- •Моделирование производственных процессов и финансовых операций
- •Хабаровск 2008
- •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) расчётные значения объёма основного капитала K в зависимости от количества отработанных часов L (табл. 1.8).
- •Таблица 1.8
- •Расчёт величин K(L) и h
- •Из (2.3) следует
- •Таблица 2.1
- •Финансовые функции ППП Excel
- •План погашения кредита периодическими взносами
- •План погашения кредита равными частями основного долга
- •План погашения кредита равномерными взносами
- •библиографический СПИСОК
Ŷ = 40,65·K0,936·L-0,573, R2 = 0,947.
где Ŷ – расчётное 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. 1.4.
Таблица 1.4 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.
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
47
коэффициентов эластичности выпуска по производственным факторам равна
единице ( = |
=1). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Для оценивания линейной производственной функции |
||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
Y |
|
|
a |
K |
|
|
b |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
L |
L |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
и степенной производственной функции |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
Y |
|
|
A |
|
K |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
L |
|
L |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
необходимо рассчитать показатели |
Y |
, |
K |
, |
|
|
ln |
Y |
и |
ln |
K |
|
экономики США (табл. |
|||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
L |
|
L |
|
|
|
|
L |
|
|
|
L |
|
|
|
||||||||
1.5). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Таблица 1.5 |
||
Расчет показателей |
Y |
, |
K |
, ln |
Y |
и ln |
|
K |
|
экономики США |
||||||||||||||||||||
|
|
L |
L |
|
L |
|
|
|
|
|
|
L |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
Год |
Y/L |
|
|
|
K/L |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ln |
Y |
|
ln |
K |
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
L |
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
L |
|
||||
1950 |
4,2743 |
|
|
2,4810 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1,4526 |
0,9087 |
|||||||||||
1951 |
4,3561 |
|
|
2,5396 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1,4716 |
0,9320 |
|||||||||||
1952 |
4,4533 |
|
|
2,5884 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1,4937 |
0,9510 |
|||||||||||
1953 |
4,5829 |
|
|
2,7966 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1,5223 |
1,0284 |
|||||||||||
1954 |
4,6987 |
|
|
2,7013 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1,5473 |
0,9937 |
|||||||||||
1955 |
4,9009 |
|
|
2,9864 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1,5894 |
1,0941 |
|||||||||||
1956 |
4,9368 |
|
|
3,0517 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1,5967 |
1,1157 |
|||||||||||
1957 |
5,0738 |
|
|
3,1077 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1,6241 |
1,1339 |
|||||||||||
1958 |
5,2200 |
|
|
2,9506 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1,6525 |
1,0820 |
|||||||||||
1959 |
5,3911 |
|
|
3,2198 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1,6847 |
1,1693 |
|||||||||||
1960 |
5,4611 |
|
|
3,2273 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1,6977 |
1,1716 |
Для оценивания методом наименьших квадратов параметров линейных однородных производственных функций с постоянными параметрами снова воспользуемся пакетом прикладных программ (ППП) EXCEL (табл. 1.6) с
данными YL , KL , ln YL и ln KL , приведёнными в табл. 1.5.
48
Таблица 1.6 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 расчётов построенных моделей. Результаты сравнения расчётных значений с фактическими значениями ВНП США для периода 1950 – 1960 гг. приведены в табл. 1.7.
Таблица 1.7 Сравнение фактических величин ВНП США с расчётными величинами Y*,
оценёнными 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 |
|
|
|
|
|
|
|
49
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.
Близость в экспериментальных расчётах соответствующих коэффициентов детерминации указывает на то, что точность расчётов 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 производственных функций 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):
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
K i |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
K |
|
|
|
||||
* = a· |
i 1 |
= a· |
|
|
, |
|||||||||
n |
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
Y |
||||||||
|
|
Y i |
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
i 1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Li |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
L |
|
|
|
|
|
|||||
*=b· |
i 1 |
|
= b· |
|
|
, |
||||||||
|
n |
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
Y |
|||||||||||
|
|
Y i |
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
i 1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
50
=
A* = (1 )·Y
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
Y i |
|
|
Y = |
i 1 |
, |
|||||
|
n |
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
Ki |
||
|
K = |
i 1 |
|
, |
|||
|
n |
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
n
Li
L = i 1 . n
Коэффициенты эластичности факторов линейных однородных производственных функций (1.52), (1.54) и (1.55) определяются по формулам
(1.56):
*= a·KY ;
*= b· YL =1- *.
Сравнение соответствующих факторных коэффициентов эластичности производственных функций (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. 1.4). Близость характеристик линейной и степенной производственных функций усиливается в случае линейных однородных производственных
функций (1.54) и (1.55) (табл. 1.6):
0,856; 0,145;
0,849; 0,151.
51