CC BY
162
МАКРОЭКОНОМИЧЕСКИЕ ПРОБЛЕМЫ
Н.В. Суворов
МЕТОДЫ И РЕЗУЛЬТАТЫ МАКРОЭКОНОМИЧЕСКОГО АНАЛИЗА ЭФФЕКТИВНОСТИ ПРОИЗВОДСТВА В РЕАЛЬНОМ СЕКТОРЕ ОТЕЧЕСТВЕННОЙ ЭКОНОМИКИ
В статье рассмотрены методические и инструментальные вопросы построения обобщающего показателя эффективности использования производственных ресурсов. Обосновано использование для этой цели аппарата производственных функций (ПФ). Представлены результаты идентификации макроэкономической ПФ для реального сектора отечественной экономики. Проведен анализ динамики эффективности производства в период реформирования экономики. Исследована связь темпов изменения эффективности производства с масштабами инновационной деятельности.
Объективный научный анализ наиболее общих закономерностей и пропорций воспроизводственного процесса неразрывно связан с выработкой оценочных суждений относительно того, в какой мере реализовавшаяся траектория развития национальной экономики может рассматриваться как наилучшая с точки зрения соотношения выдвинутых целей экономического развития и средств, направленных на их осуществление, а также фактически достигнутых результатов.
Не подлежит сомнению, что функционирование отдельных предприятий и даже целых секторов экономики каждой страны определяется не только экономическими, но и внеэкономическими критериями. Вместе с тем представляется не менее очевидным, что оценка функционирования экономики как целого под углом зрения экономических критериев, или оценка эффективности производства в макроэкономических терминах - необходимый элемент (или этап) вышеуказанного анализа. Сопоставление реализовавшегося варианта народнохозяйственного развития с потенциально возможными, сравнение этих вариантов по их экономической эффективности - в явном или неявном виде - производятся практически всегда, когда обсуждаются проблемы и перспективы развития национальной экономики.
В экономической литературе встречается различное толкование категории эффективности. Однако при всех возможных трактовках этого понятия его неотъемлемой чертой должна являться количественная определенность, т. е. возможность выражения уровня эффективности производства в каждый данный момент времени в некотором количественном показателе.
С точки зрения операциональности (осуществимости количественных измерений) характеристика понятия эффективности, по нашему мнению, с необходимой полнотой раскрывается через соотношение и динамику затрат и результатов процесса производства.
Целесообразно сделать следующее замечание. Очевидно, что объем произведенной в народном хозяйстве в течение года продукции определяется наличным запасом производственных фондов (капитала). То же справедливо относительно роли фактора труда в процессе производства. Следовательно, единственно правомерным в
1 Статья подготовлена при финансовой поддержке Российского фонда фундаментальных исследований (проект № 07-06-00194).
данном случае является сопоставление производимой продукции со всем объемом применяемых ресурсов, а не с величиной потребляемых средств производства.
Вместе с тем функционирующий в данное время в народном хозяйстве производственный аппарат представляет собой накопленную сумму капитальных затрат, совершенных в предшествующие моменты времени. В принципе, и объем применяемых трудовых ресурсов может быть выражен аналогичным образом, например, в виде суммы накопленных затрат на образование. Поэтому в дальнейшем контексте затраты при измерении эффективности, понимаются расширительно, т. е. в это понятие включаются либо потребляемые, либо применяемые в производственном процессе ресурсы. Таким образом, данное выше понимание термина «эффективность» находится в полном согласии с определением в [1]: в самом общем виде экономическую эффективность можно определить как выход продукции по отношению к фактору (факторам) производства.
Естественно, что в теоретической формулировке затраты и результаты должны пониматься весьма отлично от измерителей, традиционно используемых в статистике. В частности, результат процесса общественного производства должен характеризовать не только так называемый физический объем производимой в народном хозяйстве продукции, но и полезный эффект, потребительную стоимость продуктов. Оперирование традиционными показателями (физических объемов выпускаемой продукции, производственных фондов, затрат труда и т. д.) и исчисление на этой основе оценок уровня и динамики эффективности позволяет получить представление о фактически реализовавшемся уровне продуктивности применяемых ресурсов в значительной мере безотносительно к величине и динамике действительной полезности произведенной совокупности продуктов. Речь, таким образом, может идти лишь об измерении «технологической эффективности» экономики в целом или отдельных ее секторов, об оценке показателей, являющихся (до известной степени) народнохозяйственными или отраслевыми аналогами техникоэкономических характеристик отдельных агрегатов, машин, производств и т. п. Несомненно в то же время, что такого рода анализ есть обязательный элемент исследования процесса производства с позиции сопоставления полезного эффекта выпущенной продукции и применяемых в производстве ресурсов.
С технической стороны конструирование совокупного показателя эффективности представляется как некоторое обобщение, агрегирование частных показателей эффективности - фондо-, материалоотдачи, производительности труда. Однако по своему экономическому содержанию проблема далеко не исчерпывается лишь поиском некоторых условных единиц измерения, позволяющих суммировать различные по своей физической природе объекты и тем самым получить оценку величины «обобщенного» ресурса, используемого в процессе производства.
Так, выражение всей совокупности используемых в народном хозяйстве ресурсов в единой - денежной или трудовой - мере, позволяя просуммировать затраты живого и овеществленного труда, потребленные в данном годовом цикле производства, еще не решает вопроса измерения эффективности всего объема применяемых факторов производства. Действительно, возможность выражения всей массы применяемых производственных фондов в трудовых единицах не отменяет различной функциональной роли живого и овеществленного труда в производственном процессе: увеличение фондовоороуженности живого труда приводит (при прочих равных условиях) к росту производительности последнего, причем это увеличение производительности живого труда представляет собой повторяющийся из года в год в течение длительного (или если отвлечься от проблемы возмещения изнашивающихся фондов - бесконечного) периода времени процесс. Таким образом,
проблема взаимозаменяемости производственных ресурсов - это в значительной мере проблема сопоставления текущих и единовременных затрат, т. е. классический вопрос теории эффективности. В этой связи, в частности, методически неудовлетворительными выглядят подходы к построению сводного показателя эффективности производства, основанные на приведении фондов (или капиталовложений) и текущих затрат сырья, топлива и энергии к трудовому измерению2 и игнорирующие специфику участия этих ресурсов в процессе производства.
Представление народнохозяйственного или отраслевого выпуска как результата применения в процессе производства живого и овеществленного труда означает оперирование многофакторной моделью процесса производства, устанавливающей связь «ресурсы - выпуск» (либо «затраты - выпуск»), т. е. производственной функцией (ПФ). По существу, любая концепция обобщающего показателя эффективности эквивалентна некоторой ПФ. Иными словами, степень обоснованности выбора той или иной формы ПФ и метода определения ее параметров полностью характеризует и меру истинности той или иной концепции совокупного показателя эффективности.
С чисто теоретической точки зрения в ПФ, описывающей какой-либо производственный процесс (безотносительно к уровню агрегирования данных о затратах и выпуске), должны фигурировать многочисленные факторы, представляющие средства и предметы труда, сам живой труд, а также индикаторы, характеризующие естественные условия процесса производства. Вместе с тем традиционным для макроэкономического анализа является представление выпуска производственной системы (народного хозяйства, отрасли и т. д.) как функции применяемых в производственном процессе ресурсов производственного капитала (фондов) и ресурсов живого труда, или:
¥( = ВД, Ь, Е), (1)
где У - выпуск, представленный стоимостным (измеренным в неизменных ценах) или натуральным показателем объема производства; К - применяемый производственный капитал, измеряемый, как правило, в стоимостном выражении; Ь - ресурс живого труда, измеряемый численностью занятых, количеством отработанных человеко-часов или каким-либо более «тонким» способом; Е - вектор структурных параметров ПФ; символ t означает, что все величины в равенстве (1), рассматриваются в общем случае как переменные во времени, включая, возможно, и саму функциональную форму связи У, К и Ь.
Традиция научного метода, связанного с использованием макроэкономической ПФ, предполагает, что в качестве показателя выпуска национальной экономики рассматривается объем добавленной стоимости. Производственный капитал чаще всего отождествляется со стоимостным объемом средств труда (т. е. применяемым основным капиталом). В случае двухфакторной ПФ обобщающий показатель эффективности использования производственных ресурсов в экономике (если речь идет о рассмотрении макроэкономической ПФ в собственном смысле этого термина) оказывается средневзвешенной величиной из частных показателей эффективности - показателей производительности труда У/Ь и капиталоотдачи У/К. Ввиду того, что величины, включаемые в формулу (1), обладают в общем случае различной размерностью, экономически целесообразно исчисление не самих частных и обобщающего показателей эффективности, а лишь темпов их изменения.
Так, для линейно однородной функции Кобба - Дугласа У^АфК^Ь^'^, наиболее часто использовавшейся в различных исследованиях как теоретического, так и прикладного характера, в результате логарифмического дифференцирования получаем:
2 Построения такого типа неоднократно предлагались в работах отечественных экономистов в советский период (см., например, [2]).
у=ак + (1-а )А +Л, (2)
где уь кь ^ - темпы изменения (разности натуральных логарифмов) выпуска и производственных ресурсов в году Ґ; а и (1-а) - коэффициенты эластичности выпуска по ресурсам фондов и труда; Л - автономный (независимый от изменения объема применяемых факторов производства) темп изменения выпуска, отражающий в суммарном виде эффект изменения во времени структурных параметров рассматриваемой ПФ. В свою очередь, как следует из теории ПФ, эффект изменения во времени структурных параметров ПФ - не что иное, как выражение изменения эффективности использования производственных ресурсов.
Из уравнения (2) следует, что
Л =а (у - к)+ (1 -а )(у - I) (3)
т. е. темп изменения обобщающего показателя эффективности (показателя совокупной производительности капитала и труда), или темп «технического прогресса» (в терминологии теории ПФ) является средневзвешенным из темпов изменения капиталоотда-чи и производительности труда. Нетрудно показать, что выражение для темпа изменения обобщающего показателя эффективности по типу соотношения (3) может быть выведено для любой ПФ, допускающей взаимозаменяемость К и Ь (см., например, [3]).
Ограниченность набора и агрегированный характер факторов производства непосредственно связаны с необходимостью оценки численных значений параметров ПФ на эмпирических данных: во-первых, все переменные из формулы (1) должны быть доступны для измерения; во-вторых, число фактически наблюдавшихся сочетаний (У, К, Ь) должно значительно превышать число оцениваемых параметров ПФ, т. е. размерность вектора £,,, чтобы обеспечить надежность искомых оценок.
Использование в макроэкономической ПФ лишь двух факторов - капитала и труда - обусловлено также следующими обстоятельствами. С одной стороны, обобщение макроэкономической концепции ПФ на случай многих переменных -фундаментальный вопрос теории ПФ, не имеющий до сих пор общепризнанного решения. С теоретической точки зрения обобщение известных двухфакторных моделей на случай п факторов приводит к определенным ограничениям. Например, для функции типа Кобба - Дугласа и СЕБ предельная норма замены для каждой пары факторов зависит лишь от пропорций, в которых эти факторы используются в производственном процессе. Для более сложных типов функций, известных в научной литературе, обобщение их на случай п>3 факторов не представляется возможным без дополнительных гипотез, непосредственно не имеющих отношения к теории ПФ. С другой стороны, рассмотрение ПФ в виде:
У = ПК Ь, 2\, І2, ...), где в качестве переменных {Д-}могут фигурировать затраты сырья, материалов, энергии, объемы добываемых природных ресурсов и т. п., нивелирует специфику взаимодействия отдельных факторов производственного процесса.
Например, использование в числе переменных ПФ отдельных элементов текущих затрат, как правило, обусловлено необходимостью более точного описания динамики выпуска и повышения надежности оценок статистических параметров при факторах фондов и живого труда. Повышение точности аппроксимации реальной динамики выпуска в этом случае связано прежде всего с тем обстоятельством, что движение потоков текущих затрат для данной отрасли или группы производств в косвенном виде характеризует степень загрузки производственного потенциала, описываемого в терминах переменных К, Ь.
Однако при названном расширении числа объясняющих переменных оценки факторных эффективностей при фондах и труде уже не поддаются первоначальной содержательной интерпретации. Так, если показатели текущих затрат включены в ПФ
с целью элиминировать колебания в уровне использования производственных мощностей, то стабилизация уровня загрузки должна быть тождественна исключению переменной текущих затрат из ПФ; т. е. при неизменности уровня использования мощности вклад фактора текущих затрат должен быть распределен между факторами фондов и живого труда. Иначе говоря, корректным в методическом отношении может считаться лишь представление ПФ в виде У=Е(К,Ь,Г), где переменная I задает уровень загрузки производственного потенциала; в частном случае I можно рассматривать как (М/М*), т. е. соотношение между фактическим потреблением сырья, материалов или энергии М/ в производстве и некоторой потенциальной величиной М*, отражающей нормальный (средний за определенный период времени) уровень использования производственной мощности. Альтернативный вариант ПФ, также обеспечивающий учет изменений в уровне использования производственного потенциала, предполагает включение в число факторов ПФ удельных показателей различных видов затрат материальных ресурсов, потребляемых в производственном процессе.
Коэффициенты текущих затрат, равно как и коэффициенты капиталоотдачи и производительности труда (или обратные им величины - показатели капитало- и трудоемкости), - суть характеристики технологии производственного процесса. Соответственно построение ПФ, адекватно описывающей взаимодействие используемых в производственном процессе ресурсов, тождественно построению модели технологии производства.
Идентификация параметров макроэкономической ПФ и оценка динамики эффективности производства. Определение и метод формального (модельного) описания технологии производства, используемые в данной работе, заключаются в следующем: технология производственного процесса (вне зависимости от того, рассматривается ли экономика в целом или ее отдельные подразделения и группы производств) задается некоторой совокупностью удельных показателей, характеризующих эффективность использования в данном производственном процессе различных видов материальных, трудовых и капитальных ресурсов. Соответственно под технологическим изменением понимается изменение значений некоторых или всех характеристик ресурсоемкости, относящихся к данной технологии [4]. При анализе народнохозяйственной технологии, т. е. в том случае, когда национальная экономика рассматривается как единое целое, упомянутые выше характеристики эффективности представлены, во-первых, набором показателей различных видов текущих материальных затрат в расчете на единицу выпуска (или частными показателями материалоемкости производства), и во-вторых, показателями трудо-и капиталоемкости производства.
Специально отметим, что предмет дальнейшего рассмотрения - реальный сектор отечественной экономики, взятый в целом, т. е. совокупность товаропроизводящих отраслей (промышленность, строительство сельское хозяйство), транспорт и торговля. Это связано с тем, что возможность описания технологии производства в указанных отраслях в терминах коэффициентов текущих материальных затрат, коэффициентов капитало- и трудоемкости не вызывает принципиальных сомнений, что нельзя сказать относительно значительной части отраслей сферы услуг (это касается прежде всего услуг жилищно-коммунального хозяйства, услуг государственного управления и общественных объединений, услуг финансовых организаций).
Модель, описывающая связь выпуска и производственных ресурсов в соответствии с теоретическими требованиями, сформулированными в [4], должна иметь следующий вид:
У= А{МиУ, М2Д, ..., МпД(ЩК( , и ), (4)
где У( - объем валового выпуска; К - объем используемых основных фондов (основного капитала); Ь - численность занятых в отрасли; М1/Уг, М2/Уг ..., Мп/У -коэффициенты текущих материальных затрат, используемых в процессе производства; А - некоторая функция коэффициентов текущих материальных затрат; t -временной индекс; п - общее число учитываемых в модели видов текущих затрат. Из теоретических требований [4] следует также, что функция ^(^) должна быть линейно-однородной по переменным К, Ь.
Логарифмическое дифференцирование выражения (4) позволяет перейти к темповой записи ПФ:
угЪ=а,(кгЪ)+^ти+в (5)
где у=1п(У/Ум), к,=1п(К/Км), /=1п(Ь/Ь(-1) - логарифмические темпы изменения (разности натуральных логарифмов соответствующих величин за последовательные годы) выпуска, основного капитала и труда; ти=1п(М^У^) - 1п(Мг-м/Ум) - разности логарифмов соответствующих коэффициентов текущих затрат; а^г- pt -структурные коэффициенты модели, которые должны быть численно определены на эмпирических данных.
Таким образом, проблема оценки эффективности использования производственных ресурсов сводится к построению ПФ, в которой темп «технического прогресса» специфицируется как функция темпов изменения совокупности различных коэффициентов текущих материальных затрат. При этом искомый темп изменения эффективности производственных ресурсов по-прежнему, как и в исходной двухфакторной ПФ типа (1), представим в виде средневзвешенной величины из темпов изменения капиталоотдачи и производительности труда.
Рассматривая выражение (5) как статистическую зависимость, приходим к необходимости оценки методами математической статистики регрессионной модели:
Уt-/t=аt(kt-/t)+Svгmг■t+Pt +St , (6)
где st - стохастическая составляющая, подчиняющаяся стандартным предположениям, принимаемым обычно при верификации регрессионных моделей.
Очевидно, что в модели (6) возможно наличие большого числа факторов-аргументов, представленных переменными {ти} (это существенно в том случае, если технология может быть описана лишь посредством значительного числа коэффициентов затрат). Для этого случая практикой эконометрических расчетов апробирован такой прием, как использование метода главных компонент [5]. В этом случае оцениванию подвергается регрессионное уравнение следующего вида:
уги =а^кг^)+Pt+St (7)
в котором в отличие от модели (6) вместо первичных показателей {ти} используются главные компоненты, образованные из этих переменных; через st обозначена случайная ошибка уравнения.
Если не задаваться конкретным видом функции (4), а исходить лишь из достаточно общих предпосылок, принимаемых обычно в теории ПФ, структурные параметры уравнения (6) или (7) в общем случае должны быть переменными во времени величинами. Средние за ретроспективный период значения параметров а^и,в. (т. е. в случае, когда данные параметры в уравнениях (6) или (7) - константы) могут быть оценены традиционными методами математической статистики (в частности, обычным методом наименьших квадратов). Для получения переменных во времени оценок структурных параметров ПФ использовался специально разработанный метод [6].
В процессе оценивания средних значений параметров уравнения (7) требуется определить, какие из переменных {§г} должны быть использованы в модели. Необходимость включения той или иной главной компоненты в модель (7) в расчетах, результаты которых описаны ниже, определялась качеством соответствующего ва-
рианта регрессии и, прежде всего, статистической значимостью оценки параметра при испытываемой компоненте.
Отчетные данные, которые использовались для расчетов, были представлены динамическими рядами валового выпуска реального сектора, основных производственных фондов (основного капитала), среднегодовой численности занятых, а также данных межотраслевого баланса в части использования продукции различного отраслевого происхождения на промежуточное потребление5 (т. е. в качестве элементов текущих затрат). Исходные данные охватывали период с 1970 по 2004 г.; при этом информация о текущих затратах была сформирована на основе как отчетных данных межотраслевых балансов РФ (за 1980-1990 гг.), так и пересчета данных межотраслевых балансов СССР (для периода 1970-1979 гг.). Для периода 1991-2004 гг. данные о текущих затратах материального производства сформированы по результатам модельных расчетов коэффициентов прямых затрат [7]).
Поскольку динамические ряды, на основе которых должна быть осуществлена оценка параметров регрессионных моделей, насчитывают 34 наблюдения, оказывается необходимым использовать модель типа (7), т. е. предварительно преобразовать исходные данные о динамике коэффициентов затрат в главные компоненты.
Период 1992 - начала 2000-х годов характеризовался существенным изменением режима использования производственного потенциала. Так, практически во всех отраслях промышленности, по которым имеется соответствующая статистика в 1992-1998 гг. значительно снизился уровень загрузки производственных мощностей; начиная с 1999 г., наоборот, наблюдался рост уровня использования мощностей промышленности. Этот фактор, безусловно, может повлиять на результаты построения статистических моделей, связывающих динамику выпуска и применяемых производственных ресурсов. Вместе с тем и теоретический анализ, и полученные ранее результаты [4] показывают, что изменение уровня использования производственного потенциала должно отражаться на коэффициентах текущих затрат (по крайней мере, некоторых). Это, в принципе, позволяет верифицировать модель типа (6), не прибегая к использованию каких-либо дополнительных переменных, отражающих условия функционирования производственного аппарата.
Ниже приводятся результаты верификации модели
уг/,=а(кг/,)+^і&,+Р+є, (8)
а также оценки традиционной спецификации ПФ уг/=а(кг/ь)+Р+єь : у-=0,40972 (к-1)+ 0,02102 Яи+0,00887^ ,
(0,08393) (0,00195) (0,00258)
Л2 =0,82, dw=1,52;
уг/=0,1820 (кг/,)+0,0017 ,
(0,3783) (0,0211)
Л2 =0,01, dw=1,1.
Стандартные ошибки структурных параметров уравнений (приводимые в скобках под значениями параметров) и уровень коэффициента детерминации Я2 свидетельствуют о хорошем качестве верифицированной модели (8), в отличие от традиционной спецификации ПФ в виде линейно-однородной функции Кобба - Дугласа.
Результаты оценивания подтверждают гипотезу об относительной взаимосвязи темпов изменения производительности труда с динамикой коэффициентов теку-
3 Отраслевые элементы затрат, использованные в расчетах: электроэнергетика; нефтедобывающая промышленность; нефтеперерабатывающая промышленность; газовая промышленность; угольная промышленность; черная металлургия; цветная металлургия; химия и нефтехимия; машиностроение; лесная промышленность; промышленность стройматериалов; легкая промышленность; пищевая промышленность; прочие отрасли промышленности; сельское и лесное хозяйство.
щих затрат: использование переменных {§г} радикально улучшает качество регрессионной модели. При этом для получения устойчивых и экономически правдоподобных параметров оцениваемого уравнения достаточно использовать две главные компоненты. Существенно также, что экономически правдоподобным значениям эластичностей по ресурсам труда и фондов корреспондирует отсутствие в ПФ свободного члена (параметра в). Иначе говоря, темпы «автономного технического прогресса», т. е. динамика разности А,=уг1 - а(£г/^), в реальном секторе целиком объясняется динамикой коэффициентов текущих затрат.
Средние значения параметров модели (7) и их стандартные ошибки - основа для последующего расчета временных рядов этих параметров; соответствующие результаты приводятся в табл. 1.
Таблица 1
Динамика структурных параметров производственной функции
Год а VI V2 Год а VI V2
1971 0,50192 0,01704 0,0029 1988 0,32704 0,02041 0,00892
1972 0,49929 0,01699 0,00299 1989 0,30966 0,02101 0,00903
1973 0,50035 0,01695 0,00308 1990 0,29572 0,02166 0,00929
1974 0,49027 0,01707 0,00339 1991 0,28382 0,02222 0,00968
1975 0,47836 0,01718 0,00371 1992 0,27941 0,02247 0,00988
1976 0,46899 0,01736 0,004 1993 0,27573 0,02237 0,00968
1977 0,45749 0,01753 0,00429 1994 0,27582 0,02145 0,00949
1978 0,44095 0,01782 0,00465 1995 0,27775 0,01949 0,00966
1979 0,42431 0,0181 0,00501 1996 0,28117 0,01745 0,00988
1980 0,41133 0,01833 0,00536 1997 0,27956 0,01689 0,00971
1981 0,39976 0,01855 0,00573 1998 0,2774 0,01641 0,00967
1982 0,38905 0,01876 0,0061 1999 0,2758 0,01574 0,00964
1983 0,37998 0,01898 0,00652 2000 0,27429 0,01685 0,00983
1984 0,36725 0,01921 0,00692 2001 0,27394 0,01682 0,00971
1985 0,35355 0,01945 0,0073 2002 0,27398 0,01653 0,00987
1986 0,34506 0,01978 0,00785 2003 0,2744 0,01630 0,0993
1987 0,33646 0,0201 0,00839 2004 0,2750 0,01592 0,0995
Результаты оценивания ПФ на основе регрессионной модели с динамическими коэффициентами показывают, что формальные показатели высокой устойчивости усредненных оценок структурных параметров вовсе не исключают наличия ярко выраженных тенденций в их (параметров) динамике. При этом изменение каждого из параметров рассматриваемой ПФ на протяжении ретроспективного периода имело весьма специфический характер и было достаточно слабо связано друг с другом. Кроме того, динамика искомых структурных параметров на отчетном периоде не может быть описана элементарными функциями времени (например прямой или гиперболой).
С точки зрения взаимосвязи уровня производительность труда с уровнем его фондовооруженности спецификация ПФ при а=сош1, т. е. в виде уравнения (7), представляет собой функцию Кобба - Дугласа. Вместе с тем по результатам расчетов правомерно сделать вывод о возможности существования гораздо более сложной взаимосвязи между динамикой выпуска и производственных ресурсов. В прикладном плане наличие динамического ряда погодовых значений параметра эластичности производительности труда по фондовооруженности позволяет произвести проверку различных гипотез относительно вида ПФ и тем самым существенно повысить прогнозно-аналитическую ценность ПФ как эконометрической модели. Полученные результаты также позволяют проверить адекватность эмпирическим данным разнообразных форм ПФ, используемых в рамках теоретического анализа процесса производ-
ства. Однако в контексте настоящего исследования наибольшее значение имеет анализ факторов изменения показателя «автономного технического прогресса».
Рис. 1 иллюстрирует изменение во времени темпа «автономного технического прогресса», рассчитанного как Х^1£11 +v2g2^+P^+е^ , т.е. включающего как собственно эффект изменения коэффициентов текущих затрат, так и статистическую погрешность е* исходного уравнения (7).
Год
Рис. 1. Динамика темпов «технического прогресса» в 1971-2004 гг.
Как можно видеть, на протяжении 1970-х-1980-х годов темпы изменения эффективности производства в среднем были близки к нулевому значению. Уровень эффективности производства накануне осуществления радикальных рыночных преобразований (в 1990 г.) был лишь на 2% выше уровня 1970 г. За 1991-2004 гг. изменение эффективности использования (производительности) ресурсов характеризовалось крайней неравномерностью: до 1999 г. имело место значительное падение уровня производительности, сменившееся затем положительной динамикой данного показателя. В рамках рассматриваемой спецификации ПФ указанное изменение производительности (если абстрагироваться от влияния случайной компоненты) полностью объясняется изменением удельных затрат промежуточной продукции различного отраслевого происхождения. Вместе с тем фактический уровень этих коэффициентов, складывающийся в конкретный момент времени, определяется существующей технологией производства, а также уровнем использования производственного потенциала реального сектора. В период 1990-х - 2000-х годов, в соответствии с наличной статистикой производственных мощностей промышленности имели место значительные колебания уровня использования производственных мощностей. Поэтому для аналитических и прогнозных целей указанный фактор динамики производительности должен быть выделен в явном виде.
С этой целью на основе отчетных балансов производственных мощностей по производству отдельных видов продукции в натуральном выражении за 1990-е - 2000-е годы была рассчитана погодовая динамика показателей производственного потенциала в разрезе укрупненных отраслей промышленности. Далее отраслевые индексы производственных мощностей были агрегированы в общепромышленный показатель. Соотношение фактических темпов изменения продукции промышленности и темпов изменения производственных мощностей позволяет определить темп измене-
с
ния уровня использования производственной мощности и * в целом по промышленности. После этого были исчислены параметры регрессионной модели, связывающей фактические значения темпа «технического прогресса» А* и и
^=У0+У1 ис*+е*,
где у0, у1 - параметры регрессионного уравнения.
Результаты оценивания данного уравнения, представленные ниже, свидетельствуют о значительном влиянии на динамику эффективности производства уровня использования производственных мощностей промышленности (обозначения для данного уравнения аналогичны обозначениям, принятым для модели (8)):
^,=-0,0133 + 0,738мс,
(0,0094) (0,086) .
Л2=0,88, ^=1,3
Далее на основании этого уравнения определялись скорректированные значені с
ния к ,:
кс=к, -0,738 ис,.
В табл. 2 приведены отчетные и скорректированные значения темпов изменения производительности.
Таблица 2
Фактические и скорретированные (с учетом уровня использования производственного потенциала) темпы изменения эффективности производства
Год к, кс,
1991 -0,062 -0,058
1992 -0,186 -0,074
1993 -0,107 -0,022
1994 -0,166 0,037
1995 -0,019 -0,011
1996 -0,021 0,001
1997 0,009 -0,024
1998 -0,035 -0,026
1999 0,064 -0,005
2000 0,091 0,001
2001 0,043 0,003
2002 0,033 0,018
2003 0,077 0,048
2004 0,071 0,029
Итого за 1991-2004 гг. -0,209 -0,083
Таким образом, можно констатировать, что при общем снижении эффективности использования производственных ресурсов реального сектора в период 1991-2004 гг. на 19% (к уровню 1990 г.) около 57% этого снижения были обусловлены ухудшением уровня использования производственного потенциала. Однако и эффект собственно технологических изменений в реальном секторе отечественной экономики в рассматриваемый период (отождествляемый в данном случае с изменением Ас*) также был отрицательным.
Очевидно, что в условиях неполного использования значительной части производственных мощностей такой частный показатель эффективности производства, как капиталооотдача, оказывается заниженным по сравнению с его «нормальным» уровнем и не дает правильного представления о действительном эффекте технологических изменений. Применительно к российской экономике 1990-х годов то же утверждение справедливо и в отношении показателя производительности труда. Показатели динамики частных коэффициентов материало- и энергоемкости производства оказываются при этом более представительными для целей анализа эффективности производства. При анализе динамики межотраслевых пропорций реального сектора отечественной экономики в период 1990 - начала 2000-х годов, как
отмечено в [7], изменения в структуре текущих материальных затрат, имевшие место в рассматриваемый период времени, в целом не позволяют судить о наличии позитивных сдвигов в уровне эффективности использования материальных ресурсов по сравнению с дореформенным периодом. Данные табл. 2 подтверждают указанный вывод: даже с учетом корректировки на степень загрузки производственного потенциала уровень технологической эффективности реального сектора снизился в период реформирования так, что даже к середине 2000-х годов, после нескольких лет экономического роста, не достигнут уровень 1990 г.
Дальнейший, углубленный анализ факторов формирования темпов изменения эффективности производства с использованием макроэкономической ПФ, рассматриваемой здесь, может осуществляться как минимум двумя альтернативными способами.
Во-первых, это сравнительная оценка воздействия отдельных видов затрат на динамику А*. Напомним в связи с этим, что реализованная процедура расчета параметров ПФ с использованием метода главных компонент не позволяет выделить в отчетной динамике темпа «технического прогресса» отдельные составляющие, характеризующие вклад каждого из частных коэффициентов материалоемкости в формирование А*.
Построение эконометрическими методами уравнения:
А.=£(т\, шъ...), (9)
позволяющего провести анализ значимости отдельных видов текущих материальных затрат в формировании темпов изменения эффективности производства, представляет собой специальную статистическую задачу, изложение которой является предметом отдельной работы. Здесь лишь отметим, что искомое уравнение (9) может быть получено как результат объединения совокупности эконометрических уравнений вида
А.=№т1+Ъ$), (10)
связывающих уровень темпа «технического прогресса» с темпами изменения отдельных показателей текущих затрат (в уравнении (10) цг- - оцениваемый параметр, Ьг(?) - некоторая функция времени, индивидуальная для каждого из оцениваемых уравнений, также оцениваемая статистическими методами).
Во-вторых, динамика темпов «технического прогресса» может быть «привязана» к масштабам инновационной деятельности как первичного фактора изменений в технологии производства. Такой подход, если он практически реализуем, позволяет оценивать эффективность затрат, связанных с инновационной деятельностью, и осуществлять прогнозные расчеты темпов экономического роста исходя из заданных показателей динамики инноваций.
Эффективность производства и масштабы инновационной деятельности. Методические и статистические проблемы. В макроэкономических терминах исследование связи масштабов инновационной деятельности и темпов изменения эффективности производства тождественно установлению количественной зависимости, связывающей динамику затрат на технологические инновации (либо динамику выпуска инновационной продукции) с показателем темпа «технического прогресса» в ПФ. Такая зависимость должна быть количественно оценена на основе отчетных данных по реальному сектору в целом или применительно к отдельно взятой отрасли.
Построение макроэкономической оценки эффективности инновационной деятельности как сводной из отраслевых оценок в методическом отношении представляется наиболее правильным. Однако существующая статистика инновационной деятельности представлена (на отраслевом уровне) затратами на: 1) продуктовые и 2) процессные инновации; то же относится и к инновационной продукции. Оче-
видно, что лишь затраты на процессные инновации (т. е. затраты на усовершенствование технологии) могут непосредственно повлиять на эффективность производственного аппарата в данной отдельной отрасли; эффект же продуктовых инноваций, по всей видимости, реализуется главным образом в отраслях-потребителях.
Сказанное означает, что лишь на уровне крупных экономических агрегатов (промышленности или реального сектора в целом) правомерно рассматривать связь масштабов инновационной деятельности с динамикой эффективности производства. На уровне отдельной отрасли темп «технического прогресса» может определяться масштабами инновационной деятельности как собственно этой отрасли, так и других отраслей. При этом, естественно, корректным является лишь сопоставление темпа «технического прогресса» с удельными показателями инновационной деятельности, к которым прежде всего могут быть отнесены такие индикаторы, как доля инновационной продукции в общем объеме выпуска или затраты на технологические инновации в расчете на единицу выпуска.
Представляется также очевидным, что затраты на «технический прогресс» (технологические инновации) в данном конкретном году необязательно могут повлиять на изменение технологии производства в этот же период, т. е. эффект затрат на технологические инновации в общем случае может быть распределен во времени.
С учетом вышеизложенного статистическая модель, которая должна быть верифицирована на эмпирических данных, применительно к реальному сектору в целом должна иметь следующий общий вид:
либо
к,=ХЛй^-Ь</,-2,...),
где ^ь d, - соответственно доля инновационной продукции и норма затрат на технологические инновации (затраты в расчете на единицу выпуска) в году ,.
Вместе с тем имеющаяся официальная статистика инновационной деятельности, ограниченная в период после 1994 г., делает затруднительным использование сколько-нибудь сложных конструкций эконометрических моделей.
Следует специально подчеркнуть, что все указанные выше сопоставления должны проводиться исходя из измерения показателей затрат и выпуска продукции, исчисляемых в терминах физических объемов, т. е. в неизменных ценах. Между тем официальная статистическая информация об объемах произведенной инновационной продукции, равно как и данные о затратах на технологические инновации, представлены исключительно в фактических ценах.
Проблема верификации модели, связывающей масштабы инновационной деятельности и темпы изменения эффективности производства имеет еще один аспект: как уже было отмечено, на протяжении 1990-х - 2000-х годов происходили значительные колебания уровня использования производственного потенциала экономики. Однако если правомерно говорить о наличии закономерной связи между долей инновационной продукции (либо нормой затрат на технологические инновации) и темпами экономического роста, то корректным является сопоставление не фактических значений указанных величин, а их потенциальных значений, скорректированных на степень использования производственного потенциала.
Результаты расчетов. На отчетных данных за 1995-2004 гг. верифицировалась линейная модель:
кС,=Р0+Р1^С/, + (11)
с
связывающая темп «технического прогресса» к г и показатель нормы затрат на технологические инновации й^. Также были проведены расчеты моделей с распределенным лагом, включающие указанные переменные.
Фигурирующие в модели (11) величины были получены из фактических значений переменных к, й, предварительно скорректированных на изменение уровня использования производственного потенциала.
Метод корректировки показателя к был описан выше. Отчетные значения йС1( определялись следующим образом. Данные о затратах на технологические инновации в фактических ценах были переоценены в постоянные цены с помощью индексов цен на инвестиции в основной капитал. Далее, исходя из имеющихся данных о темпах изменения уровня производственного потенциала реального сектора, определяемого уравнением:
Тг=а к+(1-аД+ кС1, рассчитывался потенциальный объем продукции реального сектора за 1996-2004 гг. (к фактическому объему выпуска 1995 г.). В результате были получены оценочные значения затрат на технологические инновации в неизменных ценах по отношению к потенциально возможному объему выпуска реального сектора г (также к фактическому значению данного показателя за 1995 г.).
Результаты расчетов подтверждают наличие положительной корреляции между интенсивностью инновационной деятельности и темпами повышения эффективности использования основных фондов и труда в реальном секторе отечественной экономики. Регрессионное уравнение типа (11), оцененное на данных 1995-2004 гг., имеет следующий вид:
кс= -0,0516 + 0,0416^ (12)
(0,0117) (0,0046)
Я2=0,75, йм>=1,2
кс.
Рис. 2. Эмпирическая линия регрессии для Ас, и Л21,
В соответствии с представленными данными, положительной динамике эффективности производства (т.е положительным значениям А ) соответствуют значения Л21 , превышающие определенный порог, ретроспективное значение которого примерно соответствует уровню 1999-2000 гг. Иными словами, наличие в экономике ненулевых значений затрат на технологические инновации совершенно необяза-
тельно должно предполагать положительные темпы изменения эффективности производства.
Оценивание моделей с распределенным лагом, в частности модели
АС,=Р0+Р1^С1,+Р2АС,-1 +е, , не дает удовлетворительных результатов, т. е не позволяет численно определить характер распределенного во времени воздействия затрат на технологические инновации на изменение объемов производства.
Возможны два альтернативных объяснения сложившегося в ретроспективный период характера взаимосвязи Ас, и сР,: 1) уравнение (12) правильно отражает факторные связи, складывающиеся в процессе производства, а отсутствие распределенного во времени воздействия на экономический рост затрат на технологические инновации объясняется специфическим характером указанных затрат, ориентированных на быструю отдачу; 2) уравнение (12) описывает статистическую зависимость Ас, и Л21,, обусловленную наличием как факторной, так и балансовой связи указанных переменных. Относительно последней отметим, что расширение масштабов инновационной деятельности, происходившее параллельно расширению масштабов инвестиций в основной капитал и увеличению объема выпуска реального сектора в период после 1998 г., отражает процесс увеличения материальных и финансовых ресурсов, которые могут быть направлены на инновации вследствие самого факта расширения производства. Как уже отмечалось, наличные статистические данные, характеризующие в макроэкономических терминах интенсивность инновационного процесса, являются весьма ограниченными. Это не позволяет, в том числе, разграничить статистическими методами балансовые и факторные взаимосвязи в рамках моделей, призванных описать влияние интенсивности инновационной деятельности на экономический рост.
Вместе с тем статистические характеристики уравнения (12) весьма высоки, особенно если учесть, что данное уравнение связывает величины типа темпов прироста. Кроме того, специфическая особенность периода 1995-2004 гг., применительно к которому осуществлялась верификация модели (11), - значительная вариация фактических значений переменных, фигурирующих в модели, что обусловлено принципиально различной экономической динамикой периодов 1995-1998 и 1999-2004 гг. Последнее позволяет рассчитывать, что выявленная взаимосвязь между Ас, и носит закономерный, а не случайный характер.
Литература
1. Анчишкин А.И. Прогнозирование роста социалистической экономики. М.: Экономика, 1973.
2. Аганбегян А.Г. Генеральный курс экономической политики // ЭКО. 1985. № 11.
3. Суворов Н.В. Обобщающие показатели ресурсоемкости в народнохозяйственных прогнозах. М.: Наука, 1990.
4. Суворов Н.В. Макроэкономическое моделирование технологических изменений (теоретические, прикладные и инструментальные вопросы). М.: ГУ-ВШЭ, 2002.
5. Джонстон Дж. Эконометрические методы. М.: Статистика, 1980.
6. Суворов Н.В. Метод построения регрессионных моделей с динамическими структурными параметрами //Проблемы прогнозирования. 2005. № 4.
7. Суворов Н.В. Макроструктурный анализ тенденций технологических изменений // В кн.: Модернизация российской экономики и государственное управление. М.: КомКнига, 2006.
