CC BY
11
МАКРОЕКОНОМ1ЧН1 ТА РЕГ1ОНАЛЬН1 ПРОБЛЕМИ РОЗВИТКУ ПРОМИСЛОВОСТ1
УДК 330.356.7:332:338.45(477) DOI: http://doi.org/10.15407/econindustry2021.01.005
Юрш Михайлович Харазiшвiлi,
д-р екон. наук, головний науковий ствробтник E-mail: yuri_mh@ukr.net https://orcid.org/ 0000-0002-3787-1323;
Вячеслав 1ванович Ляшенко, д-р екон. наук, професор, завгдувач в1ддту 1нститут економ!ки промисловостi НАН Укра!ни вул. Мари Каптст, 2, м. Ки!в, 03057, Укра!на E-mail: slaval_aenu@gmail.com https://orcid.org/0000-0001-6302-0605
УРАХУВАННЯ 1ННОВАЦ1ЙНИХ ФАКТОР1В ЕКОНОМ1ЧНОГО ЗРОСТАННЯ У ВИРОБНИЧ1Й ФУНКЦП КОББА-ДУГЛАСА (на приклад старопромислових регшшв УкраУни)
На основ! aнaлiзу кшьюсно! оцiнки впливу фaкторiв шновацшно! дiяльноcтi на динамо екoнoмiчнoгo розвитку та визначення його ендогенного внеску в екoнoмiчне зростан-ня кра!ни встановлено, що в заруб1жних працях вш зазвичай ототожнюеться з виявленням впливу науково-технолопчного прогресу. При цьому окремо вплив шновацшних фактор1в на економ1чне зростання не розглядаеться.
Спроби такого визначення у в1тчизняних дослщженнях обмежуються використанням вщомих метод1в: штегрального ощнювання, експертних ощнок, мультипл1катор1в, еконо-метричних моделей. Бшьш1сть розглянутих шдход1в ор1ентовано на виявлення шновацш-ного впливу на економ1чний розвиток, а не на економ1чне зростання.
Основним засобом ощнювання рол1 та шновацшного внеску в економ1чне зростання е модель функци сукупно! пропозици, як правило, на баз1 виробничо! функцп Кобба-Дугласа. У результат анал1зу використовуваних шдход1в зроблено зауваження щодо еко-нометричних метод1в. Запропоновано шдхщ, заснований на неокласичнш виробничш функци Кобба-Дугласа з1 стшкютю вщдач1 вщ масштабу у форм! Я. Тшбергена з нейтральним за Дж. Иксом техшчним прогресом, спадною граничною продуктившстю макроеконом1ч-них фактор1в з урахуванням обмеженост !х взаемозамшност! Такий шдхщ забезпечуе причинно-наслщковий функщональний (а не статистичний) зв'язок м1ж вхщними та вихщ-ними змшними, не потребуе довгих динам1чних ряд1в, характеризуеться динам1чними кое-фщентами еластичност1, коефщентом завантаження катталу та врахуванням шновацшно-го фактора в кожному окремому перюд!
1нновацшний фактор включае обсяги: валових внутршшх витрат на НДР, витрат на шноваци, загальних витрат на осв1ту. Для визначення формал1зованого внеску шновацш-ного фактора в економ1чне зростання застосовано «метод залишку Солоу», який через ло-гарифмування та логарифм1чш похщш у виробничш функци дозволяе одержати формал> зоваш ощнки внеску кожного фактора в економ1чне зростання та розробляти на цш основ! необхщш заходи регулювання. Метод апробований на р1вш держави та старопромислових регюшв Укра!ни (Дшпропетровська, Запор1зька та Юровоградська област Придншров-ського економ1чного району).
© Ю. М. Харазшвш, В. I. Ляшенко, 2021
-Економгка промисловостг Экономика промышленности
ISSN 1562-109X Econ. promisl. 2021, № 1 (93)
Розглянуто роль, важлившть i вплив головних факторiв економiчного зростання разом з шновацшними з боку сукупно1 пропозицп; оцiнено ефективнiсть витрат на шнова-цiйнi фактори.
Ключовi слова: економiчне зростання, науково-технологiчний прогрес, шновацшш фактори, виробнича функцiя, залишок Солоу, старопромисловi регiони.
ЖЬ\ 0400, F430, F470, L52
1дея перспективностi iнновацiйного зростання нацюнально1 економiки з уам 11 очевидним позитивним ефектом е неновою i не викликае сумнiвiв. Саме тому шнова-цiйна економжа сьогоднi цiлком справедливо вважаеться одним iз прiоритетних на-прямiв розвитку, а 11 потенцiал усвщомле-ний на загальнодержавному рiвнi. Устх шновацшно1 дiяльностi значною мiрою за-лежить вiд достатностi ресурсного забез-печення, у тому числi вщ швестицшно1 за-безпеченостi. Отже, управлшня шноващя-ми мае враховувати особливост швести-цшно1 дiяльностi. Постове збшьшення ш-вестицiй мае низхiдну вщдачу, що обумов-лено структурною кризою - старi техноло-гiчнi ршення не приносять очiкуваного прибутку, i продовження iнвестування у традицiйнi напрями розвитку обертаеться збитками, тобто знещнюванням катталу. Тут працюе добре вщомий у теори науко-во-технологiчного прогресу закон, згiдно з яким у життевому циклi будь-яко1 технологи настае етап насичення, коли кожне на-ступне пiдвищення iнвестицiй дае спадну вiддачу. Будь-яка технологiя зрештою на-ближаеться до моменту, коли шяю швес-тици вже не спроможш дати необхiдний прибуток i в данiй фазi розвитку настае знещнення капiталу, вкладеного в цю тех-нологiю. Подальше зростання можливе тшьки за рахунок упровадження принци-пово iнших новiтнiх технологiй, тобто ш-новацiйного розвитку - переходу вiд вiд-творювального до шновацшного типу розвитку.
«1нновацшшсть е визначальною характеристикою сучасних науково-техшч-них, виробничих, соцiально-економiчних й уах суспiльних процесiв. Вiд оволодiння шновацшними мехашзмами розвитку за-лежить доля Украши: чи рухатиметься во-
на в напрямi входження до розвинутих кра-!н, чи залишиться стагнуючою кра1ною на узбiччi науково-технiчного i соцiального прогресу... Iнновацiйнiсть - це не тшьки ключ до динамiчного розвитку, добробуту, особистого успiху, а й зааб забезпечення суверенiтету краши, И конкурентоспро-можностi у сучасному надскладному свт» (Геець, 2015).
Основним засобом ощнювання ролi та внеску науково-технологiчного прогресу (НТП) в економiчне зростання е модель функцп сукупно1 пропозицп, як правило, на базi виробничо1 функцп Кобба-Дугласа. У зв'язку з цим набувае особливо1 актуальной розроблення модифжаци функцп Кобба-Дугласа для ощнювання також ш-новацшного внеску в економiчне зростання, зокрема старопромислових регiонiв Укра1ни.
Кшьюсна оцiнка впливу факторiв ш-новацшно1 дiяльностi на динамiку еконо-мiчного розвитку й ендогенне визначення його внеску в економiчне зростання краши в зарубiжних працях ототожнюеться з ви-явленням впливу НТП у рiзних модифжа-цiях функцп Кобба-Дугласа. Це дослщ-ження Р. Солоу (Solow, 1991), Е. Денiсона (Denison, 1962), К. Оппенлендера (Оппен-лендер, 1980), В. Вельфе (Вельфе, 2002) та ш, короткий аналiз яких наведено у статт (Харазiшвiлi, 2018), де, зокрема, розглянуто тдходи Р. Солоу i Дж. Кендржа, З. Грилiхiса, Д. Джоргенсона, Н. Калдора, С. Басу, Н. Хессе, Ж. Бршкмана.
Також iснують спроби визначення шновацшного внеску в економiчний роз-виток вiтчизняними науковцями. Заслуго-вуе на увагу праця (Писаренко, Кваша, Ка-рлюк, Лях, 2015), у якш розглянуто рiзнi методичш пiдходи до оцiнювання впливу
iннoвaцiйнoï дiяльнoстi нa екoнoмiчний poзвитoк, a сaме:
метoд пoбyдoви iнтегpaльниx шдига-тopiв - мaються нa yвaзi мiжнapoднi шдек-си здaтнoстi дo iннoвaцiй, екoнoмiки знaнь, глoбaльний iннoвaцiйний iндекс тa iн. ;
метод експеpтниx oцiнoк - нaйчaстi-ше викopистoвyються метoди peer review, ^yraoro стoлy, мoзкoвoгo штypмy, Делфi, фopсaйт;
метoд системи iндикaтopiв - тaкa си-стемa мae вiдстежyвaти пpoсyвaння дo го-стaвлениx цiлей тa oцiнювaти ефективнiсть дiй;
метoди з викopистaнням е^шмет-pичниx мoделей, зoкpемa функцп Koббa-Дyглaсa, щo дoзвoляe визнaчити вплив oкpемиx фaктopiв y зaгaльнoмy пpиpoстi ВВП. Для oцiнювaння впливу iннoвaцiйнoï дiяльнoстi нa екoнoмiчний poзвитoк в Укpaïнi aвтopи зaпpoпoнyвaли викopистo-вyвaти метoд мyльтиплiкaтopa1.
b чoтиpьox нaведениx метoдiв тiльки oдин (oстaннiй) e теopетичнo пpидaтним для визтачення впливу iннoвaцiйниx фaк-тopiв нa екoнoмiчне зpoстaння, a вс iншi -для визнaчення впливу та екoнoмiчний poзвитoк.
Aвтopи ^oro пiдxoдy викopистoвy-ють виpoбничy функцго Koббa-Дyглaсa
Y = A1-a-ßLaKß, (1)
де Y - випуск пpoдyкцiï (ВВП, ВДВ), щo вимipюeться у вapтiснoмy виpaженнi у го-стiйниx цiнax; K - oснoвний кaпiтaл, щo викopистoвyeться у npo^ri виpoбництвa тa вимipюeться у вapтiснoмy виpaженнi у го-стiйниx цiнax; L - pесypс живoï пpaцi, який вимipюeться чисельнiстю зaйнятиx, кiлькiстю вiдпpaцьoвaниx людинo-гoдин
1 Метод мyльтиплiкaтopa (кoефiцieнтiв чут-ливoстi) зaстoсoвaнo нayкoвцями Haцioнaльнoгo iнститyтy стpaтегiчниx дoслiджень у 2011 p. Див. Хapaзiшвiлi Ю.М. (2011). Щoдo вибopy тoчoк впливу пoлiтики стимyлювaння екoнoмiчнoгo зpoс-тaння. Aнaлiтичнa зaпискa. HIСД, 04.10.2011 p. ^лек^н^ видaння). URL: https://niss.gov.ua/dos lidzhennya/ekonomika/schodo-viboru-tochok-vplivu-politiki-stimulyuvannya-ekonomichnogo (дaтa звеp-нення: 20.11.2020).
-Економжа ^oMurnoeocmi
ISSN 1562-109X Econ. promisl.
aбo oбсягaми витpaт та oraaiy пpaцi у вap-тютому виpaженнi у пoстiйниx цiнax; A -стpyктypнi пapaметpи виpoбничoï функци aбo пapaметpи нayкoвo-теxнiчнoгo пpoгpе-су; а - кoефiцieнт, щo xapaктеpизye внесoк пpaцi у зpoстaння випуску (ВВП); ß - вне-шк кaпiтaлy зpoстaння випуску (ВВП);
b циx пoяснень склaдoвиx виpoбни-hoï функци не зpoзyмiлo, який пapaметp нaспpaвдi мae викopистoвyвaтися: випуск aбo ВВП, oскiльки oдин iз нж з екoнoмiч-нoï тoчки зopy aпpiopi e пoмилкoвим, a з мaтемaтичнoï - не мae зтачення. Але дaлi, пpи poзpaxyнкax (Писapенкo, Kвaшa, Kap-люк, Ляx, c. 72), пoяснюeться: як pесypс ^a^ викopистoвyeться чисельнiсть зaйня-тиx го Укpaïнi; як кaпiтaл - oбсяги oснoв-ниx зaсoбiв у ц^му пo кpaïнi у звiтнoмy i бaзиснoмy пеpioдax у цiнax бaзиснoгo пе-pioдy; як виxiднi дaнi - oбсяги ВВП у ш-piвнянниx цiнax бaзиснoгo пеpioдy.
Зпдго з pезyльтaтaми poзpaxyнкiв нaйбiльший внешк у зpoстaння ВВП Укpa-1'ни мaлa пpoдyктивнiсть пpaцi, внесoк ^o-дyктивнoстi кaпiтaлy був незнaчним, a з 2008-2013 pp. - взaгaлi вщ^мним. Бaгaтo-фaктopнa пpoдyктивнiсть (HTQ) з 2005 пo 2011 p. (^м 2010 p.) пoсiдaлa дpyге мiсце зa внескoм у темпи зpoстaння ВВП, a у 2012-2013 pp. вийшлa нa пеpше мюце, щo, нa думку aвтopiв, e ^ямим свiдченням го-силення poлi iннoвaцiйниx фaктopiв. Kpiм тoгo, вoни ствеpджyють, щo бaгaтoфaктop-нa пpoдyктивнiсть вiдпoвiднo дo дoслiд-жень ОЕСР у низщ кpaïн пpямo зглежить вiд oбсягiв витpaт нa муку тa iннoвaцiï (у вiдсoткax дo ВВП). Тoмy дoсить дивнo, щo пpи вiд'eмнiй динaмiцi тa нaйнижчoмy piв-нi фiнaнсyвaння нayки в Укpaïнi сеpед ^a-ш £С гoлoвнa poль нглежить бaгaтoфaк-тopнiй пpoдyктивнoстi (HТП) в екoнoмiч-шму зpoстaннi ВВП.
У пyблiкaцiï (Чечypинa, 2005) виклa-денo змiстoвний aнaлiз мoделей HТП з ек-зoгенним типoм пpoгpесy, тoбтo oбyмoвле-ним зoвнiшнiми фaктopaми, незглежними вiд змiнниx екoнoмiчнoгo стaнy, a тaкoж ендoгенним теxнiчним пpoгpесoм. ^CTpy-ментoм дoслiджyвaниx мoделей e piзнi мo-
Экономика промышленножи-
7
дифшацл виробничо1 функцп Кобба-Дугласа:
модель К. Ерроу з нейтральним за Р. Харродом техшчним прогресом та ко-ефщентом масштабу виробництва бiльше одиницi, що обумовлено iндукованим кат-таловкладеннями техшчним прогресом; окремо вплив iнновацiйних факторiв на економiчне зростання не розглядаеться;
модель К. Опенлендера з нейтраль-ним за Дж. Гiксом техшчним прогресом. Пов'язане з технiчним розвитком удоско-налення виробництва трактуеться в моделi як результат процесу навчання при випус-ку продукци в результат матерiалiзацil на-копиченого досвiду завдяки кумулятивним капiталовкладенням; позитивним е необ-хiднiсть урахування коефiцiента заванта-ження капiталу, який обчислюеться регре-сшними методами або за допомогою екс-пертних опитувань; окремо вплив шнова-цiйних факторiв на економiчне зростання не розглядаеться;
модель П. Ромера з ендогенним тех-шчним прогресом за рахунок нагромад-ження людського катталу, що iндукуе зб> льшення ефекту вiд масштабiв виробницт-ва; запропонована П. Ромером виробнича функцiя щентична функци Кобба-Дугласа за виключенням катталу, вираженого не одшею змiнною, а сумою його складових, витрачених на придбання необхiдних засо-бiв виробництва. Отже, економша представлена моделями трьох секторiв: перший - дослщницький, на основi людського катталу та накопиченого знання продукуе нове знання, яке матерiалiзуеться у виглядi нових технологiй; другий - промiжний, на основi здобутих знань у першому секторi виробляються засоби виробництва; третш -на основi наявних засобiв виробництва, затрат працi та людського катталу забез-печуе випуск кшцево1 продукци. У моделi враховуеться залежшсть темпiв економiч-ного зростання вщ ставки банкiвського вщ-сотка, а також вщ величини людського катталу, акумульованого в секторi здобуття нового знання. Головний висновок полягае
в такому: «Не заохочуючи здобуття нового знання як такого, навряд чи можна розра-ховувати на вщчутну практичну вiддачу вiд науки в майбутньому» (Чечурина, 2005, с. 344).
У пращ (Гук, Лебщь, Самуляк, 2010) розглянуто залежнiсть мiж рiвнем розвитку економiки та науково-технiчним прогресом, яка опосередковано вщображае ефек-тивнiсть стратеги iнновацiйного розвитку за допомогою виробничо1 функцп Кобба-Дугласа, у лiвiй частинi яко1 ВВП, а як об-числюються виробничi фактори працi, ка-пiталу та коефщенти еластичностi, не зга-дуеться. Щодо оцiнювання рiвня шнова-цшного розвитку Укра1ни, то запропонова-но використовувати економетричну модель
у = Ь0 + Ьх + Ьх + Ьх + Кха + Ьх + е, (2) де Ъ0-Ь5 - параметри моделц - оцiнка рушiйноl сили iнновацiй; х2 - оцiнка ство-рення нових знань; х3 - рiвень iнновацiй-ностi та пщприемництва; х4 - рiвень засто-сування iнновацiй; х5 - оцiнка штелекту-ально1 власностi.
Однак нiяких розрахунюв iз викорис-танням зазначених формул не наведено.
Метою статтi е розширення вироб-ничо1 функцil Кобба-Дугласа шляхом до-давання до макрофакторiв НТП, затрат працi, затрат катталу, а також шновацш-ного фактора для визначення його впливу на економiчне зростання регiонiв.
У результатi узагальнення прикладiв застосування виробничо1 функцil Кобба-Дугласа для оцшювання iнновацiйного внеску в економiчне зростання зроблено таю зауваження (Харазiшвiлi, 2018, с. 8-9):
1. При використант рiвняння обмiну кiлькiсноl теорil грошей мае мюце неточ-нiсть, iдентична помилцi. За економiчним змiстом й у трактуванш самого I. Фiшера (автора рiвняння) (Фишер, 1926, с. 43-46) ураховуеться вся створена товарна маса, тобто випуск. У практичних розрахунках у функцп Кобба-Дугласа в лiвiй частинi рiв-няння використовуеться показник ВВП. Аналогiчно у виробничiй функцil макро-фактори (праця та капiтал) забезпечують
випуск продукци (випуск дорiвнюe сумi промiжного споживання та ВВП), а не ВВП, який е тiльки частиною випуску, обумовленою коефiцiентом технолопчнос-т виробництва (о - вщношення ВВП до випуску), що завжди менше одиницi. Ви-користання в лiвiй частинi рiвняння ВВП, а не випуску, та вщсутшсть перерахунку ка-пiталу на дефлятор призводять до перероз-подiлу коефiцiентiв еластичност на ко-ристь працi, а не катталу, що не вщповщае реальностi.
2. Використання показника загально! чисельностi зайнятих або кiлькостi вщпра-цьованих людино-годин замiсть затрат пращ Ь (Харазшвш, 2018, с. 9) (добутку ефективно! чисельностi платникiв податюв та величини середньорiчноl номшально1 зароб^но! плати Ж) призводить до розбiж-ностi розмiрностей у лiвiй i правiй части-нах рiвняння (1), що некоректно.
3. У виробництвi випуску беруть участь не лише наймаш пращвники, але й iншi зайнятi. Однак некоректно пiд параметром N розум^и загальну зайнятють -суму чисельностi найманих пращвниюв та шшо1 категори зайнятих, оскшьки останнi не отримують установлену для найманих пращвниюв зароб^ну плату та сплачують iнших податкiв. Тому чисельшсть шшо1 категори зайнятих необхiдно привести до е^валента найманих працiвникiв за рiв-нем середньомюячно1 зароб^но1 плати й уама податками, якi сплачуються за найманих працiвникiв, тобто в тдсумку ви-значити ефективну чисельнiсть платникiв податкiв, яка i повинна використовуватися у виробничiй функци Кобба-Дугласа.
4. У процес експлуатаци капiтал зношуеться та переносить свою вартють на продукт виробництва, тобто амортизуеть-ся. У розглянутому перiодi (зазвичай рiк) в економщ кра1ни спостерiгаеться певна ш-флящя (дефляцiя), тому вартiсть капiталу мае переощнюватися з урахуванням зага-льного шдексу шфляци Р - дефлятора ВВП. Припустимо, що часовий лаг впливу швестищй у виробничий капiтал дорiвнюе року. Це стверджувати, що вартють катта-
лу, який працюе в перiодi визначаеться у попередньому перiодi (I -1)1, тобто
К = к,_р_ а_ +1,_, (3)
де А1-1 - номiнальне споживання основного капiталу; /1-1- номiнальнi капiтальнi швес-тици; Р(-1 - дефлятор ВВП.
5. Оскшьки каттал практично не може бути задiяний у повному обсязi, не-обхiдно ввести коефiцiент його заванта-ження 3. При проведенш розрахункiв реального ВВП у перiодi £ необхiдно величину переощненого капiталу Кг помножити на
коефщент його завантаження 3, щоб ви-
значити величину вартостi завантаженого катталу: К2 = 3гКг, який безпосередньо
бере участь у створенш випуску.
6. Не зовам зрозумшо, що таке се-редня продуктившсть макрофакторiв або постiйний середнш рiвень технологи та як його можна ощнити, а тим бшьше спрогно-зувати. Такими ж середшми будуть резуль-тати i постшними помилки. У викладенiй концепци цей параметр фактично виконуе роль компенсатора для збiжностi лiвоl та право1 частин рiвняння.
7. Застосування статистичних мето-дiв для визначення коефщентв еластично-стi мiстить помилки усереднення, що зни-жуе наукову та практичну цiннiсть резуль-татiв. Зазначеш коефiцiенти еластичностi е непостiйними, вони змшюються в часi вiд перюду до перiоду, особливо в перехщнш i трансформацiйнiй економiцi, тому при ста-тистичному визначеннi коефiцiентiв вироб-ничо1 функци виникае необхiднiсть пере-вiрки прийнятно1 похибки вiдображення результуючо1 змшно1 на вiдомих перiодах, перш шж розраховувати внесок рiзних фа-кторiв в економiчне зростання, не кажучи вже про обгрунтування прогнозное' спро-можностi.
За методологiчну основу створення концепци моделi сукупно1 пропозици об-рано неокласичний пiдхiд у контекст кей-нЫансько1 теори, тобто рiвень цiн впливае
1 Варпсть катталу попереднього перюду К?-1 розраховуеться як середне арифметичне на початок 1 шнець цього перюду.
-Економжа промисловостi Щ* Экономика промышленности-
ЙБЫ 1562-109Х Есоп. рто^. 9
2021, № 1 (93)
на економiчну актившсть (крива сукупно1 пропозици не вертикальна, а мае додатний нахил). Це дае змогу розраховувати не ска-лярну величину сукупно1 пропозицп, а И функцiю вщ змiни загального рiвня цiн -дефлятора ВВП.
Отже, модель функцп сукупно1 пропозици грунтуеться на неокласичнiй вироб-ничiй функцп Кобба-Дугласа зi стшкютю вiддачi вiд масштабу у формi Я. Тiнбергена (Тинберген, 1967) з нейтральним за Дж. Гiксом техшчним прогресом, спад-ною граничною продуктившстю макро-факторiв з обмеженiстю !х взаемозамшнос-тi. Такий пiдхiд забезпечуе причинно-наслiдковий функцiональний (а не статис-тичний) зв'язок мiж вхщними та вихiдними змiнними, характеризуеться динамiчними коефiцiентами еластичностi, коефiцiентом завантаження катталу1 та врахуванням ш-новацiйного чинника в кожному окремому перiодi (ХаразшвЫ, 2019а, с. 16):
V" (Р) =е
-„У
Ж
IN (Р) ЖК
)
\-щ-Д
(о У'
^т, г
(4)
\ ^ г ;
де V/ - реальний випуск сукупно1 про-
позицil; е
7г
£= Nef ,г / М^,г-
- НТП; г - темп НТП; частка ефективно1 чисель-
ностi платникiв податкiв у загальнш зай-нятостi; М/ í - ефективна чисельшсть плат-
никiв податюв (найманi працiвники плюс iнша категорiя зайнятих, приведена до ек-вiвалента найманих працiвникiв за всiма податками та зароб^ною платою); N I -
загальна зайнятiсть; N (Р) - функцiя оптимального попиту на працю, визначена з умови рiвностi вартостi граничного продукту пращ номшальнш ставцi зароб^но1 плати; Ж - середньорiчна номiнальна за-робiтна плата найманих працiвникiв; кт ( -коефiцiент соцiальних навантажень; -коефiцiент завантаження катталу; К -
2018).
За модифжащею автора (Харазшвш,
затрати капiталу; а( - коефiцiент еластич-ностi при затратах пращ; Д - коефiцiент еластичностi при iнновацiйних затратах; \ -а{-Д{ - коефiцiент еластичностi при
затратах катталу; Оги 1 - номшальт шно-вацiйнi витрати; Р{ - дефлятор ВВП; t - пе-
рiод часу.
Перехiд вщ випуску до ВВП (ВРП) здшснюеться через коефiцiент технолопч-ностi виробництва (ст,), який у кожному
перiодi визначаеться вiдношенням ВВП (ВРП) до випуску згщно з макроекономiч-ною тотожностi «випуск дорiвнюе сумi промiжного споживання та ВВП»:
ОБР, (р) = V? (Р). (5)
Отже, у виробничш функцп разом iз затратами пращ та катталу пропонуеться видшення затрат на iнновацiйнi фактори, яю, на вiдмiну вiд (Харазiшвiлi, 2019а), в> докремлюють витрати на шновацп та мож-ливий ефект вщ 1хнього запровадження (обсяг реалiзованоl шновацшно1 продукцп, обсяг шновацшно1 продукцп у товарному експорт та iн.). Ц витрати включають об-сяги: валових внутрiшнiх витрат на НДР, витрат на шновацп та загальних витрат на освггу:
От, г = °пя, г + Огн.уи, t + ОV t , (6)
де Отк 1 - номiнальний обсяг валових
внутрiшнiх витрат на НДР; - номша-
льний обсяг iнновацiйних витрат; г -
номшальний обсяг загальних витрат на осв^.
Як розвиток теоретичного пiдходу, запропонованого в робот (Харазшвш, 2019а), виведемо формалiзованi рiвняння внеску макрофакторiв в економiчне зрос-тання з використанням методу «залишку Солоу», як у робот (ХаразшвЫ, 2018, с. 10-11), а саме через логарифмування та отримання логарифмiчних похiдних2:
У подальших формулах для 1хнього спрощення символ часу t опускаеться, але маеть-ся на уваз1.
а
lnV = yt + a(ln£ + ln N 0,001 + ln W12 -
- ln P + ln £и) + (1 - a - ß)(ln 3 + ln K) + (7)
+/?(lnGjm -lnP);
rflnF F . ч c —— = - = (y + yt) + a(\ng + at V
+ln 0,001N + ln W12 - ln P + ln ) +
+a
i N W P к — + — +---+ —
£ N W P к
- «(-/?)•
•(In 3 + ln a:) - A-fi)(ln 3 + In A) + +(1 - a-ß)
(8)
f3 K>
де
3 K
ч /
+ß(lnGmn-lnP) + ß
V £ IN W 3
(G. inn Р\
G V inn п
а P
к„
V' N' W' 3' К' P' Gjksn
темпи вщповщних змшних; ;/, а, ß - по-хщш темпу НТП (прискорення) та коефщ-ент1в еластичност при затратах пращ та шновацшних витратах (N - задаеться у млн чол.; W - грн за мюяць; ус шш1 вар-тюш величини - у млрд грн).
Темпи приросту зазначених змшних розраховуються з використанням вщповщних дефлятор1в поточного (для випуску та зароб1тно! плати) та попереднього (для катталу) перюд1в. Отже, внесок НТП у темп приросту випуску, уречевленого у пращ, становить Tempo _L = а(1п£ + 1п0,00Ш + 1п12Ж-
- ln P + ln ksn) +
J N W P НТП, уречевленого в каштал1, -
Л
(9)
Tempo К = äß{\x\ 3 + \пК) +ßa •(ln 3 + ln K) + (1 - a-ß)
V3 K У
(10)
НТП, уречевленого в шноващях, -Tempo Innov = ß(\n Gjnn - ln P) +
(
+ß
inn f
V inn
p} p
(11)
Знаючи внесок кожного фактора в eKOHOMi4He зростання випуску або ВВП, можна визначити темп науково-технолопч-ного прогресу для рiвняння ВВП або випуску:
для рiвняння ВВП Tempo _ STP = Tempo _ GDP - Tempo _ L -
-Tempo _ K - Tempo _ Innov - Tempo _ a;
для р1вняння випуску Tempo _ STP = Tempo _ V - Tempo _ L -
(12)
(13)
- Tempo _ K - Tempo _ Innov;
Шсля виконання вщповщних розра-хунюв для старопромислових регюшв, а саме для Придшпровського економ1чного району (Дншропетровсько!, Запор1зько! та Юровоградсько! областей), одержано ощн-ки кшьюсного внеску макрофактор1в в економ1чне зростання ВРП як вщсоток приросту1. Усереднеш результати !хнього впливу на економ1чне зростання зазначених областей Укра!ни за 2001-2019 рр. наведено в таблиц!.
Анал1з динамши середньор1чного (за 19 роюв) внеску фактор1в виробництва у зростання темтв приросту ВРП старопромислових регюшв Укра!ни свщчить, що найбшьший вплив на позитивне зростання ВРП мають (у вщповщнш послщовност1):
у Дшпропетровськш област - затра-ти пращ, технолопчшсть виробництва, ш-новацшш фактори, затрати катталу;
у Запор1зькш област - затрати пращ, затрати катталу, технолопчшсть виробництва, шновацшш фактори;
у Юровоградськш област - затрати пращ, затрати катталу, шновацшт фактори, технолопчшсть виробництва.
Державна служба статистики Укра!ни. Статистична шформащя. Репональна статистика. URL: http://www.ukrstat.gov.ua/ (дата звернен-ня: 25.11.2020); Статистична шформащя. Регю-нальна статистика. Статистичний зб!рник. URL: http://www.ukrstat.gov.ua/ (дата звернення: 25.11.2020); Статистична шформащя. Репональна статистика. Комплексна репональна статистика. URL: http://www.ukrstat. gov.ua/ (дата звернення: 25.11.2020).
- Економжа промисловостг Экономика промышленности
Таблиця - Середньор1чш значення внеску факто|Мв виробництва у зростання ВРП, %
приросту ^ за р1к
Область ВРП НТП Ь К ст 1ппоу
Дншропетровська 2,086 -3,258 3,175 0,0203 1,162 0,5714
Запорiзька 2,326 -4,155 3,462 1,499 0,871 0,5393
Кiровоградська 4,536 -4,692 5,223 2,053 0,748 0,8894
Джерело: розраховано авторами.
За визначений перюд НТП мав нега-тивний внесок у вЫх розглянутих областях Украши, тобто вiн зменшував вiддачу вщ макрофакторiв.
Iнновацiйнi фактори, усередненi за 19 роюв, чинять вплив на економiчне зростання, що обмежуеться внеском 0,57-0,89% приросту реального ВРП та вщображаеться
таким усередненим вщсотковим внеском у зростання ВРП:
Днiпропетровська область - 27,4%; Запорiзька область - 23,2%; Юровоградська область - 19,6%. Динам^ внеску iнновацiйних фак-торiв в економiчне зростання ВРП старо-промислових регiонiв Приднiпровського економiчного району наведено на рис. 1.
1нновацшний внесок в зростання ВРП, % приросту
0 20
01
2С
03
2С
05
20
07
20
09
20
11
15
20
17
019
6
4
2
-6
0 Днтропетровська обл
Запорiзька обл. л Юровоградська обл.
Рисунок 1 - Динамика внеску шновацшних фактор1в в економпчне зростання ВРП
Розглянемо роль, важливiсть та вплив головних факторiв економiчного зростання.
Затраты прац - оплата прац (добу-ток частки ефективно1 чисельностi платни-кiв податкiв у загальнш зайнятост та оп-тимально1 чисельностi попиту на працю, зароб^но1 плати та коефiцiента сощально-го навантаження роботодавщв) е важливи-ми в економiчному зростаннi всiх регюшв Укра1ни. Це означае, що мультиплшатор оплати працi е найважливiшим (найбшь-шим та найшвидшим) серед уах iнших фа-кторiв економiчного зростання з рiзним
впливом його складових: позитивний вплив заробiтноl плати та зайнятост та не-гативний - збшьшення соцiального навантаження роботодавщв. Тому так важливо збшьшувати заробiтну плату та якiсть зай-нятостi для економiчного зростання. По-стае таке питання: до яких значень слiд збiльшувати оплату пращ? Безпосередне порiвняння обсягiв заробiтноl плати в рiз-них кра1нах е некоректним, тому що воно не враховуе рiвень розвитку окремо1 кра1-ни. Для цього слiд вщносити оплату працi до випуску товарiв i послуг кожно1 окремо1
краши. Однак найчастше И вiдносять до ВВП. Якщо в економiчно розвинутих кра1-нах це цiлком адекватно, то в крашах iз високим рiвнем корупцп та тшьово1 еко-номiки це призводить до абсурду, оскшьки таке порiвняння засвiдчуe провщш позици Украши за рiвнем оплати пращ у ВВП, що не вщповщае реальностi.
Якщо це було б насправд^ украшсью працiвники не вшжджали б за кордон у пошуках гщно1 винагороди за свою працю. Така ситуацiя пояснюеться штучним зб>
льшенням промiжного споживання та вщ-повiдним зменшенням ВВП у кра!нах i3 високим рiвнем тшзацп, вiдносно якого розраховуються iндикатор оплати пращ.
Розрахунки Ф. Шнайдера (Schneider, 2010) за 2003-2010 рр. i даш Свростату що-до частки оплати пращ у випуску пщтверд-жують гiпотезу про iснування обернено! залежностi мiж часткою оплати пращ у випуску (коефщентом еластичност а) та рiв-нем тЫзаци економiки (Харазiшвiлi, 2017, с. 28-29) (рис. 2).
Краша Р1вень т1тзацп, % ВВП (за Шнайдером) Частка оплати пращ у випуску
Болгар1я 32,5 0,17-0,185
Дашя 14,3 0,30-0,324
Шмеччина 14,6 0,26-0,300
Естошя 29,6 0,20-0,210
1спашя 19,5 0,24-0,245
Франщя 11,8 0,285-0,295
1тал1я 22,0 0,200-0,218
Угорщина 23, 0,205-0,226
Нщерланди 10,2 0,2 8-0,278
Португатя 19,5 0,270-0,290
Швещя 15,4 0,282-0,3 0
PiBeHb ^шзацн, % ВВП
35,00
30,00 25,00 20,00 15,00 10,00 5,00
\
>
<*-
N
1 [астк а опл ати п ращ у випу ску
а
0,16 0,18 0,20 0,22 0,24 0,26 0,28 0,30 0,32
б
Рисунок 2 - Взаемозалежшсть р1вня тшпацп та частки оплати пращ у випуску у кранах €С
Як свщчать розрахунки, рiвень оплати пращ у випуску в областях Придншров-ського економiчного району суттево вщ-стае вiд рiвня економiчно розвинутих кра1н СС (рис. 3). Отже, бажаним е досягнення середнього рiвня частки оплати пращ таких кра1н - 0,29. Збшьшення частки оплати пращ у випуску за рахунок пщвищення за-роб^но1 плати приводить до зростання ку-швельно1 спроможност населення та внут-рiшнього споживання, що через мульти-плiкатор споживання («2,58) збшьшуе об-сяги ВВП (ВРП) та темпи його зростання.
Пщ технолог1чтстю виробництва розумiеться вщношення ВВП (ВРП) до випуску, яке визначае, яка частка випуску формуе ВВП, а яка вщноситься до промiж-ного споживання - затратное' частини. 1с-
нування тшьово1 економiки призводить до штучного завищення промiжного споживання та, як наслщок, зменшення ВВП.
Власники великих пщприемств (пе-реважно промислових та будiвельних), ви-користовуючи фiктивнi статт витрат i за-вищуючи реальш витрати через <^рми-прокладки», а також застосовуючи iншi механiзми, домагаються пiдвищення тари-фiв, що призводить до збшьшення собiвар-тостi продукци - штучного збiльшення промiжного споживання та, як наслщок, до автоматичного зменшення ВВП. Тому зако-нодавче обмеження нащнок <^рм-прокладок» може сприяти пiдвищенню ко-ефiцiента технолопчносп та, як наслiдок, рiвня оплати пращ у випуску, ВВП, зни-женню рiвня тшзаци.
-Економжа npoMumoeocmi Чг' Экономика промышленности
ISSN 1562-109X Econ. promisl. 2021, № 1 (93)
0,40 0,35 0,30 0,25 0,20 0,15
0,10
1.1.1.1.1.1.1.1. - 1
1деал ьний теор етичний | нвень 0,382
С0,32
) : 1.....
Р|вень розвине ;них кра1н ЕС 0,26
1998
2000
2002
2004
2006
2008
2010
2012
2014
2016
2018
2020
Днтропетровська
■Запорiзька
Юровоградська
Рисунок 3 - Динамика частки оплати пращ у випуску областей Придншровського еко-номпчного району
Збiльшення затрат капталу, тобто обсяпв основних засобiв, i коефiцieнта йо-го завантаження приводить до збшьшення обсягiв i темпiв економiчного зростання. Збiльшення основних засобiв характеризу-еться iндикатором оновлення основних за-собiв - вщношенням капiтальних швести-цiй до переощнених обсягiв основних за-собiв. Збшьшення обсяпв основних засобiв та коефщента його завантаження е доцшь-ним при збшьшенш попиту на продукщю, що виробляеться, - зовнiшнього або внут-рiшнього, який безпосередньо залежить вiд кушвельно1 спроможностi населення, тобто вщ оплати працi та, вщповщно, вiд И вели-чини.
Ыновацшш факторы впливу е най-бшьш перспективними, якiсними та довго-строковими, вщ них залежать новiтнi тех-нологiчнi розробки та перехiд до вищого технологiчного укладу. Можна стверджу-вати, що нiяка краша або уряд не можуть бути конкурентоспроможними без науко-во! пiдтримки, а це, у свою чергу, досяга-еться вiдповiдним фiнансуванням НДР, ви-датками на iнновацiйну дiяльнiсть, осв^ та охорону здоров'я, тобто вкладеннями в людський капiтал.
Перелiченi фактори безпосередньо впливають на науково-технологiчний про-
грес. Ефективнiсть витрат на шновацшш фактори можна оцiнити спiввiдношенням одержаного ефекту вiд шновацшно1 дiяль-ност (обсягу реалiзованоl шновацшно1 продукци) (Писаренко, Кваша, Карлюк, Лях, 2015) до загальних витрат на шновацшш витрати: обсяги валових внутрiшнiх витрат на НДР, витрат на шноваци та загальних витрат на осв^ (рис. 4). Якщо цей шдикатор бiльше одиницi, то шновацшш вкладення можна вважати ефективними. Причому динамiка цього iндикатора коре-люеться з динамiкою частки оплати пращ у випуску та, вщповщно, з тшзащею еконо-мiки, тому що саме наймаш працiвники е авторами шновацшних рiшень, а 1хня оплата працi - стимулом до шновацшно1 дiяльностi.
Висновки. На основi аналiзу кшьюс-но! оцiнки впливу факторiв шновацшно1 дiяльностi на динам^ економiчного роз-витку i визначення його ендогенного внес-ку в економiчне зростання кра1ни встанов-лено, що в зарубiжних працях вш ототож-нюеться з виявленням впливу науково-технологiчного прогресу. Основний апарат такого визначення - функщя Кобба-Дугласа в рiзноманiтних модифiкацiях. При цьо-му окремо вплив шновацшних факторiв на економiчне зростання не розглядаеться.
ЙБЫ 1562-109Х Есоп. ргош181. 2021, № 1 (93)
Рисунок 4 - Динамика ¡нднкатора ефективносл шноващйннх витрат областей Прн-дшпровського економпчного району
Днiпропетровська □ 3anopi3bKa й Кiровоградська
Спроби такого визначення втизня-ними науковцями обмежуються викорис-танням методiв iнтегрального оцiнювання, експертних оцшок, мультиплiкаторiв, еко-нометричних моделей. Бшьшють розгляну-тих пiдходiв орieнтовано на виявлення ш-новацiйного впливу на економiчний розви-ток (загальне полшшення стану економ> ки), а не на економiчне зростання (збшь-шення обсягiв економiки).
Основним засобом оцшювання ролi та iнновацiйного внеску в економiчне зростання е модель функци сукупно! пропози-ци, зазвичай на базi виробничо! функци Кобба-Дугласа. У результатi аналiзу вико-ристовуваних пiдходiв зроблено зауважен-ня щодо економетричних методiв. Запро-поновано тдхвд, заснований на неокласич-нiй виробничш функци Кобба-Дугласа зi стiйкiстю вiддачi вiд масштабу у формi Я. Тшбергена з нейтральним за Дж. Иксом техшчним прогресом, спадною граничною иродуктившстю макрофакторiв з обмеже-шстю !х взаемозамiнностi, що забезпечуе иричинно-наслщковий функцiональний (а не статистичний) зв'язок мiж вхiдними та вихiдними змшними, не потребуе довгих динамiчних рядiв, характеризуеться дина-мiчними коефiцiентами еластичност, ко-
ефiцiентом завантаження капiталу та мож-ливiстю врахування iнновацiйного фактора в кожному окремому перюдг
Запропоновано розширення виробни-чо! функци Кобба-Дугласа шляхом дода-вання, ^м НТП, затрат працi та катталу, також iнновацiйного фактора, який вклю-чае обсяги валових внутршшх витрат на НДР, витрат на шноваци, загальних витрат на осв^. Такий метод розширення е уш-версальним та може бути застосований до будь-яко! кра!ни, регiону або виду еконо-мiчноl дiяльностi. Це дозволить одержати необхщну iнформацiю про поточний вплив, що е основою стратепчного плану-вання та розробки вщповщних стратепч-них сценарив.
Для визначення внеску шновацшного фактора в економiчне зростання застосова-но «метод залишку Солоу», який через ло-гарифмування та логарифмiчнi похiднi у виробничш функци дозволяе отримати фо-рмалiзовану iнформацiю про внесок кожного фактора в економiчне зростання та розробляти необхвдш заходи регулювання. Метод апробований у старопромислових регiонах Украши: Днiпропетровськiй, За-порiзькiй та Юровоградськш областях Приднiпровського економiчного району.
-Економжа npoMumoeocmi Щ* Экономика промышленности
ISSN 1562-109X Econ. promisl. 2021, № 1 (93)
1нновацшш фактори, усереднеш за 19 роюв, мають вплив на економiчне зрос-тання, що обмежуеться внеском 0,66-0,79% приросту реального ВРП та вщображаеться таким усередненим вщсотковим внеском у зростання ВРП: Днiпропетровська область - 27,4%, Запорiзька - 23,2, Юрово-градська - 19,6%. Розглянуто роль, важли-вiсть i вплив головних факторiв економiч-ного зростання разом з шновацшними з боку сукупно1 пропозици та оцiнено ефек-тивнiсть витрат на iнновацiйнi фактори.
Важливим напрямом подальших до-слщжень е наукове обгрунтування необ-хiдних обсягiв фiнансування iнновацiйних витрат на визначену перспективу за умови досягнення заданих темтв економiчного зростання з використанням сучасно1 методологи стратегування (Харазiшвiлi, 2019Ь, с. 83-88), що базуеться на принцип «май-бутне визначаеться траекторiею в майбут-не» замiсть принципу класичного прогно-зування «минуле визначае майбутне».
Лггература
Геець В.М. (ред.) (2015). 1нновацшна Укра-1на 2020: нацiональна доповщь / за заг. ред. В.М. Гейця та ш. Ки1в: НАН Укра1-ни. 336 с.
Вельфе В. (2002). Детермшанти зростання у формуваннi економiчного потенщалу (приклад Польщi). Економжа та про-гнозування. № 4. С. 9-35. Гук З.Б., Лебщь Т.В., Самуляк Ю. (2010). Фактори i напрями шновацшного роз-витку пiдприемств. В1сник Нацюнально-го утверситету «Львгвська полтехш-ка». Сер1я «Проблеми економжи та управлтня». С. 223-228. Оппенлендер К. (1980). Технический прогресс. Воздействие. Оценки. Результаты. Мюнхен. 176 с. Писаренко Т.В., Кваша Т.К., Карлюк Т.В., Лях Л.В. (2015). 1нновацшна дгяльтсть та гг вплив на економгчний розвиток в Украгт. Кшв: Укр1НТЕ1. 116 с. Тинберген Я. (1967). Математические модели экономического роста. Москва: Прогресс. 167 с.
Фишер И. (1926). Покупательная сила денег. Москва: НКФ СССР. С. 43-46.
Харазшвш Ю.М. (2017). Св^ло та тшь економжи Украши: резерви зростання та модершзаци. Економжа Украгни. № 4(665). С. 22-45.
Харазшвш Ю.М. (2018). Ощнка внеску науково-технолопчного прогресу в еко-номiчне зростання промислових репо-шв Украши. Економжа промисловост1, № 3 (83). С. 5-20. DOI: http://doi.org/10. 15407/econindustry2018.03.005
Харазiшвiлi Ю.М. (2019a). Теоретичш засади визначення iнновацiйного внеску в еконо-мiчне зростання. Управлтня економжою: теор1я i практика. Восьмг Чумаченювсью читання: зб. наук. праць. Кшв. С. 12-22.
Харазшвш Ю.М. (2019b). Системна без-пека сталого розвитку: iнструментарiй оцтки, резерви та стратегiчнi сценарп реалiзацií. Кшв: НАН Украши, 1н-т економжи пром-стг 304 с.
Чечурина М.Н. (2005). Анализ моделей научно-технического прогресса как фактора экономического развития. Вестник МГТУ. Т. 8. № 2. С. 338-347.
Denison E. F. (1962). The Sources of Economic Growth in the United States and the Alternatives Before. New-York: Committee for Economic Department, 1962.
Schneider F. (2010). Size and Development of the Shadow Economy of 31 European Countries from 2003 to 2010 (електронне ви-дання). URL: http://www.econ.jku.at/mem bers/Schneider/files/publications/LatestResea rch2010/ShadeEurope31_Sept2010_Revised Version.pdf (дата звернення: 20.11.2020).
Solow R. (1991). Growth Theory. Companion to Contemporary Economic Thought. London. P. 393-415.
References
Geets, V. M. (Ed.) (2015). Innovative Ukraine 2020: national report. Kyiv: NAS of Ukraine, 336 p. [in Ukrainian].
Welfe, B. (2002). Determinants of Growth in the Formation of Economic Potentials (Example of Poland). Economics and Forecasting, 4, рр. 9-35 [in Ukrainian].
Guk, Z. B., Lebid, T. V., & Samulyak, Yu. (2010). Factors and directions of innovative development of enterprises. Bulletin of the National University "Lviv Polytechnic". Series "Problems of Economics and Management", pp. 223-228 [in Ukrainian].
Oppenlander, K. (1980). Technical progress. Impact. Estimates. Results. Munich, 176 p. [in Russian].
Pisarenko, T. V., Kvasha, T. K., Karliuk, T. V., & Lyakh, L. V. (2015). Innovative activity and its influence on economic development in Ukraine. Kyiv: UkrINTEI. 116 p. [in Ukrainian].
Tinbergen, J., & Bos, H. (1967). Mathematical models of economic growth. Moskow: Progress, 167 p. [in Russian].
Fischer, I. (1926). The purchasing power of money. Moskow: NKF SSSR, pp. 43-46. [in Russian].
Kharazishvili, Yu. M. (2017). Light and shadow of Ukraine's economy: reserves of growth and modernization. Ukraine economy, 4 (665), pp. 22-45 [in Ukrainian].
Kharazishvili, Yu. M. (2018). Evaluation of the contribution of scientific and techno-logicalprogress in the economic growth of industrial regions of Ukraine. Econ. promisl., 3 (83), pp. 5-20. DOI: http://doi.org/10.154 07/econindustry2018.03.005 [in Ukrainian].
Kharazishvili, Yu. M. (2019a). Theoretical principles of determining the innovative contribution to economic growth. Management of the economy: theory and practice. Eight Chumachenko readings, pp. 1222.
Kharazishvili, Y. M. (2019b). Systemic Security of Sustainable Development: Assessment Tools, Reserves and Strategic Implementation Scenarios Institute of Industrial Economics. Kyiv: National Academy of Sciences of Ukraine, 304 p. [in Ukrainian].
Chechurina, M. N. (2005). Analysis of models of scientific and technological progress as a factor of economic development. Vestnik MOTU, Vol. 8, No. 2, pp. 338-347 [in Russian].
Denison, E. F. (1962). The Sources of Economic Growth in the United States and the Alternatives Before. New-York: Committee for Economic Department.
Schneider, F. (2010). Size and Development of the Shadow Economy of 31 European Countries from 2003 to 2010. Retrieved from http://www.econ.jku.at/members/ Schneider/files/publications/LatestResearch 2010/Shade Europe31_Sept2010_Revised Version.pdf (Accessed: 20.11.2020).
Solow, R. (1991). Growth Theory. Companion to Contemporary Economic Thought. London, pp. 393-415.
Юрий Михайлович Харазишвили,
д-р экон. наук, главный научный сотрудник E-mail: yuri_mh@ukr.net https://orcid.org/ 0000-0002-3787-1323; Вячеслав Иванович Ляшенко, д-р экон. наук, профессор, зав. отделом Институт экономики промышленности НАН Украины ул. Марии Капнист, 2, г. Киев, 03057, Украина E-mail: slaval_aenu@gmail.com https://orcid.org/0000-0001-6302-0605
УЧЕТ ИННОВАЦИОННЫХ ФАКТОРОВ ЭКОНОМИЧЕСКОГО РОСТА В ПРОИЗВОДСТВЕННОЙ ФУНКЦИИ КОББА-ДУГЛАСА (на примере старопромышленных регионов Украины)
На основе анализа количественной оценки влияния факторов инновационной деятельности на динамику экономического развития и определения его эндогенного вклада в экономический рост страны выявлено, что в зарубежных работах он отождествляется с по-
-Еттмжа прoMurnoeocmi Щ' З^тмика npoмышленнocтu
ISSN 15б2-Ю9Х Econ. promisl. 2Q21, № 1 (93)
нятием влияния научно-технологического прогресса. При этом отдельно влияние инновационных факторов на экономический рост не рассматривается.
Попытки такого определения в отечественных исследованиях ограничиваются использованием методов интегральной оценки, экспертных оценок, мультипликаторов, эко-нометрических моделей. Большинство рассмотренных подходов ориентированы на определение инновационного влияния на экономическое развитие, а не на экономический рост.
Основным средством оценки роли и инновационного вклада в экономический рост является модель функции совокупного предложения, как правило, на базе производственной функции Кобба-Дугласа. В результате анализа используемых подходов сделано ряд замечаний к эконометрическим подходам. Предложен подход, основанный на неоклассической производственной функции Кобба-Дугласа с постоянством отдачи от масштаба в форме Я. Тинбергена с нейтральным по Дж. Хиксу техническим прогрессом, убывающей предельной производительности макрофакторов с ограниченностью их взаимозаменяемости, что обеспечивает причинно-следственную функциональную (а не статистическую) связь между входными и выходными переменными, не требует долгих динамических рядов, характеризуется динамическими коэффициентами эластичности, коэффициентом загрузки капитала и учетом инновационного фактора в каждом отдельном периоде.
Инновационный фактор включает объемы валовых внутренних расходов на НИР, расходов на инновации, общих расходов на образование. Для определения формализованного вклада инновационного фактора в экономический рост применен «метод остатка Со-лоу», который через логарифмирование и логарифмические производные в производственной функции позволяет получить формализованную информацию о вкладе каждого фактора в экономический рост и разрабатывать необходимые меры регулирования. Метод апробирован на уровне государства и старопромышленных регионов Украины (Днепропетровская, Запорожская и Кировоградская области Приднепровского экономического района).
Рассмотрены роль, важность и влияние основных факторов экономического роста наряду с инновационными со стороны совокупного предложения и оценена эффективность затрат на инновационные факторы.
Ключевые слова: экономический рост, научно-технологический прогресс, инновационные факторы, производственная функция, остаток Солоу, старопромышленные регионы.
JEL: 0400, F430, F470, L52
Yuri M. Kharazishvili,
Doctor of economics, chief researcher E-mail: yuri_mh@ukr.net https://orcid.org/ 0000-0002-3787-1323;
Vyacheslav I. Lyashenko, Doctor of economics, professor, head. department Institute of Industrial Economics of the NAS of Ukraine 2 Maria Kapnist Street, Kyiv, 03057, Ukraine E-mail: slaval_aenu@gmail.com https://orcid.org/0000-0001-6302-0605
ACCOUNTING FOR INNOVATIVE FACTORS OF ECONOMIC GROWTH IN THE PRODUCTION FUNCTION OF COBB-DOUGLAS (on the example of old industrial regions of Ukraine)
Based on the analysis of the quantitative assessment of the influence of the factors of innovative activity on the dynamics of economic development and the endogenous determination of its contribution to the economic growth of the country, it is revealed that in foreign researches it is
identified with the concept of the influence of scientific and technological progress. However, the impact of innovative factors on economic growth is not considered separately.
Attempts of such a definition in Ukrainian researches are limited to well-known approaches: methods of integral assessment, methods of expert assessments, the method of multipliers, econometric models. Most of the approaches considered are focused on defining the innovative impact on economic development, rather than on economic growth.
The main tool for assessing the role and innovative contribution to economic growth is the aggregate supply function model, usually based on the Cobb-Douglas production function. The analysis of the approaches used revealed a number of comments on econometric approaches. In contrast to this, an approach is proposed based on the neoclassical production function of Cobb-Douglas with a constant return to scale in the form of J. Tinbergen, with technical progress neutral according to J. Hicks, decreasing marginal productivity of macrofactors with limited interchange-ability, which provides a causal functional (and not a statistical) relationship between input and output variables; does not require long time series. It is characterized by dynamic coefficients of elasticity, capital utilization rate and taking into account the innovation factor in each separate period.
The innovation factor includes: the gross domestic expenditures on research and development, the expenditures on innovation, general expenditures on education. To define the contribution of formal innovation factor in economic growth applied "method of Solow residual", which by taking the logarithm and obtaining logarithmic derivatives in the production function, provides a formalized information about the contribution of each factor to economic growth and allows to develop the necessary regulatory measures. The method has been tested at the level of the country and old industrial regions of Ukraine: Dnepropetrovsk, Zaporozhye and Kirovograd regions of the Dnieper economic region of Ukraine.
The role, importance and influence of the main factors of economic growth along with innovative ones on the part of the aggregate supply are considered and the cost-effectiveness of innovative factors is estimated.
Keywords: economic growth, scientific and technological progress, innovative factors, production function, Solow residual, industrial regions.
JEL: 0400, F430, F470, L52
OopMam циmуeannн:
Xapa3imBmi ro. M., ^ameHKO B. I. (2021). ypaxyBaHHa iHHOBa^HHHx ^aKTopiB eK0H0-MinHoro 3pocTaHHa y BHpo6HHnm $yHK^i' Ko66a-,flyraaca (Ha npHKnagi CTaponpoMHonoBHx perioHiB yKpai'HH). EKOHOMiKa npoMUcnoeocmi. № 1 (93). C. 5-19. DOI: http://doi.org/10.15407/ econindustry2021.01.005
Kharazishvili, Yu. M., & Lyashenko, V. I. (2021). Accounting for innovative factors of economic growth in the production function of Cobb-Douglas (on the example of old industrial regions of Ukraine). Econ. promisl., 1 (93), pp. 5-19. DOI: http://doi.org/10.15407/econindustry 2021.01.005
Hadiumna do peda^i'i 28.01.2021 p.
-EKonoMiKa npoMUcnoeocmi SKonoMUKa npoMumnennocmu
ISSN 1562-109X Econ. promisl. 2021, № 1 (93)
