CC BY
16
Тому, на основ! результатiв aHanÏ3y, ми пропонуемо так напрямки вдосконалення системи НПЗ:
• розроблення комплексних заход1в для забезпечення належного р1вня державно! тдтримки розвитку пенс1йно1 системи Украши загалом, а також сфери недержавного пеншйного забезпечення;
• вивчення та удосконалення нормативно-правово'' бази у сфер1 регулювання дiяльностi НПФ;
• розроблення моделi контролю за дiяльнiстю НПФ, яка дасть змогу дати реаль-ну ощнку рiвня розвитку недержавного пенсшного забезпечення в Укрaïнi;
• опрацювання недолiкiв системи оподаткування дшльносп НПФ;
• iнформувaння громадян про розвиток НПЗ, дiяльнiсть НПФ та спектр пос-луг, як вони надають, а також перспективи ïx розвитку.
Л1тература
1. Закон Украши "Про загальнообов'язкове державне пенсшне страхування"// Вщомос-т Верховно'' Ради Украши. - 2003, № 49-51. - 376 с.
2. Закон Украши "Про недержавне пенсшне забезпечення"// Вщомосп Верховно'' Ради Украши. - 2003, № 47-48. - 372 с.
3. Загальнообов'язкове державне сощальне страхування та пенсшне забезпечення: у цифрах i фактах - К.: Мшютерство пращ та сощально'' пол1тики Украши, пенсшний фонд Украши, 2006. - 45 с.
4. Недержавш пенсшш фонди. Огляд основних положень законодавства про недержавне пенсшне забезпечення. - К.: Асощащя адмшютратор1в недержавних пенсшних фонд1в Украши. - 2004. - 126 с.
5. Момотюк Л.С. Роль недержавних пенсшних фонд1в у систем! пенсшного забезпечення// Фшанси Украши. - 2006, № 5. - С. 71-77.
6. Мошторинг системи недержавного пенсшного забезпечення у II квартал 2008 р. [Електронний ресурс]. - Доступний з: http://www.dfp.gov.ua/viewpage.php? iid=126&lang=ua.
УДК 330.101 Acnip. М.Я. Винницька1 - Кшвський НУ тем Тараса Шевченка ЦИКЛШШСТЬ АГРЕГАТНИХ Ц1Н
Визначено, що цикшчшсть цшово'' поведшки тд час використання однакових трансформацшних перетворень р1вшв як валового внутршнього продукту (ВВП), так i шдексу споживчих цш (1СЦ) у стацюнарш ряди може призвести до некорек-тних висновюв про кореляцшш зв'язки м1ж цими показниками. Бшьш вщповщний тдхщ полягае в дослщженш кореляцп м1ж темпом шфляцп та р1внями цикшчних складових ВВП. Унаслщок дослщження кореляцп м1ж трансформованими одним i тим самим методом часовими рядами ВВП та 1СЦ е часто негативними. Темп шфляцп переважно е позитивно корельованим з цикшчними компонентами ВВП, як видь ляються р1зними методами.
Post-graduate M.Ya. Vynnytska - Kyiv NU named after Taras Shevchenko The cyclicality of aggregate prices
This paper argues that determining the cyclical behaviour of prices by applying the same stationarity-inducing transformation to the levels of both output and prices, and examining the correlations of the resulting series can be misleading. A more appropriate procedure is to examine the correlations between the rate of inflation and the level of cyclical component of output. As a result of our investigation, the correlations between similarly
1 Наук. кер1вник: доц. В.О. Сизоненко, канд. екон. наук - Кшвський НУ 1меш Тараса Шевченка
transformed price and output are often negative. The rate of inflation is usually positively correlated with various measures of cyclical component of output.
Мета економiчних перетворень економжи перехщного типу спрямова-на на забезпечення умов для економiчного зростання. У процес цих перетворень важливу роль вщграе макроекономiчна стабiлiзацiя, до основних скла-дових яко1 належать досягнення сталого рiвня цiн [1].
Однак, на сьогодш дискусiйним, або й зовЫм недоведеним, е питання про той рiвень iнфляцiï, за якого спостер^аеться його негативний вплив на процес економiчного зростання, адже вщомо, що в сучасних умовах економь ка може розвиватися i, по сутi, розвиваеться за умов юнування iнфляцiï, уникнути якоï не вдаеться як ринковим економшам, так i крашам, якi розви-ваються. 1снуе багато думок iз цього приводу, бшьшсть з яких зводяться до того, що зниження шфляци сприяе економiчному зростанню [2, 3].
У лiтературi про економiчнi флуктуаци не припиняються дискусiï про цикшчшсть агрегатних цiн. Один iз основних сташзованих фактiв, який трива-лий час слугував базою для традицшних моделей макроекономiчних флукту-ацiй, е процикшчна поведiнка цiн. Недавнi дослщження не дають переконли-вих даних щодо достовiрностi згаданого стилiзованого факту. Використовуючи квартальш данi економiки США, автори [4] стверджують, що цикшчш компо-ненти цiн та ВВП (Валового внутршнього продукту) негативно корелюють мiж собою пiсля Другоï свiтовоï вiйни. Таким чином, ïхнiй результат супере-чить традицiйнiй думцi про те, що щни е процикшчними. Автори [5] тдтвер-джують негативну корелящю мiж циклiчними компонентами щн та ВВП. Вони iнтерпретують сво1' результати про протициклiчнiсть цiн як таю, як не узго-джуються з моделями флуктуацiй з боку попиту, але якi узгоджуються з моделями реальних бiзнес-циклiв.
Пращ шших дослiдникiв доповнюють згаданi вище результати досль дженням порiвняльних характеристик цикшчних компонент цiн та ВВП еко-номiк рiзних краш. Зокрема, в пращ [6] зазначено, що в десяти крашах флуктуаци в рiвнях щн е процикшчними вiд кiнця Х1Х ст. до перюду Велико1' деп-ресiï, але протицикшчними пiсля Велико1' депресiï. Щ факти свiдчать про те, що процикшчш цiновi флуктуацiï не е стабшьною характеристикою розвине-них економж.
Автори в працi [7] вказують на важливють встановлення чiткоï вщмш-ностi мiж темпом iнфляцiï та цикшчною компонентою рiвнiв цiн. Вони шд-тверджують той факт, що для квартальних даних економiки США, а також i для шших краш Велико1' сiмки, циклiчнi компоненти рiвнiв цiн та ВВП е негативно корельованими мiж собою. Темп шфляци, однак, корелюе позитивно з цикшчною компонентою ВВП, що свщчить про те, що моделi флуктуацш з боку попиту не заперечуються протицикшчною поведiнкою рiвнiв щн.
Як рiвень цiн пов'язаний з рiвнем ВВП? Свого часу була поширена думка, що кореляцiя мiж рiвнем цiн та ВВП е позитивною. Саме тому Г. Манюв [8] критикував теорда РБЦ (реальних бiзнес-циклiв) через те, що вона не могла пояснити чому "шфлящя зростае шд час буму та спадае шд час рецеси". Ця поширена думка про процикшчшсть щн почала змiнюватися на
початку 1990-хх роюв пiсля того, як декшька aBTopiB повiдомили про те, що позбавлеш трендiв piBHi цiн та ВВП демонструють негативну кореляцiю в економщ США пiсля Друго! свгтово! вiйни. Одне з таких дослщжень сто-суеться працi [4], в якш сказано, що "будь-яка теорiя, в якiй проциклiчнiсть цiн використовуеться для пояснення економiчних флуктуацiй е помилковою. Факти, про якi ми повщомляемо, свiдчать про протициклiчнiсть щн пiсля Ко-рейсько! вшни". Така змша поглядiв щодо взаемозв,язкiв мiж рiвнем цiн та ВВП створила значну кшьюсть дослiджень цього явища. Хоча публжацп, в основному, стосуються вимiрювань кореляцiйних коефiцiентiв мiж флукту-ацiями рiвня цiн та флуктуащями ВВП, одночасно здiйснюються спроби ви-явити детермiнанти позитивно! чи негативно! корелящ! мiж даними макро-економiчними показниками.
Часовий ряд рiвнiв щн та темпу iнфляцi! е сумою двох складових, де-термiнантами яких е шоки агрегатного попиту AD (Aggregate demand) або аг-регатно! пропозицп AS (Aggregate supply). Прийнято вважати, що довготер-мiнова еластичшсть ВВП стосовно перманентних змiн щн, якi е результатом шокiв AD, дорiвнюе нулю, тобто шоки AD не мають довгосторокового впли-ву на рiвень ВВП. Результати дослщжень свiдчать про те, що як шоки з боку агрегатного попиту (AD), так i з боку агрегатно! пропозицп (AS) е тими чин-никами, результатом яких е позитивна або негативна корелящя мiж рiвнем цiн та ВВП, або !! вiдсутнiсть.
Вiдсутнiсть консенсусу щодо корелящ! мiж рiвнем цiн та ВВП пояс-нюеться рядом радикально вщмшних чинникiв. Найпростiше пояснення ба-зуеться на вiдноснiй частотi та масштабах шоюв AD та AS, як постiйно змь нюються. Зокрема, в моделях з гнучкими щнами шд час перiодiв, коли шоки AS домшують, кореляцiя е негативною, в той час, коли спостершаеться домь нування AD шокiв, корелящя е позитивною.
Iншi автори заперечують такий простий зв'язок мiж цими показниками. Зокрема, автори [9] показують, що моделi з негнучкими щнами з лише AD шоками, також демонстрували негативну корелящю, що вказуе на те, що корелящя залежить вщ змши негнучкостi щн. Автор [10] також стверджуе, що лише шоки AD не спроможш пояснити спостережуваш змiни в кореля-цiйних зв'язках мiж цiнами та ВВП.
Ще одне пояснення грунтуеться на тому, що непостiйнiсть кореля-цiйних коефiцiентiв залежить вiд впливу монетарно! полiтики на взаемо-зв'язок мiж даними макроекономiчними показниками, оскшьки монетарна полiтика часто змiнюеться залежно вiд перiодiв рецеси та експанси. Автори [11] дослiджують IS-LM (Investment, Saving - Liquidity, Money) модель з оп-тимальним режимом монетарно! политики та приходять до висновку, що, чим усшшшша монетарна политика в подоланнi AD шокiв, тим менша ймовiр-нiсть iснування позитивно! корелящ! мiж цiнами та ВВП, i тим бiльша ймо-вiрнiсть нульово! чи негативно! корелящ!, яка залежить вщ оптимального режиму монетарно! политики щодо шокiв AS. Якщо монетарним органам вдаеться нейтралiзувати також i тимчасовi шоки пропозицп, тодi кореляцiя мiж цiнами та ВВП стае явно негативною.
В заг^^^^ий^^й кoнcтpyкцiï AD-AS peaкцiя мoнeтapнoï пoлiтики на цiнoвi флyктyaцiï мoжe мати piзнi нacлiдки для ВВП, зaлeжнo вщ джepeл цiнoвиx флyктyaцiй. Нaпpиклaд, мoнeтapнa диcкpeцiйнa пoлiтикa cтaбiлiзye piвeнь ВВП, тли пoзитивний шoк AD викликae зpocтaння тeмпy iнфляцiï, тoдi як вoнa пiдcилюe знижeння piвня ВВП, тли нeгaтивний шoк AS викли-кae зpocтaння тeмпy iнфляцiï. В кoнcтpyкцiï AD-AS piвeнь ВВП зpocтae, кoли piвeнь цiн зpocтae y вщшвщь на пoзитивний шoк AD, тoдi як piвeнь ВВП змeншyeтьcя, кoли piвeнь цiн зpocтae y вщшвщь на нeгaтивний шoк AS. Таким чишм, флyктyaцiï ВВП мютять iнфopмaцiю для вcтaнoвлeння джepeл ць нoвиx флyктyaцiй, щo e вaжливoю yмoвoю для вибopy oптимaльнoгo peжимy мoнeтapнoï пoлiтики.
Табл. 1. Дuнамiчнuй вiдгук ВВП та щн на шош в констpукцiï AD-AS
Peaкцiя ВВП та цш на пoзитивнi шoки AS i AD Kopoткoтepмiнoвий пepioд Дoвгoтepмiнoвий œp^
PeaRu^ ВВП на шзитивний AS шoк Пoзитивнa Пoзитивнa
AD шoк Пoзитивнa Нeйтpaльнa
Peaкцiя цш на пoзитивний AS шoк Нeгaтивнa Нeгaтивнa
AD moe Нeгaтивнa Пoзитивнa
Для дocлiджeння eкoнoмiчниx флyктyaцiй piзниx мaкpoeкoнoмiчниx пoкaзникiв нeoбxiднo викopиcтoвyвaти пpoцeдypy дeтpeндингy. Aджe, дoбpe вiдoмo, шр бiльшicть мaкpoeкoнoмiчниx пoкaзникiв e нecтaцioнapними. Вета-нoвлeння типу нecтaцioнapнocтi e дyжe важливим, ocкiльки цe впливae на пpиpoдy cтaцioнapнoï та пepмaнeнтнoï кoмпoнeнт чacoвиx pядiв. Однак, дo цьoгo чacy нe icнye Ko^e^ycy щoдo нaйбiльш oптимaльнoгo мeтoдy тpeнд-циклiчнoï дeкoмпoзицiï. Icнye дeкiлькa шиpoкo викopиcтoвyвaниx тpaнcфop-мaцiй пoчaткoвиx чacoвиx pядiв, кoжнa з якиx мae cвoï влacнi oбмeжeння, за-лeжнo вiд пpиpoди пoчaткoвиx чacoвиx pядiв, в зв'язку з чим iœye вeликa ймoвipнicть ïx нeкopeктнoгo викopиcтaння.
Meтoю дocлiджeння e вcтaнoвлeння кopeляцiйнoгo взaeмoзв,язкy мiж циклiчними cклaдoвими цш та вaлoвoгo внyтpiшньoгo пpoдyктy з викopиc-танням тaкиx пpoцeдyp ycyнeння тpeндy: мeтoдy квaдpaтичнoгo пoлiнoмy, фiльтpa Гoдpiкa-Пpecкoттa (HP) та фiльтpa Бaкcтepa-Kiнгa (BK).
Oтpимaнi з Дepжaвнoгo кoмiтeтy cтaтиcтики за пepioд з пepшoгo raap-талу 1995 p. дo чeтвepтoгo квapтaлy 2GG6 p. щoквapтaльнi дaнi мaкpoeкoнo-мiчниx змiнниx включають peaльнi дaнi вaлoвoгo внyтpiшньoгo Hpo^Kry та iндeкcy cпoживчиx цiн (1СЦ). Вибipкa cклaдaeтьcя з 48-ми cпocтepeжeнь. Вci згaдaнi пoкaзники пpoxoдили Hpo^flypy ycyнeння ceзoннoï cклaдoвoï за дo-пoмoгoю X-11 мeтoдy. Пicля того мaкpoeкoнoмiчнi пoкaзники були тpaн-cфopмoвaнi у лoгapифмiчнy фopмy.
Meтoд квaдpaтичнoгo пoлiнoмy дae мoжливicть poзклacти чашвий pяд на дeтepмiнicтичнy тpeндoвy cклaдoвy та циклiчнy cклaдoвy. Aлe, мaлoймoвip-нo, щoб дeтepмiнicтичний тpeнд чи, кpaщe cкaзaти, тpeнд-cтaцioнapний пpoцec peпpeзeнтyвaв peaльнy пepexiднy eкoнoмiкy з ïï пocтiйними cтpyктypними змь нами. Бшьшють дocлiджeнь, якi пpoвoдятьcя в paмкax тeopiï мaкpoeкoнoмiч-ниx флyктyaцiй, викopиcтoвyють фiльтpaцiю виxiдниx чacoвиx pядiв за дoпo-
могою фiльтрiв Годрiка-Прескотта та Бакстера-Кiнга, оскiльки вони шсля усу-нення тренду залишають циклiчну компоненту на вiдповiдних частотах.
Слщ виокремити ще один метод трансформаци часових рядiв - метод першо! рiзницi - як для цш (1СЦ), так i для ВВП. На вщмшу вiд цикшчних компонент, якi отримуються з допомогою методiв квадратичного детрендин-гу та фшьтраци за допомогою фiльтрiв Годржа-Прескотта та Бакстера-Кiнга, компонента, яка отримуеться пiсля застосування першо! рiзницi, зпдно з пра-цею [12], не може трактуватися як цикшчна, оскшьки цей метод усувае ш-формащю на циклiчних частотах. Взаемозв'язок мiж часовими рядами пiсля згадано! процедури е, фактично, взаемозв'язком мiж темпом шфляци та темпом економiчного зростання; внаслiдок крос-кореляцiйного аналiзу встанов-лено протициклiчну кореляцiю -0.43 мiж цими показниками в поточному пе-рiодi. Однак, як показано нижче, корелящя мiж темпом шфляци та цикшчни-ми складовими ВВП, отриманими в результатi iнших трансформацiйних процедур е позитивною.
Рис. 1а. Ци^чна компонента ВВП, видтена методом квадратичного полшому (дрiбний штрих), фтьтрами Годрша-Прескотта (суцтьна лШя) та Бакстера-Кшга (пунктирна лiнiя). Даш: квартальний реальний ВВП з 1995:1 до 2006:4 в
логарифмiчнiй формi
На рис. 1а зображено три альтернативш способи фшьтраци ВВП за допомогою методу квадратичного полшому, фшк^в Годрша-Прескотта
(НР) та Бакстера-Кшга (ВК).
.2-
1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 Рис. 1б. Ци^чна компонента 1СЦ, видтена методом квадратичного полшому (суцтьна крива), фтьтрами Годрка-Прескотта (дрiбний штрих) та фтьтром Бакстера-Кшга (пунктирна лiнiя). Даш: квартальний 1СЦ з 1995:1 до 2006:4. в
логарифм1чшй форм1
На рис. 1б зображено три альтернативш способи фшьтраци 1СЦ за допомогою методу квадратичного полшому, фiльтрiв Годржа-Прескотта (HP) та Бакстера-Кшга (BK). Для порiвняння цикшчних компонент, видшених зга-
даними вище методами, в табл. 2 подано вщповщш коефщенти кореляци для ВВП та 1СЦ. Нижнiй трикутник таблицi репрезентуе кореляцiю мiж цикшч-ними компонентами ВВП, а верхнш - корелящю мiж циклiчними компонентами 1СЦ.
Табл. 2. Кореляци мiж циклiчними компонентами ВВП та 1СЦ,
видленими pi3HUMU методами
ВВП 1СЦ Квадратичний полiном HP-фшьтр БК-фшьтр
Квадратичний полiном 1 0.95 0.84
HP-фшьтр 0.90 1 0.91
БК-фiльтр 0.68 0.72 1
З огляду на високу корелящю мiж цикшчними компонентами, як ви-дiляються згаданими вище методами, надаи для визначення характеристик цикшчних компонент, до яких вщносяться амплiтуда вiдхилень вiд тренду (волатильшсть), кореляцiйнi та крос-кореляцiйнi коефiцiенти та шерцшшсть флуктуацiй (персистентнiсть), ми будемо дотримуватися стандартно! практики та використовувати лише значення, яю отримуються за допомогою фiльтра Годрiка-Прескотта.
Табл. 3 Основш характеристики ци^чних компонент _ВВП, 1СЦ та темпу тфляци_
Макроекономiч-нi показники Абсолютна волатиль-нiсть Волатильшсть, вщносна до во-латильност ВВП Персистентшсть Корелящя з ВВП
поточна лаги
ВВП 4.68 1.00 0.451 1,00 0
1СЦ 9.57 2.04 0.69 -0.60 0
Темп шфляцп 5.70 1.22 0.736 0.37 + 1
Прим1тки. 1. "Абсолютна волатильшсть" (абс. вол.) вимiрюeться як стандар-тне вщхилення вщ трендового значення вщповщного показника. 2. "Вщносна волатильшсть" (вщн. вол.) вимiрюeться як вiдношення стандартного вiдхилення вщ трендового значення вiдповiдного показника до стандартного вщхилення вщ трендового значення ВВП. 3. Випереджання (+) та вщставання (-) вимiрюeться як корелящя мiж вiдхиленням вiд трендового значення ВВП та вщхиленням вщ трендового значення вiдповiдного показника у вщповщш перiоди часу. 4. "Персистентшсть" вимiрюeться як коефiцieнт AR (1) вщповщного показника.
Часов1 ряди цикшчних складових ВВП та 1СЦ анашзувалися попарно з використаннями методу крос-кореляци (взаемокореляци), який дае змогу ощни-ти взаемну залежшсть, зсунутих на к перюдав (лапв). Отже, цей метод дае змогу дослщити зв'язки м1ж часовими рядами, коли один випереджуе або вщстае вщ шшого, тобто коли часов1 ряди цикшчно! складово! 1СЦ або темпу шфляцп ви-переджають або вщстають вщ часового ряду цикшчно! складово! ВВП.
За одержаними статистично значимими значеннями коефщенпв крос-кореляци, критичш значення яких узгоджуються 1з загально прийнятою формулою 2/у[т , де Т - кшьюсть спостережень, можна констатувати, м1ж якими часовими рядами юнуе взаемозв'язок, як його стушнь та напрям.
У результат! розрахунюв з використанням статистичного пакету Evi-ews-4 для кожно! пари значень цикшчних компонент, видiлених одним i тим
же методом детрендингу, отримано Ha6ip коеф1щент1в крос-кореляци - крос-корелограми, внаслiдок анашзу яких встановлено протициклiчнiсть взаемо-зв'язюв мiж циклiчними компонентами рiвнiв цш та ВВП, про що св1дчить значення статистично значимого кореляцiйного коеф1щенту -0.60 в поточному перiодi та проциклiчнiсть взаемозв,язкiв мiж темпом шфляци та цикшчни-ми компонентами ВВП, про що свiдчить значення статистично значимого ко-ефiцiенту 0.37 з випередженням на один квартал.
Внаслщок особливостей функщонування перехщно! економжи, коли сам перехiдний процес е переважно нерiвноважним, iснуе проблема li досль дження, зокрема, з використанням економетричних моделей, пов'язана iз слабюстю iнформацiйноi бази, що не дае можливост отримати надiйнi вис-новки. Коротю часовi ряди та невисока яюсть вихiдних даних, коли нерщко спостерiгаеться навiть ix неспiвставнiсть на цьому часовому промiжку, роб-лять проблематичним отримання достовiрниx економiчниx ощнок.
Тим не менше, результати нашого дослiдження дають пiдстави для де-яких висновкiв. З лiтературниx джерел вщомо, що протициклiчна поведiнка рiвня цiн узгоджуеться iз моделями макроекономiчниx флуктуацiй, детермь нантами яких е шоки пропозицii, тодi як процикшчна поведiнка темпiв шфля-цii узгоджуеться iз моделями, детермiнантами яких е шоки попиту. Кореля-цiйнi коефщенти нашого дослiдження свiдчать про протицикшчну поведiнку рiвнiв цiн та процикшчну поведiнку темпу iнфляцii нацiональноi економши. Якщо тимчасовi коливання ВВП е, головним чином, результатом шоюв попиту, то слщ очiкувати, що коливання щн будуть проциклiчними; якщо корот-котермiновi коливання ВВП е результатом шоюв пропозици, цiнова поведш-ка буде протициклiчною. Зазвичай, флуктуаци ВВП е результатом акумульо-ваного впливу як шоюв попиту, так i шоюв пропозици.
Однак, якщо взяти до уваги ситуащю з негнучкими щнами, коли ко-роткотермiновi флуктуацii ВВП е наслiдком шоюв попиту, тодi слiд визнача-ти корелящю не мiж рiвнями щн (1СЦ), а мiж змiною в рiвняx цiн, тобто темпом шфляци, та цикшчною складовою ВВП, внаслщок чого встановлюеться проциклiчна щнова поведiнка. У випадку, коли дослщжуеться макроеконо-мiчна модель з гнучкими щнами та коли короткотермiновi коливання ВВП е результатом шоюв пропозици, корелящя мiж рiвнями цiн та цикшчною складовою ВВП св1дчить про протициклiчну цiнову поведiнку.
Лггература
1. Трансформац1я модел1 економ1ки Украши// 1н-т економiчного прогнозування/ За ред. В.М. Гейця. - К.: Логос, 1999.
2. Сменковський А.Ю. 1нфлящя та економiчне зростання: статистичний вимiр. - 2001, № 5-6. - С. 45-54.
3. Глларюнов А. 1нфляция и экономической рост// Вопросы экономики. - 1997, #8. - С. 101-111.
4. Kydland, Finn E. and Edward C. Prescott, "Business Cycles: Real Facts and a Monetary Myth." Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review 14 (Spring) 1990, pp. 3-18.
5. Cooley, Thomas F., and Lee E. Ohanian. "The Cyclical Behaviour of Prices," Journal of Monetary Economics (August 1991), pp. 25-60.
6. Backus, David K. and Patrick J. Kehoe, "International Evidence on the Historical Properties of Business Cycles." American Economic Review 82, September 1992, pp. 864-888.
7. Chada, Bankim and Eswar Prasad, "Interpreting the Cyclical Behavior of Prices." IMF Staff Papers 40, June 1993, pp. 266-298.
8. Mankiw, N. Gregory, "Real Business Cycles: A New Keynesian Perspective." Journal of Economic Perspectives 3, Summer 1989, pp. 79-90.
9. Ball, Lawrence and N. Gregory Mankiw, "A Sticky-Price Manifesto." Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy, Volume 41, December 1994, pp. 127-151.
10. Pakko, Michael R., "The Cyclical Relationship between Output and Prices: An Analysis in the Frequency Domain." Journal of Money, Credit and Banking 32, August 2000, Part 1, pp. 382-399.
11. Cover, James P. and Paul Pecorino, "Optimal Monetary Policy and the Correlation between Prices and Output." University of Alabama Department of Economics, Finance and Legal Studies Working Paper # WP00-08-05, August 2000.
12. Den Haan, Wouter J., "The Comovement between Output and Prices." Journal of Monetary Economics 46, August 2000, pp. 3-30.
УДК 331.5 Л.1. Гальтв - Rbsiscbm КА
ЛЮДСЬКИЙ КАП1ТАЛ: БАСИЗН1 ПОНЯТТЯ ТА КОНЦЕПТУАЛЬН1 ПОЛОЖЕННЯ
Дослщжено еволющю теоретичних викладень поняття "людський каттал" та його особливосп у OTcreMi економiчних категорш. Узагальнено теоретичш тдходи до видшення видового складу людського катталу.
Ключов1 слова: людський каттал
L.I. Galkiv -L'viv commercial academy The human capital: basic concepts and conceptual positions
It is investigated evolution of theoretical statements of a category "the human capital". Features of the human capital in system of economic categories are generalised. Theoretical approaches to allocation of kinds of the human capital are opened.
Keywords: human capital
Утвердження у розвинених крашах св1ту ново1 тенденци, яка одержала назву "штелектуашзащя економжи", тобто базування економжи на знан-нях, спрямовуе на усвщомлення того, що пошук ефективно! модел1 сощаль-но-економ1чного розвитку Украши необхщно вести у площиш визнання те-ори людського кашталу та реального запровадження ïï у практику ринкових перетворень. Людський каттал е об'ектом дослщження як економ1слв, так i сощолопв. Останш основний акцент роблять на набуванш навичок, умшня, життевого досвщу, мудросп, щнностей i норм, яю шдвишують шанси шдивь да у визначенш сукупноï заробiтноï плати та умов пращ.
Проблемам дiагностування та прогнозування розвитку людського катталу придшяли увагу вггчизняш дослiдники, серед яких Д. Богиня, З. Вар-налш, А. Гальчинський, В. Геець, О. Гршнова, Г. Евтушенко, С. Лiбанова, В. Куценко, С. Писаренко, Л. Семiв, Л. Шевчук та шшь Автори сходяться на тому, що дослщження рiзних аспектiв людського катталу е актуальними. Однак в економiчнiй лiтературi через вiдсутнiсть ч^ких i однозначних пози-цiй у розумшш самого поняття "людський каттал" залишаеться проблемою неоднозначнiсть його трактування.
Вважають, що передумови для розроблення теорп людського кашталу були закладеш у працях класиюв полiтичноï економи, якi започаткували на-
