; значение «1» соответствует бесконечной эластичности замещения, т.е. абсолютной взаимозаменяемости отечественных и импортных ресурсов. После нахождения значений параметров ij, могут быть t t рассчитаны величины dij0 и zij0 в базовых ценах и найдены соответствующие t t индексы цен pij и qij для всех лет. Это позволит:

• найти уточненные значения среднеотраслевых дефляторов Pjt с помощью t балансовых тождеств Pjt X = dit 0 + zit0 +Tjt 0 +Vjt0, j, и формул (14) для потоков ( ) j j j i t t затрат dij0 и zij0 в основных базовых ценах;

• получить симметричные таблицы использования отечественной и импортной продукции в базовых ценах, причем в первом квадранте - с применением индивидуального дефлятора для каждого его элемента;

• выделить случаи с различной эластичностью замещения и объяснять наблюдавшийся феномен импортозамещения.

В Заключении изложены качественные результаты и основные выводы диссертационного исследования. Кратко они формулируются следующим образом:

1. Наличие целого ряда дополнительных таблиц (использования отечественной и импортной продукции, торговых, транспортных наценок и налогов на продукты) в системах таблиц «Затраты - Выпуск», публикуемых Росстатом, позволяет в межотраслевом анализе ввести в рассмотрение целый ряд дополнительных факторов. Среди них: изменение доли налогов и наценок в составе величин в ценах покупателей; изменение соотношения использованной отечественной и импортной продукции для величин в основных ценах. Учет действия этих факторов может позволить решать стандартные задачи в рамках межотраслевого анализа более точно и корректно. В частности, он позволяет более точно описывать структуру отдельных межотраслевых потоков и коэффициентов прямых затрат. В некоторых случаях данные факторы оказывают решающее влияние на динамику межотраслевых потоков, например в угольной и газовой промышленности, где доля торгово-транспортных наценок и чистых налогов на продукты в промежуточном потреблении в 2002 г. превышала 60%. Доля затрат на импортную продукцию в межотраслевых потоках затрат особенно велика в легкой и химической промышленностях (порядка 40% в 2002 г.), причем эта доля быстро росла в течение рассматриваемого периода. Очевидно, что данные факторы могут оказывать большое влияние на значения коэффициентов прямых затрат, традиционно трактуемых как количественные описания межотраслевых технологических связей, особенно, если в расчетах используются межотраслевые балансы в ценах покупателей. Действие вышеописанных факторов не всегда принимается в расчет исследователями. Причиной этого часто является неполнота имеющейся информационной базы.

2. Весь период, охваченный официальными публикациями систем таблиц «Затраты - Выпуск» (1995-2003 г.г.) можно разделить на два периода, 1995-1997 и 1998-2003 г.г. В имеющихся публикациях данные для этих периодов методически не вполне сопоставимы. Основные проблемы связаны с несопоставимостью внутренней структуры таблиц ресурсов товаров и услуг, и с переходом в публикациях для 1998 и последующих лет от симметричных таблиц наценок, налогов, отечественной и импортной продукции к асимметричным. Данные таблицы не могут быть использованы вместо симметричных, так как, по нашему мнению, упрощающие предположения, отождествляющих процессы, происходящие в хозяйственных и в чистых отраслях, некорректны. Это подтверждают сильные различия в величине и динамике численностей занятых, добавленных стоимостей и других показателей, рассчитанных по одноименным чистым и хозяйственным отраслям. К примеру, в соответствии с нашими расчетами, для чистых и хозяйственных отраслей численности занятых различались более чем на 10% в сельском хозяйстве, и более чем на 20% в торговле.

3. Предлагаемые модельные методы позволили дополнить систему официально публикуемых таблиц «Затраты - Выпуск» для 1995-2003 г.г.

Схематически эти результаты характеризует Таблица 4:

Таблица 3. Результаты модельного дополнения официальной межотраслевой статистики.

Pages:     | 1 | 2 || 4 |










© 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.