CC BY
87
Е.Ю. Садохина
МАКРОЭКОНОМИЧЕСКАЯ ОЦЕНКА ЭФФЕКТИВНОСТИ НАЦИОНАЛЬНОГО ПРОИЗВОДСТВА СТРАН СНГ В 1991-2001 гг.
Постановка вопроса. Производство, взятое в материальновещественной форме, представляет собой процесс трансформации вовлеченных в него ресурсов (факторов производства) в продукцию, а показатели эффективности производства характеризуют выход физического объема продукции в расчете на единицу факторов производства. Тем самым в основе любого подхода к оценке эффективности производства лежит соотнесение затрат факторов и результата.
При однофакторном подходе к описанию производства выделяется какой-либо один производственный фактор, и его взаимосвязь с конечным результатом У, является простейшей:
У, = Л,Я, , (1)
где Я - фактор производства,Л - параметр эффективности производства1.
Ч. Кобб и П. Дуглас [2] в 1928 г. при описании процесса производства использовали в качестве его факторов труд и капитал, по-
стулировав степенную форму их связи с конечным результатом:
у, = лкц , (2)
где У, имеет прежнее значение, К1 - капитал, - живой труд, Л
и ц - неизвестные параметры производственной функции, а символ , означает, что соответствующий показатель рассматривается как переменный во времени.
Предложенная форма связи исходных величин после деления правой и левой части на принимает вид:
1 Поскольку Л = У /Я, то очевидна и трактовка параметра Л как параметра эффективности производства.
Y/L = A(K /L ^ (2')
иначе говоря, постулируется, что производительность живого труда pt = Y / Lf является степенной функцией его капиталовооруженности f = Kf / L{ . В этом случае логарифмы названных величин связаны линейной зависимостью:
lnpt = ц,ln f + ln A. (2'')
Этот постулат не противоречит теоретическим представлениям о характере взаимосвязи рассматриваемых показателей.
Позднее в анализе экономического роста использовались иные модификации формы (2), в частности,
Y, = AKаL , (3)
t t t ’ V 7
где неизвестными были параметры A , а, р , а также производственные функции более сложного вида, например, CES (Constant Elasticity of Substitution) и др.
Три обстоятельства представляются существенными при анализе эффективности производства на базе производственных функций, в частности, производственной функции (2).
Первое обстоятельство состоит в том, что труд и капитал являются общими, базовыми, «сквозными» для всех стран и общественных формаций факторами производства, хотя состав производственных ресурсов и соответствующих факторов производства любой страны отнюдь не ограничивается только ими. С течением времени могут возникнуть и возникают новые источники экономического роста, нетрадиционные факторы производства. Теория экономического роста допускает наличие специфических и неидентифицированных видов производственных ресурсов и факторов роста в отдельных странах, равно как и возможность изменения экономических функций уже известных элементов развития, например, превращение науки в непосредственную производительную силу. Все эти особенности роста могут и должны дополнить анализ экономического развития любой страны. Однако «сквозной» сравнительный анализ той или иной группы стран возможен только в единой системе координат, которую образуют именно общие, базовые факторы производства.
Второе обстоятельство связано с корректным формированием динамики «средних» затрат базовых факторов производства2 и, соответственно, с корректной оценкой показателей эффективности производства.
2 Вместо указанного термина в экономической литературе нередко используются его синонимы «совокупный», «сводный», «суммарный», «обобщающий» фактор производства.
Занятые в производстве продукта данного года работники являются реальным фактором его создания. В создании продукта данного года участвует массив накопленного и примененного капитала в его материально-вещественной форме, иначе говоря, - действующие основные фонды. Однако в представленных ниже расчетах использовались данные о капитале данного года, поскольку информации об основных фондах в статистической отчетности стран СНГ, за исключением двух стран, не существует.
Таким образом, в расчетах динамика годового объема инвестиций в основной капитал заменяет динамику теоретически обоснованного показателя основных фондов. В какой мере такой подход оправдан?
В реальных условиях развития стран СНГ в 1991-2001 гг. названная замена имеет своим следствием занижение динамики основных фондов и, соответственно, завышение соответствующих оценок эффективности производства. В связи с этим последние следует считать оценками максимально возможного роста эффективности, ее оценками «сверху». Указанное смещение оценок эффективности производства в сторону «оптимистических» касается практически всех стран СНГ, а потому может лишь незначительно влиять на результаты сравнительного анализа ее динамики по совокупности стран.
Третье существенное обстоятельство относится к идеологии расчетов. Все многообразие оценок структурных параметров экономического роста стран, равно как и параметров эффективности производства, с нашей точки зрения, делится на полученные корректно и некорректно. Не умаляя проблем простоты или сложности спецификации производственных функций и числа подлежащих оценке неизвестных параметров функций, главным признаком корректно проведенных расчетов является наличие или отсутствие верификации полученных оценок посредством их соотнесения с исходными статистическими данными.
Принципиальная важность этого момента подтверждается мнением академика А.И. Анчишкина. При оценке неизвестных параметров факторных моделей производства в теории и практике расчетов существуют три главных метода: «первый - на основе обработки динамических рядов (time-series method), второй - обработки данных о структурных (например, отраслевых) элементах агрегатов (cross-section method), третий - на основе данных о распределении национального дохода (in-come-shares method). Наиболее распространен третий метод.
Два первых метода предполагают использование аппарата математической статистики, они в принципе должны базироваться на показателях, исчисляемых в неизменных ценах. Оба метода связаны с необходимостью преодоления значительных информационных и вы-
числительных трудностей, с их помощью довольно сложно получить устойчивые и надежные параметры производственной функции. Однако именно они соответствуют самой сути факторных моделей, поскольку устанавливают количественные зависимости между физическим объемом выпуска и физическим объемом факторов производства, учитывая при этом стохастический характер рассматриваемых связей» [1, с. 211].
Третий, так называемый, распределительный метод основан на использовании привнесенных извне априорных (теоретических или нормативных) соображений о том, что в условиях равновесия спроса и предложения и чистой конкуренции эластичность выпуска от фактора производства (применительно к форме (3) это параметры а и в) равны доле («вкладу») фактора в объем производства и его динамику. Иначе говоря, параметр а в этом случае считается равным доле прибыли, а параметр в - доле заработной платы в национальном доходе. Именно «распределительный» метод практически используется многими экономистами, «поскольку не составляет никакого труда исчислить доли прибыли и зарплаты в национальном доходе. Даже такие известные экономисты, как Э. Денисон, Д. Кендрик, Р. Солоу, Я. Тинберген, П. Столерю и др. использовали этот метод в своих практических расчетах. Несмотря на признание других методов (time-series и cross-section), эти последние почти не используются, а если бы они использовались, то возникла бы необходимость объяснять расхождения в полученных результатах» [1, c. 211].
Таким образом, оценки неизвестных параметров могут быть получены любым удовлетворяющим данного исследователя способом: на базе теории, которую он считает убедительной; нормативных или экспертных представлений; на основе собственной интуиции. Однако общественный интерес они, на наш взгляд, приобретают только в том случае, если наилучшим образом восстанавливают отчетный динамический ряд результирующего признака. В этом - суть принципа верификации.
Применительно к функции (2) указанное требование можно записать в следующем виде:
minCr = 2 (Y - Y,)2, (4)
А,ц t 1
где «*» при показателе означает его принадлежность к отчетным данным, ее отсутствие свидетельствует о расчетном его характере.
В представленных ниже расчетах использовался time-series method и получены оценки неизвестных параметров формы (2), отвечающие функционалу (4), для стран СНГ.
Оценки базовых параметров экономического роста и эффективности производства стран СНГ в 1991-2001 гг. Для исследования в качестве исходных данных были использованы погодовые индексы роста валового внутреннего продукта (ВВП), объемов инвестиций в основной капитал и численности занятых в экономике стран СНГ, а для характеристики связи указанных величин - функция (2)3.
Основной массив исходных данных для периода 1991-2001 гг. заимствован нами из [5]. По тем странам, где этот массив оказался неполным, дополнительные сведения черпались из других статистических сборников Статкомитета СНГ и Г оскомстата России4.
Сохранение параметра Л в этой форме нередко вызывает возражения, так как при использовании в качестве исходных данных погодовых индексов роста «этот параметр должен сократиться». Такая критика неправомерна, поскольку и для абсолютных величин, и для индексов роста спецификация формы связи постулируется, т.е. вводится аксиоматически, а не выводится одна из другой. Первая гипотеза - о связи абсолютных величин в форме (2) - является не более обоснованной, чем вторая. Она не выступает «первичной» по отношению ко второй.
Есть и аналитическое свидетельство неправомерности указанной выше критики. Возьмем «усеченную» (без параметра Л) форму (3). Очевидно, справедливы следующие преобразования:
3 В расчетах из-за отсутствия части отчетных данных не рассмотрены Таджикистан и Туркменистан. По Таджикистану отсутствуют индексы динамики капитала после 1994 г., а по Туркменистану — индексы физического объема ВВП и капитала после 1993 г.
4 При формировании индексов капитала за 1992-1994 гг. возникли немалые сложности по Армении. В эти годы Армения, как и большинство стран СНГ, испытывала, по-видимому, наибольшие экономические трудности. По отношению к 1991 г. объем ВВП в 1994 г. сократился в 1,8 раза, численность занятых — на 11%, а объем инвестиций в основной капитал, по разным источникам, — в 25 раз [6, с. 78] и — в 22 раза [8, с. 269]. Ясно, что такие индексы роста показателей в обоих случаях говорят о росте эффективности национального производства за 1992-1994 гг. в разы (по меньшей мере в 2-3 раза), что, разумеется, далеко от реальности. Поэтому неудивительно, что при подготовке «юбилейного» статистического сборника «10 лет Содружества Независимых Государств», изданного Статкомитетом СНГ в 2002 г. [5], статистическая служба Армении дезавуировала заниженные оценки индексов капитала за 1992-1994 гг., однако ничем их не заменила. В результате для сохранения анализа единого для всех стран СНГ периода 1991-2001 гг. нами взяты дезавуированные в 2002 г. заниженные оценки индексов капитала за 1992-1994 г. по Армении.
Аналогичная ситуация с информацией и по Молдове, в которой статистическая служба страны объявила условными (расчетными, а не отчетными) данные по ВВП за 19911993 гг. Этот расчет плохо согласуется с реальностью не только за указанные годы, но и за 1994 г. Заметим, например, что в 1993 г., по имеющимся данным, объем инвестиций в основной капитал сократился по отношению к 1992 г. без малого вдвое (в 1,8раза), тогда как ВВП не изменился (!). При этом численность занятых в экономике упала в этот год на 18%, в другие годы она снижалась не более чем на 1% ежегодно.
что при At = const = A соответствует форме (2), где присутствует «сокращенный» ранее параметр A .
Оценка меры соответствия производственной функции (2) исходным данным - важный этап аналитической подготовки к расчетам базовых параметров динамики производства и его эффективности в странах СНГ. Если полученные на базе динамических рядов исходных показателей величины логарифмов индексов роста производительности и капиталовооруженности труда удовлетворяют условию (2''), то сами динамические ряды исходных показателей Y* *, K* *, L, будут хорошо аппроксимироваться функцией (2); в противном случае надо ожидать, что аппроксимация будет неудовлетворительной.
Анализ полей рассеяния логарифмов индексов роста производительности и капиталовооруженности труда стран СНГ за 19912001 гг. показал, что:
• по России, СНГ в целом, Узбекистану и Беларуси, можно ожидать хороших показателей аппроксимации и надежных (устойчивых) оценок искомых параметров;
• по Армении, Украине и Казахстану эти показатели будут, по-видимому, удовлетворительными;
• по Молдове, Азербайджану, Грузии и Кыргызстану надежность исходных статистических данных вызывает серьезные сомнения.
Предварительный анализ исходных данных позволяет сделать определенные выводы о характере показателей эффективности производства стран СНГ за 1991-2001 гг. (табл. 1), который показывает, что
• из европейских стран СНГ сравнительно более высокую эффективность производства можно ожидать в Беларуси, где падение темпов прироста ВВП заметно меньше, чем падение динамики любого из ресурсов;
• показатели эффективности производства в России по той же причине выше, чем в Украине и Молдове;
• для закавказских стран СНГ - Азербайджана и Грузии - характерны относительно низкие показатели эффективности производства: в Азербайджане ресурсы в среднем растут, тогда как ВВП падает; в Грузии ресурсы если и падают, то сокращение ВВП происходит еще быстрее;
• среди азиатских стран СНГ наиболее благоприятное положение по показателям эффективности производства в Казахстане, наименее благополучное - в Кыргызстане, где падение ВВП заметно опережает динамику ресурсов.
Средние темпы роста и прироста ВВП, капитала и занятых в экономике стран СНГ за 1991-2001 гг.
№ Страна Средние темпы роста (в долях единицы) Средние темпы прироста (в процентах)
У* К* Ь* У* к* 1*
(1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8)
1 Беларусь 0,996 0,951 0,987 -0,4 -4,9 -1,3
2 Молдова 0,922 0,839 0,972 -7,8 -16,1 -2,8
3 Россия 0,970 0,904 0,987 -3,0 -9,6 -1,3
4 Россия*-1 0,976 0,915 0,990 -2,4 -8,5 -1,0
5 Украина 0,938 0,910 0,983 -6,2 -9,0 -1,7
6 Азербайджан 0,971 1,148 1,000 -2,9 +14,8 0,0
7 Армения 0,987 1,003 0,978 -1,3 +0,3 -2,2
8 Грузия 0,937 1,015 0,967 -6,3 +1,5 -3,3
9 Казахстан 0,982 0,976 0,981 -1,8 -2,4 -1,9
10 Кыргызстан 0,973 0,994 1,002 -2,7 -0,6 +0,2
11 Узбекистан 1,004 0,996 1,012 +0,4 -0,4 +1,2
12 СНГ, всего 0,967 0,916 0,987 -3,3 -8,4 -1,3
* По данным за 1991- 2002 гг. (в предположении, что У, (2002)=1,040, К, (2002)= 1,027,
Ь, (2002)=1,030).
Примечание: Здесь и далее, если иное не оговорено особо, используются средние арифметические величины, поскольку более привычное использование средних геометрических индексов сводит оценку довольно сложной реальной динамики показателей к построению индексов роста за пер-иод по двум крайним точкам, а такая оценка для немонотонной динамики слишком груба.
Более определенный аналитический материал дают расчетные оценки базовых параметров экономической динамики производства стран СНГ за 1991-2001 гг., представленные в табл. 2.
Анализ данных табл. 2 позволяет сделать вывод о том, что по всем странам СНГ значения индексов динамики эффективности производства (столбец 3), и коэффициентов эластичности (столбец 4) довольно «разумно» распределены вокруг среднего.
Не менее существенно, что и статистические показатели качества аппроксимации по большинству стран вполне удовлетворительны, хотя из общего ряда стран, как и предполагалось, «выпадают» Молдова, Азербайджан, Грузия и в известной мере Кыргызстан (см. рисунок, столбцы 5 и 6 табл. 1). Коэффициент детерминации низок для Молдовы и Азербайджана, Кыргызстана (столбец 7 табл. 2).
Рассмотрим приведенные в табл. 2 результаты подробнее.
Выше, чем в целом по СНГ, индексы роста эффективности производства в Беларуси, России и Армении (столбец 3). Беларусь, по-
видимому, закономерно вышла в лидеры по росту эффективности производства. В противном случае было бы непонятно, как страна, отнюдь не располагающая достаточными ресурсами, оказалась в числе двух стран СНГ, которые в 2001 г. превзошли собственный уровень производства ВВП 1992 г. Результат по России - приятная неожиданность, но существующая, однако, лишь как «оптимистическая оценка сверху».
Таблица 2
Оценки базовых параметров экономической динамики производства стран СНГ и показатели качества аппроксимации*-1 ВВП на базе функции (2) за 1991-2001 гг.
№ Страна Индекс роста эффективности производства А Коэффициент эластичности ц Сумма квадратов отклонений Сг Коэффициент вариации к % к-уат? /0 Коэффициент де термина-ции О2
(1) (2) (3) (4) (5) (6) (7)
1 Беларусь 1,024 0,312 0,016 4,23 0,734
2 Молдова 0,999 0,325 0,165 14,70 -0,171
3 Россия 1,018 0,363 0,005 2,48 0,897
4 Россия**-1 1,017 0,361 0,005 2,35 0,904
5 Украина 0,990 0,411 0,030 6,19 0,606
6 Азербайджан 0,963 0,113 0,153 13,44 0,099
7 Армения 1,024 0,249 0,026 5,44 0,873
8 Грузия 0,973 0,087 0,135 13,08 0,542
9 Казахстан 1,007 0,102 0,030 5,89 0,526
10 Кыргызстан 0,978 0,120 0,071 9,12 0,267
11 Узбекистан 0,998 0,280 0,006 2,53 0,751
12 СНГ 1,011 0,374 0,008 3,02 0,856
* Приведенные значения величин Сг, к,аг и В1 вычислены по формулам:
Сг=±(у, -I, )2 к„=ь/(Ш2/п - к)] /У., г* = (¿7*)/n,
,=1 ' , ,=1
в2 = 1-(¿и,2)/¿7, - 7)(п -1)/(п - к),
где к — число неизвестных параметров функции У.
** См. сноску к табл. 1.
Несколько ниже, чем в целом по СНГ, индекс роста эффективности производства в Казахстане. Существенно, однако, что он больше единицы, то есть в целом для 1991-2001 гг. для этой страны был характерен рост, а не снижение эффективности производства. Практически стабильной была в эти же годы эффективность производства в Молдове и Узбекистане. В отношении Молдовы этот вывод нужда-
ется в уточнении. Узбекистан - единственная страна, которая в 2001 г. превзошла уровень производства ВВП 1991 г.
Р оссия
Грузия
Рисунок. Качество аппроксимации отчетного динамического ряда индексов ВВП (—) расчетным рядом (—) за 1991-2001 гг.
Список замыкают Украина, Кыргызстан, Грузия и Азербайджан (столбец 3). Такая очередность соответствует, на наш взгляд, качественным представлениям о характере экономического развития этих стран в 1991-2001 гг.
При анализе коэффициентов эластичности обращает на себя внимание тот факт, что во всех странах они, как и следовало ожидать, заключены в диапазоне от 0 до 1 (даже до 0,5). Распределение стран по мере убывания их величины требует определенных комментариев (столбец 4 табл. 2).
В приведенном списке стран связь инвестиций с динамикой ВВП наиболее тесной оказалась в Украине, поскольку в недавнем прошлом эта страна, как известно, была одной из наиболее развитых в экономическом отношении республик Советского Союза. По этой же причине закономерно и место России практически на уровне среднего по СНГ. Однако положение Молдовы сразу после России, как и положение Казахстана в конце списка требует дальнейшего анализа.
Для Казахстана, вероятно, падение производства ВВП, в основном, вызвано уменьшением численности занятых в экономике. Это правдоподобно, поскольку значительный приток переселенцев в 60-х годах прошлого столетия привел к преобладанию здесь лиц неко-
ренной национальности. Обретение страной суверенитета вызвало обратный процесс: большинство переселенцев после 1991 г. было вынуждено покинуть Казахстан. Массовая эмиграция населения не могла не сказаться на падении производства ВВП в стране.
Расположение остальных стран по мере убывания величины коэффициента эластичности - Беларусь, Узбекистан, Армения, Кыргызстан, Азербайджан, Грузия - представляется естественным и не требующим комментариев (столбец 4 табл. 2).
Итак, по формальным признакам наименее надежные (однако не лишенные экономического смысла) показатели получены по Молдове, Азербайджану, Грузии и Кыргызстану. Объясняется это, скорее всего, ненадежностью их статистической отчетности за 1992-1994 гг. Впрочем, неудовлетворительная спецификация формы связи (2) или наличие неучтенного в расчетах специфического фактора также могут быть причиной полученного результата. Дальнейшие исследования позволят сделать более определенный вывод по этому поводу.
Анализ показателей эффективности производства и ее роли в динамике ВВП стран СНГ в 1991-2001 гг. Об эффективности производства и ее роли в динамике ВВП можно судить по ряду показателей. Один из них - индекс роста эффективности производства, который самым непосредственным образом характеризует проблемы за 1991-2001 гг. Попытаемся оценить его эволюцию.
Для этого следует или динамизировать указанный параметр и от формы (2) перейти, например, к форме (5), где он представлен экспонентой:
У, = Авх,Кц Ь1^ (5)
¡гг у 7
или воспользоваться формой (2) применительно к последовательно меняющейся базе исходных данных. В табл. 3 реализован второй подход к решению проблемы.
Из представленных в табл. 3 данных можно сделать несколько заключений.
Во-первых, в 1991-1995 гг. для всех стран СНГ характерно не только падение производства ВВП, но и снижение его эффективности, особенно сильное в Азербайджане, на Украине, в Грузии, Кыргызстане и Казахстане (столбец 3).
Во-вторых, начиная с 1991-1995 гг., во всех странах СНГ наблюдался монотонный, хотя и неравномерный, рост индексов эффективности производства5.
5 Монотонный рост индексов эффективности производства важен и с формальной точки зрения, поскольку свидетельствует о надежности полученных на базе формы (2) оценок неизвестных параметров в большом диапазоне. Очень часто в расчетах приходится иметь дело с неконтролируемым разбросом аналогичных оценок параметров.
Оценки индексов роста эффективности производства стран СНГ для последовательно меняющейся базы исходных данных на периоде 1991-2001 гг.
№ Страна 1991- -1995 гг. 1991- -1996 гг. 1991- -1997 гг. 1991- -1998 гг. 1991- -1999 гг. 1991- -2000 гг. 1991- -2001 гг.
(1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9)
1 Беларусь 0,970 0,992 1,014 1,011 1,016 1,020 1,024
2 Молдова 0,955 0,962 0,989 0,964 0,981 0,990 0,999
3 Россия*-1 0,986 0,992 1,009 1,007 1,016 1,019 1,018
4 Украина 0,882 0,890 0,930 0,948 0,964 0,980 0,990
5 Азербайджан 0,851 0,873 0,894 0,916 0,934 0,952 0,963
6 Армения 0,986 0,999 1,010 1,016 1,021 1,020 1,024
7 Грузия 0,890 0,904 0,917 0,918 0,945 0,959 0,973
8 Казахстан 0,914 0,915 0,960 0,980 0,986 0,996 1,007
9 Кыргызстан 0,897 0,925 0,948 0,960 0,963 0,969 0,978
10 Узбекистан 0,974 0,979 0,984 0,986 0,991 0,995 0,998
11 СНГ 0,962 0,972 0,994 0,993 1,004 1,009 1,011
* Оценка за 1991-2002 гг. — 1,017, см. сноску к табл. 1.
Незначительное нарушение монотонности роста индексов эффективности произошло лишь в связи с финансовым кризисом в августе 1998 г. Особенно заметно оно было в Беларуси, Молдове, России и в меньшей мере - в Грузии, Узбекистане и в целом по СНГ.
В-третьих, неравномерный рост эффективности производства в отдельных странах имел своим следствием тот факт, что лишь четыре страны из десяти в 1991-2001 гг. перешли от режима падающей к режиму растущей эффективности производства - Беларусь, Армения, Россия, Казахстан. Проявилось это и для СНГ в целом.
Как уже отмечалось, исходные отчетные данные отчасти завышают оценки индексов роста эффективности производства по Армении. Однако ускоренный в Беларуси и сравнительно более медленный, нежели в большинстве других стран СНГ, рост этих показателей в Узбекистане очевиден. Относительно быстрее других стран эффективность производства росла в Казахстане и Украине, относительно медленнее - в Кыргызстане, Грузии и Молдове (табл. 3, столбцы 3 и 9).
Анализ погодовых отклонений фактических значений индексов роста эффективности производства от их среднего уровня за период по странам СНГ позволяют провести данные табл. 4, из которых видно, что 1991-1995 гг. были наиболее трудными для всех стран СНГ, так как в эти годы наблюдается отрицательный «вклад» в формирование среднего уровня эффективности производства за 1991-2001 гг.
Исключение составляют Азербайджан, Кыргызстан и Армения. То же самое можно сказать и в отношении 1998 г.
Для России наименее эффективным было развитие в 1993, 1994 и 1998 гг.; ниже, чем в среднем за 1991-2001 гг., был рост эффективности производства в 2001-2002 гг.
Еще один широко известный подход к анализу экономического роста с позиций эффективности производства основан на сравнении динамики ВВП и суммарных затрат факторов производства.
Исходя из положения о двух типах расширенного воспроизводст-ва6, до 1991 г. экономисты выделяли в динамике ВВП две составляющие его роста за счет увеличения суммарных затрат факторов производства и за счет повышения эффективности использования последних. Первая из этих составляющих, соотнесенная с общим ростом ВВП, отождествлялась с экстенсивной, а вторая - с интенсивной формой экономического роста.
После 1991 г. хозяйственная практика столкнулась с иными формами экономического развития: как роста, так и падения производства. Оказалось, что суммарные затраты факторов производства могут расти быстрее ВВП, в связи с чем такой тип роста может быть, на наш
7
взгляд, назван «контринтенсивным» .
Если производство ВВП падает в меру сокращения суммарных затрат факторов производства, такое падение можно считать экстенсивным, а падение ВВП за счет опережающего снижения эффективности использования совокупного ресурса, сохраняя прежнюю логику в терминологии, можно назвать интенсивным. В случае сокращения затрат факторов производства, которое опережает падение производства и замедляет его падение, можно говорить о «контринтенсивным» падении. Наконец, если суммарные затраты факторов производства растут, а производство ВВП падает, можно говорить об «ультраэкстенсивном» падении.
Производственная функция (2) пригодна для описания всех перечисленных форм динамики производства, поскольку в неявном виде содержит в себе оба базовых элемента, образующих указанные выше сочетания:
У, = АКц Ь1^ = АЯ, (6)
г г г г к '
где Я, - совокупный ресурс; А - средняя совокупная эффективность его использования.
6 К. Маркс говорил о двух типах расширенного воспроизводства: «расширенном экстенсивно, если расширяется только поле производства; расширенном интенсивно, если применяются более эффективные средства производства» [3, с. 193].
7 Теоретически возможен тип экономического роста, когда рост эффективности производства перекрывает сокращение затрат, его можно, по-видимому, назвать «ультраин-тенсивным» ростом.
В равенстве (6) Я, в полной мере отвечает указанному толкованию, поскольку при А=сот, рост ресурса на 1% приводит к росту ВВП также на 1%, иначе говоря, ВВП растет исключительно в меру роста совокупного ресурса.
Трактовка параметра А как параметра (индекса) эффективности производства была показана при анализе функции (1), к которой свелась функция (2) после идентификации совокупного ресурса в форме Я,.
После несложных преобразований равенство (6) позволяет оценить структуру экономической динамики по формам роста (падения) производства:
1п У /1п У = 1п А /1п У + 1п Я /1п У и X / у + г / у = dX + dr, (6')
где у, X, г - средние темпы прироста ВВП, эффективности производства и совокупного ресурса, соответственно; dX и dг - доля интенсивной и экстенсивной составляющей экономического роста*.
Аналитические данные, характеризующие динамику ВВП стран СНГ за 1991-2001 гг. на базе зависимости (6') по ее типам представлены в табл. 5.
Как следует из приведенных данных, масштабы накопленного падения производства в 1991-2001 гг. компенсировала (с 2001 г.) пока лишь одна из стран СНГ - Узбекистан. Режим его роста характеризуется тем, что суммарные затраты факторов производства растут в условиях незначительного снижения эффективности их использования. Такой рост немного «не дотягивает» до экстенсивного и является пока слабовыраженным контринтенсивным ростом.
В полосе контринтенсивного падения производства (падения с замедлением) в рассматриваемом периоде находятся четыре страны: Беларусь, Армения, Россия, Казахстан, а также СНГ в целом (табл. 5, столбец 9).
Падение производства, усиленное снижением его эффективности (интенсивное падение) наблюдается в Молдове, Украине, Грузии и Кыргызстане.
Для Азербайджана характерна довольно парадоксальная ситуация: суммарные затраты факторов производства растут, тогда как производство ВВП из-за значительного снижения эффективности использования затрат довольно резко падает. Такой режим падения производства является ультраэкстенсивным (табл. 5, столбцы 6-8).
В табл. 5, как мы видели, сведено итоговое распределение стран СНГ за 1991-2001 гг. по формам динамики производства; в табл. 6 показана эволюция этого процесса.
8 Приближенное равенство в (6') основано на том, что для малых значений х величина 1п(1 + х) ~ х.
Структура динамики ВВП стран СНГ по формам динамики производства за 1991-2001 гг.
№ Страна Средние темпы роста(падения) производства Средние темпы прироста (падения) производства, % Доля составляющих роста (падения) производства
ин- тенс. экс- тенс.
У А Я У X Г йг
(1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) (10)
1 Беларусь 0,996 1,0235 0,9725 -0,4 2,35 -2,75 -4,92 5,92
2 Молдова 0,922 0,999 0,923 -7,8 -0,1 -7,7 0,01 0,99
3 Россия 0,970 1,017 0,953 -3,0 1,7 -4,7 -0,57 1,57
4 Россия*-1 0,976 1,016 0,960 -2,4 1,6 -4,0 -0,67 1,67
5 Украина 0,938 0,990 0,948 -6,2 -1,0 -5,2 0,16 0,84
6 Азербайджан 0,971 0,963 1,008 -2,9 -3,7 0,8 1,26 -0,26
7 Армения 0,987 1,023 0,964 -1,3 2,3 -3,6 -1,69 2,69
8 Грузия 0,937 0,973 0,964 -6,3 -2,7 -3,6 0,41 0,59
9 Казахстан 0,982 1,007 0,975 -1,8 0,7 -2,5 -0,37 1,37
10 Кыргызстан 0,973 0,978 0,995 -2,7 -2,2 -0,5 0,81 0,19
11 Узбекистан 1,004 0,998 1,006 0,4 -0,2 0,6 -0,50 1,50
12 СНГ 0,967 1,0105 0,9565 -3,3 1,05 -4,35 -0,31 1,31
* См. сноску к табл. 1.
Поскольку форма (6') является гиперболой и имеет разрыв непрерывности в момент, когда знаменатель дроби 1п У* становится равным нулю, при У» = 1. В окрестности точки У» = 1 все оценки претерпевают
искажение - тем большее, чем ближе индекс роста производства к единице. Все страны СНГ в 1991-2001 гг. (табл. 5, столбец 3) уже находятся или близки именно к этому рубежу, поэтому пользоваться представленными в табл. 6 показателями надо с осторожностью.9.
Вдали от точки разрыва непрерывности приведенные в табл. 6 показатели содержат вполне достоверную информацию.
Вполне информативным является момент изменения режима воспроизводства (знака показателя). В Беларуси, России и Армении - до 1997 г., в целом по СНГ - до 1999 г., в Казахстане - до 2001 г. существовал режим интенсивного падения производства, в указанные годы сменившийся на режим контринтенсивного (с замедлением) падения производства (табл. 6, столбцы 5, 7, и 9 соответственно). Молдова и
9 По этой же причине показатели d■X и dг не всегда являются правильными дробями.
Украина достаточно близко подошли к аналогичному рубежу, тогда как Грузия и Кыргызстан еще далеки от него (табл. 6, столбец 9). Узбекистан перешел к режиму контринтенсивного роста иным, нежели другие страны СНГ, путем - через ослабление ультраэкстенсивного падения. Таким же путем следует и Азербайджан (табл. 6).
Таблица 6
Доля интенсивной составляющей в динамике производства ^х) стран СНГ для последовательно меняющейся базы исходных данных на периодах 1991-2001 гг.
№ Страна 1991- -1995 гг. 1991- -1996 гг. 1991- -1997 гг. 1991- -1998 гг. 1991- -1999 гг. 1991- -2000 гг. 1991- -2001 гг.
(1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9)
1 Беларусь 0,36 0,12 -0,36 -0,48 -0,94 -2,12 -4,22
2 Молдова 0,26 0,25 0,09 0,30 0,17 0,11 0,01
3 Россия*) 0,16 0,09 -0,13 -0,11 -0,30 -0,48 -0,57
4 Украина 0,86 0,84 0,59 0,48 0,38 0,25 0,16
5 Азербайджан 0,95 1,00 1,05 1,12 1,12 1,15 1,26
6 Армения 0,14 0,02 -0,16 -0,36 -0,60 -0,79 -1,69
7 Грузия 0,50 0,60 0,68 0,80 0,63 0,53 0,41
8 Казахстан 0,93 1,12 0,62 0,34 0,28 0,11 -0,37
9 Кыргызстан 0,81 0,80 0,79 0,73 0,82 0,88 0,81
10 Узбекистан 0,66 0,70 0,84 1,27 1,78 11,85 -0,50
11 СНГ 0,37 0,30 0,08 0,10 -0,07 -0,20 -0,31
* Оценка за 1991-2002 гг. — минус 0,67, см. сноску к табл. 1.
Представленное исследование дало возможность получения новой полезной информации в области оценки совокупной эффективности использования ресурсов и качества экономического роста (падения) производства. Проведенный анализ показал, что экономическое развитие стран СНГ за 1991-2001 гг. с точки зрения его эффективности было неодинаковым.
Как следует из расчетов, в Беларуси, Армении, России, Казахстане и СНГ в целом уровень 1990 г. еще не восстановлен, однако, сокращение оставшегося разрыва происходит в них на базе роста совокупной эффективности использования ресурсов: в Беларуси, Армении и России - с 1997 г., в Казахстане - с 2001 г., в СНГ - с 1999 г.10
К странам СНГ, в которых совокупная эффективность использования ресурсов в рассматриваемый период снижалась незначитель-
10 Напомним, что в результате использования в форме (2) динамики инвестиций в основной капитал вместо более высокой динамики действующих основных фондов модель дает «оптимистические» оценки эффективности производства (оценки «сверху»).
но, относится Узбекистан. Он практически находится в зоне экстенсивного экономического роста. Вплотную к зоне экстенсивного падения подошла Молдова - страна, в которой производство в 19912001 гг. падало наибольшими из всех стран СНГ темпами.
В группе стран, развитие которых базировалось на снижающейся совокупной эффективности использования ресурсов, лидирующее положение занимает Украина, затем с отрывом следуют Кыргызстан, Грузия и Азербайджан.
С формальной точки зрения важно, что производственная функция Кобба-Дугласа дает возможность получить надежные и имеющие экономический смысл оценки неизвестных параметров.
Литература и информационные источники
1. Анчишкин А.И. Прогнозирование роста социалистической экономики. М.: Экономика, 1973.
2. Cobb C.W., Douglas P.H. A Theory ofProduction //American Economic Review. 1928. №1.
3. Маркс К., Энгельс Ф. Соч. 2-е изд. Т. 24.
4. Содружество независимых государств в 2001 году. Стат. ежегод. М.: Статко-митет СНГ, 2002.
5. 10 лет Содружества независимых государств (1991-2000). Стат. сб. М.: Стат-комитет СНГ, 2001.
6. Мир в цифрах. Стат. сб. М.: Статкомитет СНГ, 1996.
7. Российский статистический ежегодник, 2001. Стат. сб. М.: Госкомстат России, 2002.
8. Россия и страны мира. Официальное издание. М.: Госкомстат России, 2000.
Погодовые отклонения фактических значений индексов роста эффективности производства от среднего уровня по странам СНГ за 1991-2001 гг., %
№ Страна Отклонения фактических значений от среднего уровня по годам
1991 г. 1992 г. 1993 г. 1994 г. 1995 г. 1996 г. 1997 г. 1998 г. 1999 г. 2000 г. 2001 г.
(1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) (10) (11) (12) (13)
1 Беларусь -3,0 0,1 -4,2 -8,9 2,7 2,7 2,7 -2,0 3,2 2,7 3,7
2 Молдова -14,8 -21,1 36,4 -12,6 4,8 -2,7 5,0 -9,2 11,2 6,8 3,3
3 Россия** 0,4 2,7 -4,9 -3,1 -0,1 2,5 2,3 -1,2 1,7 0,9 -0,5
4 Украина -3,6 11,4 -8,2 -11,2 -0,2 2,0 3,5 -2,6 2,1 2,9 4,1
5 Азербайджан 5,2 -14,6 -15,4 -20,8 -5,9 -5,0 5,7 11,4 11,8 15,0 11,8
6 Армения -5,4 -1,3 -9,2 -6,2 6,1 2,5 4,4 2,7 3,7 -1,3 3,5
7 Грузия -1,3 -27,1 -18,0 -5,8 2,8 -2,0 0,7 -1,5 22,8 12,3 13,5
8 Казахстан -10,8 2,0 2,3 -7,1 -3,0 5,6 0,5 -1,3 -0,6 3,2 8,7
9 Кыргызстан -4,5 -12,5 -3,6 -10,6 -9,8 6,7 10,7 9,2 0,4 3,9 9,6
10 Узбекистан -4,4 -0,9 -0,6 0,7 -2,4 -0,9 -0,1 -0,4 3,3 3,1 2,8
11 СНГ -0,4 3,9 -5,6 -4,6 -0,1 3,1 1,9 -1,7 1,9 0,7 1,0
* По данным за 1991-2002 гг.; оценка за 2002 г. — минус 0,6%, см. сноску к табл. 1.
