- •Моделирование производства и инвестиционных проектов
- •Хабаровск 2007
- •ВВЕДЕНИЕ
- •Исследуем отдачу от расширения масштабов производства и взаимосвязь между эластичностью производства и коэффициентами эластичности выпуска по производственным факторам.
- •Для случая двух переменных K и L однородность производственной функции F(K, L) определяется соотношением (1.4):
- •Рис.1.1. Изокванта и предельная норма замещения труда капиталом hLK
- •Рис.1.2. Изокванты и изоклинали производственной функции
- •Рис.1.4. Изокванты линейной производственной функции
- •Параметры в традиционных линейной производственной функции (1.20)
- •Следовательно, производственные функции с переменными параметрами являются обобщением производственных функций с постоянными параметрами.
- •Отрицательность параметров статических производственных функций (1.20) и (1.21) указывает на неадекватность описания этими функциями экономики США.
- •Таким образом, несмотря на очень высокие значения коэффициентов детерминации, статические производственные функции (1.20) и (1.21) не пригодны для моделирования экономики США.
- •Воспользовавшись оценками макроэкономической степенной производственной функции экономики США периода 1950 – 1960 гг.
- •Для построения изокванты степенной производственной функции постоянного выпуска Y0=535,2 млрд долл. определим по формуле (1.64) расчетные значения объема основного капитала K в зависимости от количества отработанных часов L (табл. 1.6).
- •Таблица 1.6
- •Расчет величин K(L) и h
- •библиографический СПИСОК
параметрами, заключающаяся в постоянстве эластичности замещения производственных факторов.
Следовательно, производственные функции с переменными параметрами являются обобщением производственных функций с постоянными параметрами.
Прогнозирование с помощью статических производственных функций осуществляется традиционными методами. Для прогнозирования производственных функций с переменными параметрами автором разработаны новые методы преобразования этих производственных функций.
1.2. ЭКСПЕРИМЕНТАЛЬНОЕ ОЦЕНИВАНИЕ И ВЫБОР СТАТИЧЕСКИХ ПРОИЗВОДСТВЕННЫХ ФУНКЦИЙ
Статистические данные экономики США приведены в табл. 1.1.
В качестве конечного результата производства выбран валовой национальный продукт Yt, а в качестве факторов производства – объем загруженного основного капитала Kt и количество отработанных часов в производстве Lt.
По данным валового национального продукта Yt, объема загруженного основного капитала Kt и количества отработанных часов в производстве Lt экономики США 1950 – 1960 гг. (табл.1.1) необходимо:
1.Оценить методом наименьших квадратов параметры линейной и степенной производственных функций.
2.Выбрать из оцененных производственных функций ту функцию, которая точнее описывает экономический процесс.
3.Сравнить характеристики линейной и степенной производственных функций.
4.Исследовать свойства и характеристики статической степенной производственной функции.
41
Таблица 1.1 Динамика основных показателей экономики США 1950 – 1960 гг.
Год |
Y |
K |
L |
|
Валовой |
Объем |
Количество отработанных часов, |
|
национальный |
загруженного |
млрд ч |
|
продукт (в ценах |
основного капитала (в |
|
|
1972 года), млрд |
ценах 1972 года), млрд |
|
|
долл. |
долл. |
|
1950 |
534,8 |
310,42 |
125,12 |
1951 |
579,4 |
337,79 |
133,01 |
1952 |
600,8 |
349,20 |
134,91 |
1953 |
623,6 |
380,53 |
136,07 |
1954 |
616,1 |
354,20 |
131,12 |
1955 |
657,5 |
400,66 |
134,16 |
1956 |
671,6 |
415,15 |
136,04 |
1957 |
683,8 |
418,83 |
134,77 |
1958 |
680,9 |
384,87 |
130,44 |
1959 |
721,7 |
431,04 |
133,87 |
1960 |
737,2 |
435,65 |
134,99 |
1.2.1. Статистическая оценка и выбор производственных функций
По экспериментальным данным валового национального продукта Yt, объема загруженного основного капитала Kt и количества отработанных часов в производстве Lt экономики США (табл.1.1) за период 1950 –1960 гг. после оценивания методом наименьших квадратов параметров линейной и степенной производственных функций выберем из них ту функцию, которая точнее описывает экономический процесс.
Для оценивания методом наименьших квадратов параметров линейной и степенной производственных функций воспользуемся пакетом прикладных программ (ППП) EXCEL. Для выбора линейной регрессии необходимо выполнить последовательный выбор из меню: Сервис/Анализ данных/Регрессия. В результате имеем диалоговое окно (рис. 1.5):
Заполнив все требуемые ячейки диалогового окна для экономики США за период 1950 – 1960 гг., получаем табл. 1.2 Выводов итогов оценивания параметров статической линейной производственной функции Y=A*+a·K+b·L произвольной степени однородности.
42
Рис. 1.5. Диалоговое окно Сервис/Анализ данных/Регрессия
Таблица 1.2 Вывод итогов оценивания параметров статической линейной
производственной функции Y=A*+a·K+b·L
ВЫВОД ИТОГОВ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Регрессионная статистика |
|
|
|
|
|
|
Множественный R |
|
0,970 |
|
|
|
|
R-квадрат |
|
0,942 |
|
|
|
|
Нормированный R-квадрат |
|
0,927 |
|
|
|
|
Стандартная ошибка |
|
16,597 |
|
|
|
|
Наблюдения |
|
11 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Дисперсионный анализ |
|
|
|
|
|
|
|
df |
|
SS |
MS |
F |
Значимость F |
Регрессия |
|
2 |
35518,2 |
17759,1 |
64,4678 |
1,2E-05 |
Остаток |
|
8 |
2203,8 |
275,473 |
|
|
Итого |
|
10 |
37722,0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Стандартная |
|
|
|
|
Коэффициенты |
ошибка |
t-статистика |
P-Значение |
Нижние 95% |
|
Y-пересечение |
|
417,1 |
251,2 |
1,7 |
0,1 |
-162,2 |
Переменная X 1 |
|
1,6 |
0,2 |
9,3 |
1,4E-05 |
1,2 |
Переменная X 2 |
|
-2,8 |
2,2 |
-1,3 |
0,2 |
-7,8 |
Для статической степенной производственной функции Y=A·K ·Lвывод
43
итогов аналогичен виду вывода итогов линейной производственной функции (табл. 1.2).
Из полученных итогов выпишем результаты оценивания параметров линейной и степенной производственных функций произвольной степени однородности и значения коэффициентов детерминации R2:
Ŷ=417,1+1,6*K - 2,8*L, R2 = 0,942;
Ŷ= 40,65·K0,936·L-0,573, R2 = 0,947.
где Ŷ – расчетное значение ВНП США.
По значению коэффициента детерминации R2 и другим характеристикам можно сделать вывод о точности построенной модели. Так, чем ближе значение коэффициента детерминации R2 к единице, тем выше точность построенной модели.
Результаты оценивания параметров статических производственных функций приведены в табл. 1.3.
Таблица 1.3 Параметры статических производственных функций (1.20) и (1.21)
|
|
|
|
Y=A*+a·K+b·L |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Y=A·K ·L |
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Период |
A |
a |
b |
|
|
|
K |
|
|
L |
lnA |
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
* |
|
* = a· |
|
|
|
|
|
|
|
*= b· |
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
Y |
Y |
|
|
|
|
|
|||||||||
1950 – 1960 |
417,1 |
1,582 |
-2,837 |
|
0,939 |
-0,585 |
3,71 |
0,936 |
-0,573 |
|||||||||||
1950 – 1970 |
490,6 |
1,631 |
-3,501 |
|
0,999 |
-0,622 |
3,12 |
0,977 |
-0,501 |
|||||||||||
1950 – 1979 |
351,2 |
1,534 |
-2,157 |
|
0,966 |
-0,340 |
2,06 |
0,929 |
-0,228 |
Отрицательность параметров статических производственных функций (1.20) и (1.21) указывает на неадекватность описания этими функциями экономики США.
Таким образом, несмотря на очень высокие значения коэффициентов детерминации, статические производственные функции (1.20) и (1.21) не пригодны для моделирования экономики США.
44
Следует заметить, что отрицательность параметров линейной и степенной производственных функций произвольной степени однородности часто имеет место и для других экономических объектов. Это может быть обусловлено как спецификацией модели, так и статистическими проблемами.
Поэтому для исследования экономики США воспользуемся статическими линейными однородными производственными функциями с постоянными параметрами, то есть производственными функциями, у которых сумма коэффициентов эластичности выпуска по производственным факторам равна
единице ( = |
=1) (табл. 1.4). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Таблица 1.4 |
||||
Параметры статических производственных функций (1.52), (1.54) и |
|||||||||||||||||||||||||||
(1.55) ( = |
=1) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
Y |
a |
K |
b |
|
Y=a·K+b·L |
|
|
|
|
|
|
|
Y |
A |
K |
||||||||||
Период |
|
L |
L |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
L |
|
L |
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
a |
b |
|
|
|
K |
a |
b |
|
|
|
K |
|
lnA |
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
* = a· |
|
|
|
|
* = a· |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
Y |
|
|
|
|
Y |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
1950 – 1960 |
1,442 |
|
0,702 |
|
0,856 |
1,441 |
0,702 |
|
0,855 |
0,682 |
0,849 |
||||||||||||||||
1950 – 1970 |
1,308 |
|
1,124 |
|
0,801 |
1,299 |
1,150 |
|
0,796 |
0,728 |
0,811 |
||||||||||||||||
1950 – 1979 |
1,292 |
|
1,188 |
|
0,813 |
1,283 |
1,221 |
|
0,807 |
0,728 |
0,812 |
Положительность полученных оценок параметров линейных однородных производственных функций указывают на возможность исследования экономики США с помощью указанных производственных функций.
Исследуем точность расчетов построенных моделей. Результаты сравнения расчетных значений с фактическими значениями ВНП США для периода 1950 – 1960 гг. приведены в табл. 1.5.
Если выбор производственных функций осуществлять по коэффициенту детерминации, то согласно классическому моделированию выбор следует сделать в пользу степенной производственной функции, обладающей большим значением коэффициента R2. Так, для линейной производственной функции значение коэффициента детерминации R2=0,901, а для степенной производственной функции значение этого показателя равно 0,907.
45
Таблица 1.5 Сравнение фактических величин ВНП США с расчетными величинами Y*,
оцененными по функциям (1.54) и (1.55)
Год |
Y |
Линейная ПФ |
|
Степенная ПФ |
||
|
|
|
|
|
||
Y* =a·K+b·L |
Y- Y* |
|
Y*=A·K ·L |
Y- Y* |
||
|
|
|
||||
1950 |
534,8 |
535,3 |
|
-0,5 |
535,2 |
-0,4 |
|
|
|
|
|
|
|
1951 |
579,4 |
580,3 |
|
-0,9 |
580,3 |
-0,9 |
|
|
|
|
|
|
|
1952 |
600,8 |
598,1 |
|
2,7 |
598,2 |
2,6 |
|
|
|
|
|
|
|
1953 |
623,6 |
644,1 |
|
-20,5 |
644,3 |
-20,7 |
|
|
|
|
|
|
|
1954 |
616,1 |
602,7 |
|
13,4 |
602,9 |
13,2 |
|
|
|
|
|
|
|
1955 |
657,5 |
671,8 |
|
-14,3 |
671,7 |
-14,2 |
|
|
|
|
|
|
|
1956 |
671,6 |
694,0 |
|
-22,4 |
693,7 |
-22,1 |
|
|
|
|
|
|
|
1957 |
683,8 |
698,4 |
|
-14,6 |
697,9 |
-14,1 |
|
|
|
|
|
|
|
1958 |
680,9 |
646,4 |
|
34,5 |
646,4 |
34,5 |
|
|
|
|
|
|
|
1959 |
721,7 |
715,4 |
|
6,3 |
714,4 |
7,3 |
|
|
|
|
|
|
|
1960 |
737,2 |
722,8 |
|
14,4 |
721,8 |
15,4 |
|
|
|
|
|
|
|
Близость в экспериментальных расчетах соответствующих коэффициентов детерминации указывает на то, что точность расчетов с помощью линейной и степенной производственных функций фактически совпадает.
1.2.2. Сравнение характеристик линейной и степенной производственных функций
Непосредственное сравнение параметров линейной и степенной ПФ невозможно. Это связано с тем, что предельные производительности производственных факторов a и b линейной производственной функции являются величинами размерными, а эластичности и степенной производственной функции – относительными, то есть безразмерными.
Для соизмеримости оценок линейной и степенной производственных функций следует, как показано ранее, по известным оценкам a и b линейной производственной функции оценить коэффициенты эластичности и масштабности по формулам (1.48):
46
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
K i |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
i 1 |
|
|
|
K |
|
|
|
||||||
* = a· |
|
|
= a· |
|
|
|
, |
||||||||
n |
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Y |
||||||
|
|
|
Y i |
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
i 1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Li |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
L |
|
|
|
|
|
||||||||
*=b· |
i 1 |
|
= b· |
|
|
|
, |
||||||||
n |
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
Y i Y
i 1
= |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
A* = (1 |
)·Y |
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
n |
|
|
|
|
Y i |
|
|
|
|
|
Ki |
|
|
|
Li |
|
Y = |
i 1 |
, K = |
i 1 |
, L = |
i 1 |
. |
||||||||
|
||||||||||||||
|
n |
|
||||||||||||
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
Коэффициенты эластичности факторов линейных однородных производственных функций (1.52), (1.54) и (1.55) определяются по формулам
(1.56):
*= a· |
|
K |
|
, *= b· |
|
L |
|
=1- *. |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
Y |
|
|
Y |
|
|
Сравнение соответствующих факторных коэффициентов эластичности ПФ
(1.20) и (1.21), а также (1.52), (1.54), (1.55) по формулам (1.48) и (1.56) указывает на их близость. Например, параметры =0,939 и =-0,585 производственной функции (1.20) США близки аналогичным параметрам =0,936 и =-0,573 производственной функции (1.21) (табл. 1.3). Близость характеристик линейной и степенной производственных функций усиливается в случае линейных однородных производственных функций (1.54) и (1.55) (табл. 1.4):
0,856; 0,145;
0,849; 0,151.
47