Е. П. Карпець, кандидат економічних наук icon

Е. П. Карпець, кандидат економічних наук




Скачати 170.19 Kb.
НазваЕ. П. Карпець, кандидат економічних наук
Дата18.09.2012
Розмір170.19 Kb.
ТипДокументи
1. /karpec.rtfЕ. П. Карпець, кандидат економічних наук



Е.П. Карпець,

кандидат економічних наук,

Інститут кібернетики

НАН України


Прогнозування динаміки і структури економіки на основі моделей „витрати-випуск”


У запропонованій статті наводяться принципи використання моделі таблиць „витрати-випуск” для прогнозування структури і динаміки економіки. Отримані результати дозволяють оцінити тенденції економічної динаміки не тільки за допомогою темпів приросту традиційних економічних показників, але й з урахуванням їхніх структурних зрушень і рівня збалансованості економіки.


In proposed article the principles of „input-output” tables usage for economy structure and dynamic forecasting are presented. The results obtained give the capability to assess tendencies of economic dynamics not only by means of such characteristics, as rates of traditional economic indicators’ growth, but also considering its structural shifts and the rate of econonomic balance.


Проблема удосконалення структури економіки країни вимагає розробки методів виміру структурних зрушень. Швидкість, інтенсивність таких зрушень залежить від багатьох економічних чинників і змінюється в різні періоди. Оцінити тенденції зростання можна за допомогою таких характеристик, як темпи приросту традиційних економічних показників, питомі ваги окремих складових в агрегаті. Водночас може бути запропонований ряд більш строгих і досконалих методів обчислення величини структурних зрушень, оцінки ступеня збалансованості економіки.

Співробітниками Інституту кіберетики імені В.М. Глушкова НАНУ з метою прогнозу-вання структури і динаміки економіки запропоновано використовувати моделі таблиць „витрати-випуск” (далі – ТВВ), що має суттєві переваги перед традиційними підходами до прогнозування структурних зрушень [1–3].

Використання моделі ТВВ із метою прогнозування структури і динаміки економіки містить у собі три логічно взаємозалежних етапи:

1) розрахунок і аналіз сформованих тенденцій зміни матеріально-речовинних міжгалу-зевих пропорцій за деякий ретроспективний період часу;

2) прогнозування на основі зазначеного аналізу значень нормативних технологічних показників ТВВ (коефіцієнти матеріало-, фондо- і трудомісткості виробництва);

3) розробка і реалізація прогнозних ТВВ у системі поточних цін у розрахунку на використання отриманих результатів для складання балансів фінансових показників (баланс дохідних і видаткових статей державного бюджету, баланс грошових доходів і витрат населення, платіжний баланс тощо).

Дослідження в межах першого етапу обумовлені тією обставиною, що складені в цінах відповідних років звітні ТВВ ретроспективного періоду повинні бути приведені в порівняний вид, тобто, усі абсолютні показники, що враховуються в балансах, вимірюються в деякій системі незмінних цін певного базисного року. Це значить, що, якщо в кожному році (Д) ретроспективного періоду [1,t0] (t0 – останній рік даного періоду і, відповідно, перший рік прогнозного періоду) фізичні обсяги валової продукції , міжгалузевих потоків і кінцевої продукції ( – індекси галузей) обчислюються в постій-них цінах, відповідно, виду,, , то в грошовому вираженні усі ТВВ даного періоду можуть бути записані у вигляді:


(1)


У даній формулі ціна продукції кожного виду () диференційована в розрізі галузей споживачів. Теоретично це пов’язано з урахуванням таких обставин. По-перше, у міжгалузе-вих балансах структура економіки розглядається в досить укрупненій номенклатурі, окремі позиції якої іноді включають багато сотень найменувань конкретних видів продукції, оцінюваних за відповідними індивідуальними цінами. У зв’язку з цим структура потоків, що визначаються рядком ТВВ, виявляється неоднорідною щодо складу конкретних наймену-вань продукції, яка включається в дану позицію номенклатури балансу, а, отже, середні ціни на продукцію галузі i, що витрачається різними споживачами, будуть відрізнятися. По-друге, ціни навіть на один і той самий однорідний вид продукції можуть відрізнятися залежно від конкретних його споживачів. По-третє, при розробці балансів у цінах кінцевого споживання ціни на один і той самий вид продукції можуть відрізнятися через розходження в транспортно-торгових націнках для окремих споживачів.

Однак, вирішуючи практичні завдання не можна урахувати подібного роду нюанси в ціноутворенні. Тому при грошовій оцінці міжгалузевих потоків використовується єдина галузева ціна, що відрізняється від середньогалузевої, оскільки відноситься лише до тієї частини валової продукції галузі i, що споживається у виробництві у вигляді поточних матеріальних витрат (у якості цін виступають звичайно оптові ціни виробників). У цьому випадку середньо реалізаційна базисна ціна продукції виду i може бути визначена як:


, (2)


де – ціна продукції даного виду, що використовується для цілей кінцевого споживання (як правило – це споживчі або роздрібні ціни).

У визначеній в такий спосіб системі моделі таблиць „витрати-випуск” типу (1) подаються у вигляді:


(3)


де показники безпосередньо порівняні в часі, оскільки в них відсутній чинник зміни цін.

Для системи 3 натуральні коефіцієнти прямих витрат розраховуються як (4)

і набувають змісту технологічних коефіцієнтів прямих матеріальних витрат, безпосеред-ньо порівняних у часі (через сталість відношення ). Таким чином, кожний звітний баланс у системі незмінних цін може бути записаний у вигляді:


, . (5)


Саме у відношенні нормативів повинна бути застосована деяка процедура їхнього прогнозування на перспективу, що обумовлюється названим вище другим етапом загального процесу побудови і реалізації прогнозних моделей ТВВ. Серед усіх можливих із цих процедур найбільш перспективним є використання методу RAS. Базовий і удосконалений нами варіанти RAS описано в [2].

Зауважимо, однак, що самі коефіцієнти можуть бути коректно розраховані, якщо попередньо вирішено завдання порівнянності різночасних ТВВ, що у дійсності мають вигляд:


(6)


У самих значеннях об’ємних показників виміряних у системі поточних цін, приховується одночасний вплив як змін фізичних обсягів виробниц-тва, так і змін цін. Інакше кажучи, для кожного з цих показників стоїть завдання розкладання всякого їхнього приросту по двох зазначених чинниках. У загальному вигляді дане завдання може бути сформульоване в такий спосіб.

Нехай величина кожного з агрегатів у поточних цінах року Д визначається як:


, (7)


де – обсяги і ціни вхідних у відповідні агрегати різних видів продукції l у початковий (Д = 0) і кінцевий (Д = 1) періоди часу (наприклад, базовий і звітний, або запланований і досягнутий) рівні. Зміну вартості


(8)


потрібно представити у вигляді суми складових та , що відповідають зміні окремих чинників обсягів і цін, тобто


(9)


Використовуючи логарифмічний метод, величини складових виразу можемо визначити як

(10)

де – середня хронологічна між і .


, (11)


причому при . Позначення I у (10), (11) і далі відповідає індексам відповідних величин, наприклад:


, . (12)


Виходячи з отриманих співвідношень і абстрагуючись від конкретних видів продукції, можемо записати, що індекс повної вартості IQ дорівнює добутку:


, (13)

де , а Iq і Ipскладові , пов’язані зі зміною обсягів і цін відповідно, тобто, індекси обсягів і цін. Далі для моделі 3.12 провадиться розкладання приросту аналогічно виразу 9–11 і записується:


(14)


де – середня типу .

З співвідношення 14 випливають дуже важливі практичні висновки. По-перше, для ряду галузей у статистичній звітності розраховуються індекси фізичних обсягів і індекси цін. Причому ланцюгові індекси легко переводяться в базисні відносно будь-якого цікавого для нас року Д = 0. По-друге, там, де немає одного з індексів, але є інший, то відсутній індекс завжди можна одержати із співвідношень або, оскільки базисний індекс завжди може бути розрахований для будь-якої галузі у відношенні всіх трьох складових рівняння (6):


, (15)


оскільки в чисельнику і знаменнику цих відношень знаходяться номінальні значення (що вимірюються в поточних цінах відповідних років), відповідно: валовий випуск, проміж-не споживання і кінцеве споживання продукції галузі i. Якщо для даної галузі є базисний індекс обсягів , але немає індексу цін, то останній легко утворюється діленням на . Аналогічне зауваження стосується і показників . Тільки для перших двох величин йдеться про базисні індекси оптових цін, а для двох інших – про базисні індекси споживчих цін. Маючи на увазі дану обставину, фізичний приріст усякого показника порівняно з базисним періодом доцільно враховувати тільки в частині . Інакше кажучи, реальний обсяг виробництва періоду у цінах базисного року потрібно оцінювати як. Такого роду показники цілком порівняні в часі і є основою здійснення розрахунків з приведення різночасних ТВВ до порівняного виду. Для приведення реальних обсягів виробництва до системи поточних цін величину треба помножити на . Подібні процедури обертання поточних і базисних цін одержали назву процесів дефлювання. Докладного опису цих процесів у відношенні ТВВ ми тут не наводимо, оскільки вони є лише технічною деталізацією описаного вище загального алгоритму.

Після перерахування за цим алгоритмом усіх показників у порівняні ціни, одержуємо систему звітних таблиць „витрати-випуск” з однаковим переліком і класифікацією галузей. Аналіз цієї системи може здійснюватися за допомогою методів вирівнювання, екстраполяції й оцінки сталості динамічних рядів. За наведеними у порівняний вигляд звітними таблицями „витрати–випуск” доцільно розраховувати такі коефіцієнти:

1) валового внутрішнього продукту (ВВП): , що показують питому вагу прибутку, ПДВ і інших елементів ВВП, разом узятих у валовій продукції галузі;

2) структури собівартості: , що відображають частку оплати праці, аморти-зації основних виробничих фондів і загальної суми матеріальних витрат у собівартості продукції );

3) структури виробничих матеріальних витрат: , тобто питомі ваги витрат продукції галузі в загальній величині матеріальних витрат на виробництво продукції галузі j;

4) структури ВВП: , тобто питомі ваги витрати продукції виду i у загальному обсязі витрат по позиції (стовпцю) k другого розділу балансу (Ск);

5) експорту продукції , що показують частку вивозу (Еi) продукції i у валовій продукції галузі i;

6) доповнюючого імпорту продукції: (або ), що характери-зують питому вагу витрат завезеної продукції виду i у загальній його витраті на виробництво продукції виду j (або в загальній витраті продукції виду i по напряму k використання ВВП).

Крім перерахованих коефіцієнтів,необхідна інформація про динаміку валової продукції для кожної галузі матеріального виробництва; кінцевих споживчих витрат домашніх господарств і загальнодержавного управління; інших елементів кінцевого споживання . Перехід від згаданих показників до коефіцієнтів прямих витрат здійснюється за форму-лою:

, (16)


де – коефіцієнти, що відображають частку загальної суми матеріальних витрат (без амортизації) у собівартості продукції j.

Динамічні ряди цих даних ТВВ вирівнюються за допомогою методу найменших квадра-тів з метою виявлення основної тенденції їхньої зміни в часі. При цьому хороші результати дає застосування нескладних нелінійних моделей, у яких два параметри підлягають оптимі-зації на базі зазначеного методу.

Досить велика розмаїтість двопараметрових моделей досягається шляхом введення в них апріорних констант, під якими розуміються числові характеристики, що установлюють-ся на основі експертних оцінок, попередніх розрахунків тощо до застосування методів найменших квадратів або іншого способу знаходження емпіричної формули. Для практичної роботи зручна модель , у якій апріорною константою виступає a. Інші параметри визначаються методом найменших квадратів після логарифмування, тобто

, (17)


де х – аргумент часу; y – відповідний показник динамічного ряду. Якщо ряд, який вирівнюється, за своєю природою має верхню асимптоту, то замість виразу 17 застосовується


. (18)


Моделі 17 і 18 мають вагомі вирівнюючі властивості, якщо відносна варіація показників ряду приблизно дорівнює відносній варіації аргументів часу х. Коли ця умова не дотримується, властивості таких моделей можна покращити введенням у них ще однієї апріорної константи с:


, (19)

. (20)


Константа с може бути визначена двома способами: експертним і формальним. При експертному с розумно встановлювати рівним очікуваному діапазону прогнозу. Формальний спосіб виходить із допущення про рівність коефіцієнтів варіації змінних х i y. Наприклад, для моделі 20

, звідки , (21)


де – дисперсії, – середні значення відповідних показників

При двопараметровій моделі систему нормальних рівнянь зручно розв’язувати в загаль-ному вигляді. Наприклад, для моделі 20 маємо:


. (22)


При дослідженні динаміки показників ТВВ можна виділити такі характерні тренди:

1) незначущий, коливання ряду навколо тренда перебувають у межах, що не суперечать гіпотезі про їхнє випадкове походження;

2) незначущий, але коливання ряду навколо середнього значення перевищують задані межі, тобто, в окремі роки на досліджуваний показник вплинули чинники, які не можна вважати випадковими;

3) значущий, коливання ряду навколо тренда перебувають у допустимих межах;

4) значущий, коливання ряду навколо тренда виходять за межі заданих меж.

Перевірка значущості тренда може бути здійснена за допомогою різних критеріїв. Найбільш проста з них – це перевірка значущості коефіцієнта (індексу) кореляції, що характеризує тісноту зв’язків, які описує тренд.

Після згладжування й екстраполяції динамічних рядів коефіцієнтів і абсолютних характе-ристик міжгалузевих зв’язків, можуть бути складені прогнозні таблиці „витрати-випуск” у розрізі порівняних (реальних) показників. Оскільки при згладжуванні й екстраполяції доцільне сполучення лінійних і нелінійних моделей, виникає проблема ув’язування резуль-татів, отриманих різними методами. Сума коефіцієнтів витрат першого і третього розділів таблиць „витрати-випуск” у кожному стовпці повинна дорівнювати одиниці. Якщо ці коефіцієнти згладжуються і екстраполюються водночас лінійними і нелінійними методами, а деякі з них – експертним шляхом, то виникає необхідність у нормуванні, наприклад, згідно з формулою: , де – уточнений коефіцієнт рядка i і стовпця j міжгалузевого балансу; – той же коефіцієнт до коригування.

Метод коригування можна удосконалити, використовуючи непояснену стандартну похибку. У цьому випадку кожний коефіцієнт змінюють пропорційно його непоясненій стандартній похибці . У результаті значення уточнених коефіцієнтів yij практично завжди знаходяться в межах .

Отримані в ході екстраполяції показники валової продукції xj і кінцевого продукту , а також екстрапольовані й уточнені коефіцієнти застосовуються для розрахунку варіанта прогнозних ТВВ, у якому ще не проведене взаємне ув’язування ресурсів і їхнє використання по кожній галузі. Вихідні в розглянутому алгоритмі такого ув’язування – показники валової продукції і ВВП, а за допомогою коефіцієнтів таблиць „витрати-випуск” послідовно розраховуються всі інші елементи першого, другого і третього розділів балансу.

Взаємне ув’язування показників прогнозного ТВВ здійснюється ітераційним шляхом. Екзогенно задаються показники ресурсів (виробництво і імпорт продукції) і їхнє викорис-тання (проміжне споживання, кінцеве споживання, валове нагромадження капіталу, експорт). Спочатку для кожної галузі визначаються контрольні підсумки стовпців і рядків таблиць „витрати-випуск” для ітераційного процесу при i=j: . Необхідність такого усереднення контрольних підсумків перед початком ітераційного процесу пояснюється тим, що в цьому процесі беруть участь дані першого, другого і третього розділів ТВВ, а в ньому повинна мати місце рівність підсумків колонок (по першому і третьому розділах) і рядків (по першому і другому розділах). Таким чином, тут (а також безпосередньо в ітераційному процесі) застосована гіпотеза про те, що при статистичному прогнозуванні міжгалузевих зв’язків у приблизно однаковому ступені потрібно врахувати вплив зрушень, що відбувалися в звітному періоді, у виробництві продукції і змін у технології виробництва, тому що, з одного боку, недостатні темпи зростання виробництва продукції обмежують її споживання, а з іншого – зрушення в технології виробництва підвищують або знижують потребу у виробництві тієї або іншої продукції. Можна ввести обмеження, що допускає відхилення від не більш ніж на непояснену стандарт-ну похибку. Далі за допомогою ітераційної процедури здійснюється ув’язування показників ТВВ із отриманими контрольними показниками кожної галузі (підсумками стовпців і рядків).

Алгоритм ітераційного процесу такий: 1) розраховуються коефіцієнти корекції стовпців (); 2) уточнюються елементи стовпців шляхом множення їх на відповідний коефіцієнт корекції; 3) отримані дані підсумовуються по рядках і в результаті визначаються нові ; 4) знаходяться коефіцієнти корекції рядків () і уточнюються елементи рядків шляхом множення їх на відповідні коефіцієнти корекції; 5) підсумовуються отримані дані по стовпцях і потім знаходяться нові ; 6) здійснюється перехід знову до першого кроку і увесь процес повторюється, поки на деякій ітерації (n) не виконаються співвідношення .

У результаті розрахунків одержуємо збалансовану зведену модель прогнозних таблиць „витрати-випуск” і нові значення коефіцієнтів ТВВ. Таким чином, у запропонованому підході сполучаються два методи: спочатку провадиться екстраполяція, а потім отримані значення коригуються за допомогою ітераційної процедури. При цьому всі показники ТВВ порівняні в часі, тобто обчислюються в системі незмінних цін деякого базисного року (що збігається, як правило, із початком прогнозного періоду Д = t0 = t = 1). У зв’язку з цим виникає завдання наступного етапу розробки прогнозних ТВВ – переведення їхніх реальних (обчислених у постійних цінах) показників у номінальні, тобто, розраховані в поточних цінах прогнозованого періоду, показники. Фактично це питання дефлювання порівняних показників ТВВ відповідно до зміни поточних цін по роках прогнозованого періоду, яке має прикладне значення і не потребує деталізації в даній статті.


Література


1. Лавров Л.Г., Карпець Е.П. та ін. Прогнозування показників таблиць „витрати-випуск”: Метод. рекомендації. – Держ. НДІ ІМЕМінекономіки України. – К., 2004.

2. Лавров Л.Г., Карпец Э.П. Оптимизационная модель прогнозирования фискальных и монетарных показателей // Теорія оптимальних рішень . – К.: Ін-т кібернетики ім. В.М. Глушкова НАН України, 2004. – № 3. – С. 81–88.

3. Карпец Э.П., Лавров Л.Г. Оптимизационная эконометрическая модель межотраслево-го баланса // Теорія оптимальних рішень: Збірник наукових праць. – ІК НАНУ, 2005. – № 4. – С. 110–118.

Схожі:

Е. П. Карпець, кандидат економічних наук iconЖмайлова Ольга Григорівна, кандидат економічних наук, доцент Державного вищого навчального закладу «Українська академія банківської справи Національного банку України»
Слюсарева Людмила Валеріївна, кандидат економічних наук, доцент Національного університету державної податкової служби України «Концепція...
Е. П. Карпець, кандидат економічних наук iconАктуальні проблеми дослідження довкілля Матеріали ІІІ регіональної наукової конференції студентів та молодих учених
Касьяненко Г. Я., кандидат хімічних наук, доцент; Корнус А. О., кандидат географічних наук, доцент; Говорун О. В., кандидат біологічних...
Е. П. Карпець, кандидат економічних наук iconНаціональний університет біоресурсів І природокористування україни факультет аграрного менеджменту
С. М. Кваша, кандидат економічних наук, доцент О. Ф. Лука (Національний аграрний університет); доктор економічних наук, професор...
Е. П. Карпець, кандидат економічних наук iconМо­но­гра­фія Су­ми "Ви­дав­ництво Сум­ДУ"
М. В. Погорєлов – кандидат медичних наук; В.І. Бумейстер – доктор біологічних наук; Г. Ф. Ткач – кандидат медичних наук; С. Д. Бончев;...
Е. П. Карпець, кандидат економічних наук iconІсторія економічних вчень як навчальна дисципліна. Навчально-методичний комплекс з елективного курсу «Історія економічних вчень»
В. Васильєва – кандидат філософських наук, доцент, завідувач кафедри філософії та соціології
Е. П. Карпець, кандидат економічних наук iconІсторія економічних вчень як навчальна дисципліна.   Навчально-методичний комплекс з елективного курсу   «Історія економічних вчень»
В. Васильєва – кандидат філософських наук, доцент, завідувач кафедри філософії та соціології
Е. П. Карпець, кандидат економічних наук iconКолдовський вячечлав васильович, кандидат економічних наук, доцент

Е. П. Карпець, кандидат економічних наук iconКондіус інна степанівна, кандидат економічних наук, доцент

Е. П. Карпець, кандидат економічних наук iconСклад Кваліфікаційної комісії
Управління державної експертизи та ліцензування Держземагентства України, кандидат економічних наук
Е. П. Карпець, кандидат економічних наук iconЄріс Любов Миколаївна
Науковий керівник – кандидат економічних наук, доцент Слав’янська Наталія Григорівна
Е. П. Карпець, кандидат економічних наук iconЄріс Любов Миколаївна
Науковий керівник – кандидат економічних наук, доцент Слав’янська Наталія Григорівна
Додайте кнопку на своєму сайті:
Документи


База даних захищена авторським правом ©zavantag.com 2000-2013
При копіюванні матеріалу обов'язкове зазначення активного посилання відкритою для індексації.
звернутися до адміністрації
Документи