2.5. Совокупная факторная производительность и ее влияние на PPP

Теперь рассмотрим описание процесса измерения других пока_

зателей, служащих объясняющими переменными в структурных

моделях отклонений от паритета. Наиболее важными из них явля_

ются данные по совокупной факторной производительности (СФП)

и по индексам цен торгуемых и неторгуемых товаров.

Построение индекса совокупной факторной производительно_

сти само по себе является чрезвычайно непростой задачей. В рос_

сийской литературе применяются два принципиально разных под_

хода к построению индекса СФП. Характерными примерами таких

работ являются (Бессонов, 2002) и (Bessonova, Kozlov, Yudaeva,

2002).

В работе (Бессонов, 2002) на основе квартальных данных по

выпуску и основным факторам производства (труду и капиталу) с

использованием экспертных оценок различных плохо измеряемых

величин, таких как загруженность мощностей и норма амортиза_

ции, строятся производственные функции по отраслям экономики.

Временной ряд СФП получен как совокупный необъясненный оста_

ток модели.

В работе (Bessonova, Kozlov, Yudaeva, 2002) применяется оце_

нивание той же простейшей двухфакторной модели, но уже на ос_

нове панели данных по отдельным предприятиям. С одной сторо_

ны, достигается большая точность измерений за счет значительно_

го увеличения выборки. С другой стороны, присутствует проблема

плохой сопоставимости данных даже за соседние годы, в резуль_

тате чего оценки чувствительны к методике сбора и обработки ин_

формации.

Оба варианта оценки СФП не обладают большой точностью и

приводят к качественно различным результатам. В то время как

индекс, полученный на основе макроданных, в целом повторяет

динамику выпуска, индекс, полученный на основе микроданных,

характеризуется высокой волатильностью, что не свойственно

классическим предположениям о динамике СФП. По этой причине

для целей моделирования отклонений от PPP были использованы

ряды, полученные в работе (Бессонов, 2002), которые обладают

лучшей межвременной сопоставимостью. К тому же в работе про_

веден анализ влияния различных факторов на точность измерений,

позволяющий оценивать погрешность расчета.

К сожалению, в российской литературе традиционно не прово_

дится разбивка отраслей на производящие торгуемые и неторгуе_

мые товары. В качестве показателя, отражающего динамику СФП

торгуемых товаров, в данной работе будет использоваться индекс

СФП в промышленности, для неторгуемых товаров – индекс СФП в

секторе торговли и общественного питания (см. рис. 2.10).

Динамика полученных показателей соответствует общим пред_

ставлениям об экономическом развитии России в переходный пе_

риод, согласно которым совокупная факторная производитель_

ность стала расти в России не ранее 1998 г., чему способствовала

существенная переоцененность обменного курса рубля. Она также

в некоторой степени соответствует предположениям модели Ба_

ласса–Самуэльсона, согласно которым совокупная факторная

производительность растет быстрее в секторе торгуемых, чем в

секторе неторгуемых товаров.

0.5

0.6

0.7

0.8

0.9

1

1.1

1.2

1.3

1.4

1.5

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002

СФП в торгуемом секторе СФП в неторгуемом секторе СФП в экономике в целом

Источник: Бессонов (2002).

Рис. 2.10. Индексы СФП в торгуемом и неторгуемом

секторах и средний по экономике

Теперь рассмотрим описание процесса измерения других пока_

зателей, служащих объясняющими переменными в структурных

моделях отклонений от паритета. Наиболее важными из них явля_

ются данные по совокупной факторной производительности (СФП)

и по индексам цен торгуемых и неторгуемых товаров.

Построение индекса совокупной факторной производительно_

сти само по себе является чрезвычайно непростой задачей. В рос_

сийской литературе применяются два принципиально разных под_

хода к построению индекса СФП. Характерными примерами таких

работ являются (Бессонов, 2002) и (Bessonova, Kozlov, Yudaeva,

2002).

В работе (Бессонов, 2002) на основе квартальных данных по

выпуску и основным факторам производства (труду и капиталу) с

использованием экспертных оценок различных плохо измеряемых

величин, таких как загруженность мощностей и норма амортиза_

ции, строятся производственные функции по отраслям экономики.

Временной ряд СФП получен как совокупный необъясненный оста_

ток модели.

В работе (Bessonova, Kozlov, Yudaeva, 2002) применяется оце_

нивание той же простейшей двухфакторной модели, но уже на ос_

нове панели данных по отдельным предприятиям. С одной сторо_

ны, достигается большая точность измерений за счет значительно_

го увеличения выборки. С другой стороны, присутствует проблема

плохой сопоставимости данных даже за соседние годы, в резуль_

тате чего оценки чувствительны к методике сбора и обработки ин_

формации.

Оба варианта оценки СФП не обладают большой точностью и

приводят к качественно различным результатам. В то время как

индекс, полученный на основе макроданных, в целом повторяет

динамику выпуска, индекс, полученный на основе микроданных,

характеризуется высокой волатильностью, что не свойственно

классическим предположениям о динамике СФП. По этой причине

для целей моделирования отклонений от PPP были использованы

ряды, полученные в работе (Бессонов, 2002), которые обладают

лучшей межвременной сопоставимостью. К тому же в работе про_

веден анализ влияния различных факторов на точность измерений,

позволяющий оценивать погрешность расчета.

К сожалению, в российской литературе традиционно не прово_

дится разбивка отраслей на производящие торгуемые и неторгуе_

мые товары. В качестве показателя, отражающего динамику СФП

торгуемых товаров, в данной работе будет использоваться индекс

СФП в промышленности, для неторгуемых товаров – индекс СФП в

секторе торговли и общественного питания (см. рис. 2.10).

Динамика полученных показателей соответствует общим пред_

ставлениям об экономическом развитии России в переходный пе_

риод, согласно которым совокупная факторная производитель_

ность стала расти в России не ранее 1998 г., чему способствовала

существенная переоцененность обменного курса рубля. Она также

в некоторой степени соответствует предположениям модели Ба_

ласса–Самуэльсона, согласно которым совокупная факторная

производительность растет быстрее в секторе торгуемых, чем в

секторе неторгуемых товаров.

0.5

0.6

0.7

0.8

0.9

1

1.1

1.2

1.3

1.4

1.5

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002

СФП в торгуемом секторе СФП в неторгуемом секторе СФП в экономике в целом

Источник: Бессонов (2002).

Рис. 2.10. Индексы СФП в торгуемом и неторгуемом

секторах и средний по экономике