Автореферат (1138209), страница 5
Текст из файла (страница 5)
Для п.ф. Кобба-Дугласаиспользуется ее известное свойство: если валовой выпуск отрасли (X) связан собъемом использованных материальных ресурсов (xk) функцией(5)⎛X = A ⎜⎜ ∏ xk α k⎝ xk ∈H1⎞⎟⎟ и α = ∑ α k ,xk ∈H⎠то при предположении, что отрасль минимизирует издержки при ограничении навыпуск, заданном как (5), доля затрат Vi на i-ый материальный ресурс в общихматериальных затратах на ресурсы, входящие во множество H1:(6)Vi t1 = Vi t 2 = Vi =Pxαi i= i = const∑ Pk xk αxk ∈H1не зависит от изменения уровня цен, неизменна во времени.
Здесь t1 и t2 – любыедва года. Наличие данных в двух системах цен (в основных ценах и ценах19покупателей), позволяет использовать эти соотношения более реалистично. Вработепеременныевпроизводственнойтехнологические зависимости,функции(5),отражающейизмеряются в основных ценах, в то время какиздержки, 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 можноиспользовать то, что длянахождения всех параметров функции достаточносимметричных таблиц «Затраты - Выпуск» для двух лет в текущих ценах,ивектора отраслевых индексов цен, связывающих цены первого года со вторым (припредположении,чтоценынапродукциюотраслиодинаковыдлявсехпотребителей). Аналогичный способ идентификации применим и для п.ф.
CES,лишенной недостатка п.ф. Кобба-Дугласа – априорно заданной эластичностизамещения, равной 1.Если выпуск отрасли связан с затратами материальных ресурсов п.ф. CES:m(7)⎛⎞βX = ⎜ ∑ uk xk β ⎟ , где: uk и β – положительные параметры; m – параметр,⎝ xk ∈H1⎠задающий тип отдачи от масштаба, постоянная эластичность замещения равнаσ=1, то аналог условия (6) для функции CES, имеет вид:1− βVi 0 ( Pi t )1−σ(8)Vi1 =∑xk ∈H1Vk0 ( Pkt )1−σ, i ∈ H1 . .Это равенство можно использовать для проверки гипотезы о том, что связьматериальных ресурсов из исследуемого множества H1 для данной отрасли с ееваловым выпуском описывается функцией CES, и, если гипотеза не отвергается,для идентификации данной функции.
Разработана процедура подбора значения σдля данного множества H1, состоящая в переборе для исследуемого множества H1возможных значений σ в некоторых заданных пределах и проверке для каждого изних точности выполнения (8). Данное соотношение фактически представляет собойнабор равенств, которые должны приблизительно выполняться для долейматериальных затрат на продукцию любой отрасли i, при условии, что она входит вH1. Путем перебора находится такое значение σ, при котором минимизируется20максимальное отклонение от равенства в системе выражений (8), называемое«минимаксным критерием». Этот критерий численно характеризует точностьвыполнения (8).Проведенные расчеты показали, что в качестве неоклассической п.ф.предпочтительнее выбрать именно п.ф.
CES. Способ ее идентификации посложности незначительно превосходит подобную процедуру для п.ф. КоббаДугласа. Однако п.ф. CES позволяет использовать любую, а не только единичнуюэластичность замещения. Если (6) позволяют использовать п.ф. Кобба-Дугласа,может быть использована и п.ф. CES со значением σ близким к 1, но в случаях,когда условия (8) позволяют использовать п.ф. CES, не всегда может бытьиспользована п.ф.
Кобба-Дугласа.В предположении, что поведение производителей на уровне отраслиопределяется стремлением к минимизации издержек при заданном валовом объемевыпуска, спрос на невзаимозамещаемые ресурсы из группы Hoj имеет вид:(9)xt ij = aij X t 0 j = x t ij ( X t 0 j ) ,xt ij ∈ H 0 j ,а спрос на взаимозаменяемые ресурсы из k-ой группы Hkj , задан формулами:(10)xt ij =⎛ Pt i⎜⎜⎝ uij1⎞ β j −1 t 1⎟⎟( X 1 j )mj⎠⎛⎛ Pt k⎜u⎜ t ∑ kj ⎜⎜ u⎜ x kj ∈H k j ⎝ kj⎝⎞⎟⎟⎠βjβ j −11⎞βj⎟⎟⎟⎠()= x t ij X t1 j , P , где P = ( P t1 , P t 2 ,..., P t n ) , x t ij ∈ H kj .ttВ (9) и (10) Xtkj - объем выпуска, который может быть обеспечен факторамигруппы Hkj.
Если отрасль избегает избыточного использования ресурсов любой изгрупп, то Xtj = Xt0j =…= Xtkj.На основе (9) и (10) строится система балансовых соотношений(11)(12)Pt i X t i =Pt j X t j =∑P t i x t ij ( X t j ) +∑P t i x t ij ( X t j ) +j , xt ij ∈H 0 ji , xt ij ∈H 0 j()∑P t i xt ij X t j , P + ∑ Y t ij , ∀ i = 1, 2,..., n,∑P t i x t ij X t j , P + ∑ Q t ij , ∀ j = 1, 2,..., n,j , xt ij ∈H1 ji , xt ij ∈H1 j(tt)ji(в упрощающем предположении, что каждая отрасль j имеет только одну группувзаимозамещаемых ресурсов).
Они образуют систему 2n уравнений с 2nнеизвестных, при экзогенно заданных величинах добавленной стоимости Q и21объемах конечного продукта Y. Неизвестными являются индексы цен Pti и валовыевыпуски отраслей Xti.Система уравнений (11) и (12) может быть использована для прогнозированияотраслевой 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. Наличиерешений также доказано эмпирически.
Алгоритм нахождения решения неизменнодемонстрировал высокую скорость сходимости. Для построения алгоритма поискарешения этой системы были также использованы результаты Беленького (1967,1968). Произведена практическая апробация на данных для США (1972-1990 гг.), идля Российской Федерации (1995-2002) – с использованием материалов,полученных в ходе диссертационного исследования. Для американских данныхзамещение зафиксировано в сферах связи и офисной и компьютерной техники, гденовая модель позволила частично объяснить сильные колебания коэффициентовпрямых затрат.В заключительном, третьем разделе третьей главы, рассматриваетсявозможность использования предложенной в предыдущем разделе расширенноймежотраслевой модели для изучения процессов замещения отечественной иимпортной продукции, используемой отраслью в производстве.Предполагалось, что для некоторых элементовxijt 0первого квадрантамежотраслевого баланса в базовых основных ценах (методика построения которогоописана во второй главе), равныхxijt 0 = dijt 0 + zijt 0 (где dijt 0 - затраты отечественной, а zijt 0 - импортной продукции),(13)связьdijt 0 и zijt 0 с валовым выпуском отрасли X tj 0 может быть представлена спомощью неоклассической двухфакторной п.ф.
CES, представленной в виде:Xt0j( p dtij=t0ij(u ( dd)t 0 βijij+ uz ( z)t 0 βijij)1β ij.В предположении о минимизации издержек,+ qijt zijt 0 ) → min , где p ijt и qijt - индексы цен покупателей (для рассматриваемогогода) на отечественную и импортную продукцию соответственно, полученыформулы для потоков затрат dijt 0 и zijt 0 :22⎧t⎪d t 0 = ⎛ d ij⎪ ij ⎜⎜ d t + z tij⎪⎝ ij(14) ⎨⎪⎛ z tij⎪ zijt 0 = ⎜⎜ d t + zt⎪⎩ij⎝ ij1⎞ βij dij00 X tj0⎟dij00 + zij00 ⎠⎟X 00jdij00⎞⎟d + z ⎟⎠00ijz00ij00ij1βij00ijz X, где индекс «00» соответствует величинамt0jX 00jдля базового года, в базовых основных ценах, а индекс «t» соответствуетвеличинам для рассматриваемого года t, измеряемых в текущих основных ценах. Вусловияхограниченнойстатистическойинформациипредполагалось,чтосоотношения импортных и отечественных цен покупателей и основных цен в году tсовпадают и при минимизации издержек корректно использовать индексыосновных цен pijt и qijt .
Условие (14) должно выполняться для любого года t.Очевидно, что dijt 0 , zijt 0 → ∞ при βij → 0 (при этом эластичность замещения равнаединице), поэтому должны рассматриваться только значения параметров βij ≠ 0 . Израссмотрения целесообразно также исключать те элементы первого квадранта, длякоторых средняя по рассматриваемым годам доля импортной продукции мала, атакже нулевые элементы. В межотраслевых балансах для 1995-2002 для 192элементов первого квадрантаиз 484 средняя за рассматриваемый период (врасчете на один год) доля импортной продукции в суммарном потоке xijt 0 менее 3%.На практике равенство (13), очевидно, не будет выполняется в точности длявсех рассматриваемых лет, и xijt 0 = dijt 0 + zijt 0 + ε ijt .
В этих условиях значение параметраβ ij п.ф. CES может выбираться на основе некоторого критерия Ω(ε ) , напримерминимаксныйкритерий()Ω1 (ε ) = min max ε ijt ,βijtилиΩ 2 (ε ) = min ∑ ( ε ijt ) .2βijИхtповедение предлагается изучать для разных β ij ∈ ( −∞;1) , β ij ≠ 0 . Значение « −∞ »соответствует нулевой эластичности замещения и полной комплементарностиотечественных и импортных ресурсов; значение «1» соответствует бесконечнойэластичности замещения, т.е.
абсолютной взаимозаменяемости отечественных иимпортных ресурсов. После нахождения значений параметров βij , могут бытьрассчитаны величины dijt 0 и zijt 0 в базовых ценах и найдены соответствующиеиндексы цен pijt и qijt для всех лет. Это позволит:• найти уточненные значения среднеотраслевых дефляторов Pjt с помощью23балансовых тождеств Pjt X tj = ∑ ( dijt 0 + zijt 0 ) + T jt 0 + V jt 0 ,∀j , и формул (14) для потоковiзатрат dijt 0 и zijt 0 в основных базовых ценах;• получитьсимметричныетаблицыиспользованияотечественнойиимпортной продукции в базовых ценах, причем в первом квадранте - сприменением индивидуального дефлятора для каждого его элемента;• выделить случаи с различной эластичностью замещения и объяснятьнаблюдавшийся феномен импортозамещения.В Заключении изложены качественные результаты и основные выводыдиссертационного исследования.
Кратко они формулируются следующим образом:1.Наличиецелогорядадополнительныхтаблиц(использованияотечественной и импортной продукции, торговых, транспортных наценок иналогов на продукты) в системах таблиц «Затраты - Выпуск», публикуемыхРосстатом, позволяет в межотраслевом анализе ввести в рассмотрение целый ряддополнительных факторов. Среди них: изменение доли налогов и наценок в составевеличинвценахпокупателей;изменениесоотношенияиспользованнойотечественной и импортной продукции для величин в основных ценах. Учетдействия этих факторов может позволить решать стандартные задачи в рамкахмежотраслевого анализа более точно и корректно. В частности, он позволяет болееточно описывать структуру отдельных межотраслевых потоков и коэффициентовпрямых затрат.
В некоторых случаях данные факторы оказывают решающеевлияние на динамику межотраслевых потоков, например в угольной и газовойпромышленности, где доля торгово-транспортных наценок и чистых налогов напродукты в промежуточном потреблении в 2002 г. превышала 60%. Доля затрат наимпортную продукцию в межотраслевых потоках затрат особенно велика в легкойи химической промышленностях (порядка 40% в 2002 г.), причем эта доля быстроросла в течение рассматриваемого периода. Очевидно, что данные факторы могутоказывать большое влияние на значения коэффициентов прямых затрат,традиционнотрактуемыхкакколичественныеописаниямежотраслевыхтехнологических связей, особенно, если в расчетах используются межотраслевыебалансы в ценах покупателей.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
