лучшие книги по экономике
Главная страница

Главная

Замовити роботу

Последние поступления

Форум

Создай свою тему

Карта сайта

Обратная связь

Статьи партнёров


Замовити роботу
загрузка...
Книги по
алфавиту

Б
В
Г
Д
Е
Ж
З
И
К
Л
М
Н
О

Прогнозування соціально-економічних процесів

Страницы [ 1 ] [ 2 ] [ 3 ] [ 4 ] [ 5 ] [ 6 ] [ 7 ] [ 8 ] [ 9 ] [ 10 ] [ 11 ] [ 12 ] [ 13 ] [ 14 ] [ 15 ]
[ 16 ] [ 17 ] [ 18 ] [ 19 ] [ 20 ] [ 21 ] [ 22 ] [ 23 ] [ 24 ] [ 25 ] [ 26 ] [ 27 ] [ 28 ] [ 29 ] [ 30 ] [ 31 ] [ 32 ]
[ 33 ] [ 34 ] [ 35 ] [ 36 ] [ 37 ] [ 38 ] [ 39 ] [ 40 ] [ 41 ] [ 42 ] [ 43 ] [ 44 ] [ 45 ] [ 46 ] [ 47 ] [ 48 ] [ 49 ] [ 50 ]

3.2. Прогнозування динаміки
коефіцієнтів МГБ

Під час побудови міжгалузевих балансів потрібно зважати на низку додаткових вимог щодо початкової системи коефіцієнтів прямих витрат.

1. Коефіцієнт прямих витрат аij є середньозваженою величиною з окремих коефіцієнтів витрат () продукту і на продукт j різних господарських галузей k.

При цьому для виконання (принаймні приблизно) прямої пропорційної залежності між xij та хj необхідне виконання однієї з таких умов:

  • окремі коефіцієнти прямих витрат  мають неістотно відріз­нятися одне від одного для всіх k;
  • питома вага виробництва продукту j різними господарськими галузями має бути практично незмінною.

2. Окремі коефіцієнти прямих витрат , своєю чергою, є середньозваженими коефіцієнтів витрат на створення продукту j господарською галуззю k, диференційованих за технологічними варіантами виробництва. Під технологічним варіантом виробниц­тва в цьому разі розуміють окремі підприємства, різні технологічні процеси тощо.
3. Коефіцієнти витрат зазвичай є узагальненими нормами вит­рат одного продукту за виробництва іншого, отриманими шляхом агрегування деталізованих нормативів матеріальних видатків.
Передумова стосовно прямої пропорційної залежності величин витрат предметів праці xіj від значень обсягів випуску продук­ції Xj насправді може виконуватися лише в певних інтервалах зміни обсягу випуску продукції, для яких зрушення у внутрішній структурі випуску продукції (як у плані співвідношення господарських галузей і технологічних варіантів виробництва, так і з огляду на склад продуктів деталізованої номенклатури) не приводять до суттєвих змін коефіцієнтів прямих витрат aij. Інакше кажучи, кожному інтервалу обсягу виробництва має відповідати певне значення коефіцієнта прямих витрат aij.
Коефіцієнти аіj виражають пряму пропорційну залежність між витратами на виробництво та випуском продукції у межах одного часового інтервалу (як правило, року). Для розрахунків на перспективні періоди треба знати, як змінюватимуться ці коефіцієнти [35].
Під час першого формулювання передумов моделі «витрати-випуск» В. Лєонтьєв висунув гіпотезу, що коефіцієнти aij незмінні в часі. Початкові дослідження моделей «витрати-випуск» були спрямовані на перевірку цієї гіпотези. Такий аналіз ґрунтується на простому зіставленні обсягу виробництва продукції за будь-який рік із їхніми гіпотетичними обсягами, розрахованими з огля­ду на те, що коефіцієнти витрат не змінилися порівняно з іншим, як правило, попереднім періодом. Звісно, такий аналіз можливий лише за наявності звітних матриць міжгалузевих балансів за кіль­ка років, побудованих за єдиною методологією.
Ці гіпотетичні обсяги визначалися таким чином:
Xt + ? = (E – A )-1Yt + ?,                               (3.2.1)
де Xt + ? — вектор гіпотетичних обсягів виробництва в році t + ?;
At — матриця коефіцієнтів прямих витрат року t;
Yt + ? — вектор кінцевого продукту року t + ?.
Такі дослідження проводили стосовно кількох країн за певний період часу. Аналіз даних засвідчив, що гіпотеза стосовно незмінності коефіцієнтів може спричинити до істотних викривлень реаль­них показників обсягів виробництва. Рівень цих викривлень неоднаковий як для різних галузей, так і для різних періодів часу. Це зумовлено розбіжностями в тенденціях технічного прогресу в різні періоди, що впливають на величину коефіцієнтів, та специфічними особливостями окремих галузей тощо. Водночас ці дані свідчать, що в багатьох випадках викривлення даних щодо обсягів виробництва, зумовлених незмінністю коефіцієнтів, порівняно невеликі.
З метою аналізу динаміки коефіцієнтів прямих витрат В. Лєон­тьєв запропонував використовувати величини їхніх відносних змін ():
,                         (3.2.2)
а також показники зважених відносних змін коефіцієнтів ():
.                 (3.2.3)
Зважені відносні зміни більш придатні для аналізу, оскільки в разі використання їх враховують реальні обсяги видатків галузей і пов’язаний із цим рівень значущості коефіцієнтів залежно від розміру випуску галузі.
Як свідчать результати досліджень для низки країн, зміни коефіцієнтів витрат порівняно менше визначають зміни структури виробництва, ніж зміни обсягу й структури. Міру впливу зміни коефіцієнтів аij та кінцевого використання ВВП на обсяг і структуру виробництва можна визначити таким чином :
Xt + ? – Xt = (E – At + ?)-1Yt+?(E – At )-1Yt =
= [(E – At+?)-1Yt+? – (E – At+?)-1Yt] + [(E– At+?)-1Yt –
(E – At)-1Yt].                                     (3.2.4)
Перший доданок формули (3.2.4), узятий у квадратні дужки, характеризує вплив зміни кінцевого використання ВВП на динаміку обсягу і структуру виробництва за період від року t до року + ?; другий доданок квадратних дужках — вплив змін коефіцієнтів.
Як зазначалося вище, використання в динаміці незмінних коефіцієнтів витрат подеколи може спричинитися до вельми суттєвого викривлення прогнозових обсягів виробництва продукції галузей.
Розроблення підходів до визначення коефіцієнтів витрат на перспективний період.

  • Найпростіший підхід полягає в екстраполяції динаміки ко­ефіцієнтів. Для нього можна скористатися різноманітними гіпотезами щодо характеру динаміки, зокрема:


 тощо.
де ?, ?, ?, ?статистичні параметри.
Такий підхід малопридатний для практичного застосування. Для його реалізації потрібні доволі репрезентативні динамічні ряди коефіцієнтів за кілька років поспіль.

  • Інший можливий підхід пов’язаний з аналізом чинників, які впливають на величину коефіцієнтів. Найпростішу реалізацію цього підходу запропонував відомий англійський економіст Р. Стоун — це метод RAS.

Основні положення цього методу є такими.
1. У результаті розвитку виробництва й технічного прогресу місце одних продуктів у складі матеріальних витрат заступають інші, тож коефіцієнти витрат одних видів продукції зростають, інших — зменшуються. Рівень збільшення або зменшення коефіцієнтів визначають за допомогою спеціального множника rt, однакового для і-го рядка матриці коефіцієнтів прямих витрат, який характеризує загальний ефект заміщення для продукції і-го виду. При цьому можливі три випадки:
ri > 1, тобто в майбутньому відбудеться збільшення питомих витрат i-гo продукту на виробництво інших видів продукції;
< 1, тобто в майбутньому відбудеться зменшення питомих витрат i-гo продукту на виробництво інших видів продукції;
rі = 1, тобто в майбутньому питомі витрати i-гo продукту на виробництво решти продуктів залишаться незмінними.
2. Прогноз розвитку виробництва пов’язаний зі зміною пропор­цій між витратами живої й матеріалізованої праці, через що змінюється питома вага матеріальних витрат предметів праці в загаль­ній вартості випуску продукції галузей.
В одних галузях у зв’язку із розширенням виробництва та дією інших чинників ця питома вага зменшується, в інших — збільшується, у третіх — залишається незмінною. Рівень збільшення чи зменшення питомої ваги витрат предметів праці визначають за допомогою коефіцієнтів sj, однакових для j-го стовпчика матриці коефіцієнтів прямих витрат:
sj > 1 — збільшення питомої ваги;
sj < 1 — зменшення питомої ваги;
sj = 1 — незмінність питомої ваги.
3. Коефіцієнти ri та sj не диференціюються за окремими видами витрат, усі пов’язані з ними зміни пропорційні відповідно для всіх елементів і-го рядка та j-го стовпчика. Отже, прогнозове значення коефіцієнта визначається як результат впливу двох чинників:
aij(1) = riaij(0)sj,(3.2.5)
де (1) та (0) означають величини, які належать відповідно до прогнозовго та базового періодів.
4. Коефіцієнти ri та sj вводять до моделі екзогенно.
Із коефіцієнтів ri та sj будуються діагональні матриці R і S:
 
За допомогою цих матриць матриця А(1) визначається так:
А(1) = RA(0)S.
Отже, в разі застосування методу RAS передбачається, що за зміни коефіцієнтів упродовж прогнозового періоду за рядками й стовпчиками виконується строга пропорційність. Справді, прогнозовані коефіцієнти прямих витрат і-го рядка дорівнюватимуть (ri ai1 s1; ri ai2 s2; ri ai3 s3. . . ri ain sn ). Усі вони містять однаковий множник ri. Коефіцієнти прямих витрат j-го стовпчика визначатимуться як: (r1 a1j sj; r2 a2j sj; r3 a3j sj . . . rn anj sj ). Усі вони містять однаковий множник si.
Реально такої пропорційності у зміні коефіцієнтів не існує. Заміщення одних видів матеріалів іншими не відбувається строго пропорційно за всіма напрямами споживання їх. Разом із тим, збільшення або скорочення питомої ваги споживання предметів праці не веде до пропорційної зміни всіх коефіцієнтів відповідних стовпчиків матриці. З урахуванням спільного впливу обох розглянутих чинників дещо пом’якшується строгість такої пропорційності, але вимоги до динаміки коефіцієнтів у разі використання методу RAS залишаються доволі жорсткими. Щоб упевнитися в цьому, розглянемо чотири пари базисних і прогнозних коефіцієнтів, розташованих у рядках і та k і в стовпцях j та l.
Із (3.2.5) виходить:
?aij = aij(1) – aij(0) = riaij(0)sj – aij(0) = aij(0)(risj – 1),

звідки

.                               (3.2.6)
Співвідношення, аналогічні до (3.2.6), можна одержати і для інших пар коефіцієнтів:
;                                  (3.2.7)
;                                    (3.2.8)
.                                   (3.2.9)
Із (3.2.6) та (3.2.7) виходить (з урахуванням, що aij(1)= aij(0) + ?aij)
.(3.2.10)
Із (3.2.8) та (3.2.9) визначаємо значення ri та rk й підставляємо їх у (3.2.10):
; ;
.                         (3.2.11)
Якщо позначити через ?ij темп зростання коефіцієнта aij, тобто , тоді (3.2.11) матиме вигляд
,                                 (3.2.12)
тобто темпи зміни коефіцієнтів, розташованих на перетині рядків i, k та стовпчиків j, l мають утворювати відповідну пропорцію.

  • Прагнення уточнення коефіцієнтів на перспективу на підставі аналізу чинників зумовило спроби використати методи кореляційно-регресійного аналізу для планування окремих коефіцієнтів.

Для оцінювання чинників, які впливають на величину коефіцієнтів, можна скористатися:

  • параметром, який характеризує вплив на величину коефіцієнта питомої ваги основного продукту в цілому;
  • параметром, який характеризує вплив розбіжностей випуску в незмінних цінах;
  • параметром, який характеризує вплив співвідношень між змінами цін на продукцію, що споживається та виробляється;
  • параметром, який характеризує вплив енергооснащення праці;
  • загальною кількістю зайнятих у галузі;
  • параметром, який характеризує вплив часу тощо.

Такий підхід не набув поширення для прогнозування динаміки коефіцієнтів у силу того, що ряди динаміки коефіцієнтів, оскільки ряди динаміки коефіцієнтів практично невідомі, і значення аргументів, які впливають на величини коефіцієнтів прямих витрат і необхідних для розрахунку функцій, доволі важко визначити на перспективний період екзогенним шляхом.

  • У практичному прогнозуванні значень коефіцієнтів прямих витрат предметів праці вельми поширеним є метод техніко-економічного розрахунку, який передбачає використання інформації, що надходить під час розроблення народногосподарських програм і планів. Відповідно до цього методу розрахунок коефіцієнтів здійснюють у два етапи: розрахунок коефіцієнтів витрат у натуральному вираженні (%); перехід до коефіцієнтів витрат у вартісному вираженні.

У розрахунку норм витрат на прогнозовий період враховують прогресивні зміни в технології виробництва, зміни питомої ваги, технологічних варіантів створення одного виду продукції, зрушення у спеціалізації виробництва, які, своєю чергою, змінюють співвідношення між галузями, що виробляють цей продукт, та інші чинники. До того ж необхідні прогнозні відомості стосовно детальної номенклатури виробництва окремих видів продукції у складі кожної «чистої» галузі.
Отже, техніко-аналітичний метод є доволі вимогливим до наявності інформації, яку можна отримати лише в комплексному процесі прогнозування, а без нього достовірний міжгалузевий баланс на перспективний період побудувати не можна.


Оскільки коефіцієнти прямих витрат переважно характеризують виробничо-технологічні зв’язки, структура яких за певного рівня технічного прогресу багато в чому схожа для промислово розвинених країн, то й результати такого аналізу для конкретної країни певною мірою можна поширити на відповідну групу країн.

Страницы [ 1 ] [ 2 ] [ 3 ] [ 4 ] [ 5 ] [ 6 ] [ 7 ] [ 8 ] [ 9 ] [ 10 ] [ 11 ] [ 12 ] [ 13 ] [ 14 ] [ 15 ]
[ 16 ] [ 17 ] [ 18 ] [ 19 ] [ 20 ] [ 21 ] [ 22 ] [ 23 ] [ 24 ] [ 25 ] [ 26 ] [ 27 ] [ 28 ] [ 29 ] [ 30 ] [ 31 ] [ 32 ]
[ 33 ] [ 34 ] [ 35 ] [ 36 ] [ 37 ] [ 38 ] [ 39 ] [ 40 ] [ 41 ] [ 42 ] [ 43 ] [ 44 ] [ 45 ] [ 46 ] [ 47 ] [ 48 ] [ 49 ] [ 50 ]


ВНИМАНИЕ! Содержимое сайта предназначено исключительно для ознакомления, без целей коммерческого использования. Все права принадлежат их законным правообладателям. Любое использование возможно лишь с согласия законных правообладателей. Администрация сайта не несет ответственности за возможный вред и/или убытки, возникшие или полученные в связи с использованием содержимого сайта.
© 2007-2017 BPK Group.