Промышленное производство России
в 1996-1999 гг.:
Альтернативная оценка
(Статья продолжает исследования Г. И. Ханина по альтернативным оценкам советской и российской экономики. В ней с использованием некоторых новых методов рассчитаны альтернативные оценки динамики российской промышленности за 1996-1999гг. с разбивкой по годам. Показано, что в официальной статистике сохранились искажения в оценке этого показателя, как и динамики оптовых цен промышленности. Доказана возможность получения оценок динамики промышленности с меньшими финансовыми и трудовыми затратами.)
Общеизвестны недостатки экономической статистической информации в советский период в отношении определения динамики экономического развития в целом и промышленного производства в частности [1]. Уже в конце 80-х годов советские статистические органы признали справедливость критики западных и ряда советских экономистов (в том числе и одного из авторов данной статьи), которые указывали на ошибочность определения динамики экономического развития СССР официальной статистикой. ЦСУ СССР, а затем и Госкомстат РФ для определения динамики экономического развития перешли на общепринятые в мировой практике методы. Поэтому многие претензии теперь отпали. Однако сомнения в достоверности определения динамики экономического развития в России остаются. Эти сомнения основаны на том, что, во-первых, данные Госкомстата РФ занижают реальную динамику из-за недоучета теневой экономики и повышения качества продукции [2]; во-вторых, в отдельные годы преувеличивают динамику экономического развития из-за произвольного повышения доли теневого сектора по сравнению с предыдущими годами и по некоторым другим причинам [3].
Наиболее важной из претензий является возможность более экономичного способа исчисления этого индекса. Очевидно, что ежемесячное получение у большого количества предприятий данных о выпуске огромного количества видов промышленной продукции связано со значительными трудовыми и финансовыми затратами, в том числе в многочисленных статистических организациях. Если бы удалось показать, что использование небольшого числа показателей не ухудшает результаты, это позволило бы сберечь значительные ресурсы. Отметим, что несравненно более богатые США уже давно идут по этому пути, как и другие развитые капиталистические страны.
При этом возникает важная теоретическая проблема: какой объем натуральных показателей необходим для получения относительно надежных показателей динамики промышленной продукции. На этот вопрос нельзя ответить с помощью каких-то априорных рассуждений. Он требует проведения расчетов при различном наборе натуральных показателей и сопоставления результатов этих расчетов. И в этом состоит отличие нашего подхода от методик многих других авторов альтернативных оценок динамики продукции промышленности России. Они такой проблемы не ставили.
Таким образом, и в настоящее время в России сохраняется необходимость проведения альтернативных официальным расчетов динамики экономического развития.
Конечно, в распоряжении независимых исследователей российской экономики намного меньше данных, чем у официальных статистических органов РФ, в частности, о номенклатуре произведенных в России продуктов, их качестве, ценах по отдельным видам продукции, необходимых, например, для исчисления индекса промышленной продукции. Поэтому недостаток в количестве данных независимые исследователи должны компенсировать изобретением новых методов оценки динамики экономического развития, основываясь на небольшом числе экономических показателей. Заметим, что такие выдающиеся западные исследователи, как Колин Кларк и Наум Ясный, в 30-50-е гг. сумели с помощью очень небольшого количества данных получить достоверную оценку реальной динамики советской экономики [4].
Исключительно большой интерес представляет исследование американского экономиста Д. Ходжмена по большому и меньшему числу продуктов. При расчете индекса промышленной продукции СССР за 1930-1937гг. он обнаружил, что прирост по большому числу продуктов (137) составил 167%, а по меньшему (22) – 147%; при сопоставлении плановых заданий на 1941г. с 1934г. по 89 и 22 продуктам индекс составил соответственно 180% и 175%, т. е. разрыв был совершенно незначителен [5].
Аналогичные выводы были получены западными экономистами и при анализе индексов промышленной продукции в своих странах. Так, при сопоставлении цензового индекса обрабатывающей промышленности, рассчитывавшегося в довоенный период в гораздо большей степени на основе прямых данных по выпуску отдельных видов продукции и по гораздо большему их кругу, получено почти полное соответствие с индексом, который рассчитывался на основе гораздо меньшего круга продуктов и с большим использованием косвенных показателей, определяемых ежемесячно Федеральной резервной системой США [6].
В своих исчислениях альтернативных индексов промышленной продукции СССР один из авторов данной статьи в одном из методов использовал данные о производстве 104 видов продукции гражданской промышленности [7]. Результаты расчетов практически совпали с окончательной оценкой индекса промышленной продукции, рассчитанного как среднеарифметическая величина из индексов, полученных всеми остальными методами.
Хотя после 1990г. научный интерес к исследованиям темпов роста советской экономики в России и на Западе заметно снизился, приятно отметить, что он не исчез. Одним из авторов, продолжающим эти исследования, является финский экономист Сеппо Руохо. Еще в 1991г. он произвел исчисления экономического роста в СССР на основе ограниченного числа натуральных показателей. Свой индекс экономического роста Руохо остроумно назвал тогда «индексом бедного человека», имея в виду экономиста, обладающего ограниченным количеством экономической информации. В этом отношении Руохо шел по пути, проложенному еще в 30-40-е гг. К. Кларком и Н. Ясным. Впоследствии С. Руохо продолжил свои расчеты «индекса бедного человека» [10].
Значительную работу по исчислению индексов промышленной продукции в советской и постсоветской России на основе ограниченного количества данных об объеме производства промышленной продукции проделал японский экономист М. Сухара [11].
Среди немногочисленных российских экономистов, которые продолжали рассчитывать и анализировать альтернативные индексы промышленной продукции на основе ограниченного набора показателей промышленной продукции, необходимо отметить К Холодилина [12].
Наши оценки динамики промышленной продукции охватывают период 1996-1999 гг., либо не исследованный другими авторами альтернативных оценок, либо исследованный ими частично. Так, К. Холодилин и С. Руохо ограничиваются в своих расчетах первой половиной 90-х годов; Сухара провел расчеты только для 1996-1997гг.
Существуют и некоторые информационные отличия в наших расчетах и расчетах указанных выше авторов альтернативных оценок.
Методология расчетов
Для исчисления альтернативных оценок нами применяются четыре метода. Это больше, чем у других авторов, но меньше, чем использовалось в оценках динамики промышленной продукции в СССР (тогда их было шесть) [8]. Конечно, большее число использованных методов увеличивает достоверность расчетов. Но по объективным причинам многие использовавшиеся ранее методы сейчас не могут быть применены вследствие либо изменения экономической системы (процент выполнения плана), либо явной ненадежности информации (изменение себестоимости продукции).
Самая важная особенность наших оценок состоит в том, что мы вводим новые методы альтернативных оценок динамики промышленной продукции.
И, наконец, необходимо отметить, что наши расчеты по альтернативной оценке динамики промышленной продукции являются первым этапом получения альтернативных оценок экономического роста в России в данный период в целом.
Первый метод расчета
Исчисление индекса промышленной продукции по первому методу осуществлялась нами в три этапа. На первом этапе исчислялся индекс продукции отдельных узких отраслей промышленности на основе объема производства по избранным товарам-представителям за каждый год и средним ценам производителей по этим товарам в 1997г., используемым в качестве весов при исчислении индекса. На втором этапе рассчитывался индекс промышленной продукции по крупным отраслям промышленности на основе индексов промышленной продукции по узким отраслям и доли отдельных узких отраслей в общей в общей численности занятых в крупной отрасли промышленности в 1997г., используемых в качестве весов для исчисления индекса промышленной продукции по крупной отрасли. На третьем этапе исчислялся индекс всей промышленной продукции на основе индексов крупных отраслей и их доли в общем фонде заработной платы всей промышленности.
В состав отраслей были включены все крупные отрасли российской промышленности. Они были представлены важнейшими продуктами, данные о которых публикуются в статистических сборниках. Единственным исключением явилась цветная металлургия, которая включена в общий индекс на основе опубликованных данных об индексе ее продукции, в истинности которого нет основания сомневаться ввиду относительной однородности продукции этой отрасли. Как известно, данные о выпуске всех продуктов цветной металлургии в российских статистических сборниках не публикуются. В ряде случаев нам приходилось отказываться от включения отдельных важных видов промышленной продукции в состав товаров-представителей ввиду отсутствия данных о средних ценах по этим продуктам, но таких продуктов было не много.
Расчет динамики промышленной продукции по первому методу производился нами по четырем вариантам с разным охватом объема производства в стоимостном выражении товарами-представителями. По первому варианту использовалось 107 товаров-представителей, второму – 48, третьему –28, четвертому –16 (см. приложение). Охват ими производства промышленной продукции по отдельным отраслям представлен в табл. 1.
Понятно, что по мере сокращения числа товаров, вошедших в выборку, доля стоимости товаров-представителей в стоимости продукции соответствующей отрасли уменьшается. Наименьшим это уменьшение является для отраслей с небольшой номенклатурой продукции, таких как электроэнергетика, черная металлургия и топливная промышленность; наибольшим – для отраслей со значительной номенклатурой, таких как машиностроение и металлообработка, где эта доля минимальна, а также других отраслей обрабатывающей промышленности. Обращает на себя внимание то обстоятельство, что в черной металлургии по наибольшему кругу продуктов, куда входят основные виды продукции этой отрасли, исчисленная нами величина превышает 100%. Такой парадоксальный результат объясняется тем, что в набор по этой отрасли вошел чугун, который в подавляющем большинстве предприятий черной металлургии является полуфабрикатом и не включается поэтому в состав готовой продукции.
Таблица 1
Доля товаров-представителей в общей стоимости продукции отрасли в 1996 г. при расчете индексов промышленного производства по первому методу, %
Отрасль Вариант (в скобках – число продуктов)
----------------------------------------------------------
1-й (107) 2-й (48) 3-й (28) 4-й (16)
1. Электроэнергетика 95 95 95 95
2. Топливная 75 64 48 48
3. Черная металлургия 110 99 87 40
4. Цветная металлургия … … … …
5. Химическая и
нефтехимическая 29 20 18 12
6. Машиностроение и
металлообработка 20 16 15 12
7. Лесная,
деревообрабатывающая
и целлюлозно-бумажная 77 72 64 22
8. Строительных
материалов 72 55 44 34
9. Легкая 61 50 31 31
10. Пищевая 98 89 59 33
Другое обстоятельство, на которое мы хотели обратить внимание, состоит в том, что продукция машиностроения включает у нас только гражданскую продукцию. Это обстоятельство могло бы раньше очень сильно исказить динамику продукции отрасли при резких колебаниях объема военных закупок. Но в данном периоде отсутствие военной продукции в расчетах не может серьезно исказить реальную динамику, так как во второй половине 90-х годов удельный вес военной продукции в продукции машиностроения был весьма ограниченным, к тому же закупки как для внутренних нужд, так и для экспорта изменялись слабо. Однако, учитывая крайне низкую представительность продукции машиностроения в нашем наборе, мы распространили исчисленные нами индексы производительности труда по включенным в набор относительно полным отраслям машиностроения на всю продукцию этой отрасли, как это часто делается в статистике исчисления индексов промышленной продукции в странах с рыночной экономикой.
Как же сказалось изменение числа товаров-представителей на величине рассчитанного нами индекса промышленной продукции? Ответ на этот вопрос содержится в табл. 2.
Таблица 2
Сопоставление годовых темпов прироста промышленной продукции
за 1996-1999гг., исчисленных первым методом по вариантам
с разным набором продуктов, % к предыдущему году
Вариант 1996 1997 1998 1999
1 вариант (107) - 10,7 - 0,5 - 8,2 + 10,3
2 вариант (48) - 9,8 - 1,0 - 8,2 + 10,6
3 вариант (28) - 10,4 - 1,7 - 7,9 + 11,1
4 вариант (16) - 9,1 - 2,5 - 9,0 + 10,5
Сравнение отдельных вариантов показывает, что разница результатов по вариантам находится в пределах статистической ошибки, за исключением расчета по четвертому варианту за 1997 г.
Данный вывод имеет, по нашему мнению, исключительно важное значение. Он открывает возможность резкого сокращения объема собираемой от предприятий информации о производстве продукции в натуральном выражении. Речь может идти об их сокращении с нескольких сот видов продукции в настоящее время до 50-60 наименований, и даже, возможно, менее в месячной и квартальной отчетности. Лишь для годовой отчетности и при проведении периодических цензов (в США они проводятся уже около 150 лет), число наименований продукции может увеличиться до нескольких сотен для годовой отчетности и более тысячи - в ходе проведения цензов.
Кроме того, надо обдумать, следует ли собирать даже эту информацию от всех крупных и средних предприятий или допустимо для получения данных о динамике продукции ограничиться выборочными данными по относительно небольшому кругу предприятий. Аналогичная проблема, видимо, встанет и с другими видами периодической статистической отчетности. Нет нужды доказывать, что сокращение статистической отчетности не только сократит финансовые расходы, но и позволит сосредоточить силы наших статистиков на специальных исследованиях, лучшем анализе данных и т. д.
Сравним в табл. 3 полученные нами результаты расчетов по первому методу с официальными данными о ежегодных темпах прироста промышленной продукции в 1996-1999гг. (в этой же таблице приведены альтернативные оценки, полученные другими методами, содержание и анализ которых будут рассмотрены ниже).
Таблица 3
Сравнение динамики производства промышленной продукции в
России за 1996-1999гг. по официальным данным Госкомстата РФ* и альтернативным оценкам, % к предыдущему году
Оценка 1996 1997 1998 1998 к 1996** 1999 1999 к 1995
Госкомстат РФ -4,0 +2,0 -5,2 -3,3 +8,1 +0,3
Альтернативная оценка
1 метод -10,7 -0,5 -8,2 -8,7 +10,3 -10,0
2 метод -7,4 -0,7 +0,2 - 0,5 +4,9 -3,4
3 метод*** -13,4/-6,5 -7,1/+1,0 -6,5/-5,3 -13,1/-4,4 +16,5/+11,2 -12,4/-0,6
4 метод -13,6 … …. -7,8 … …
*Российский статистический ежегодник: Стат. сб./ Госкомстат РФ. М. 2000.
**По причине отсутствия опубликованных данных за 1997 г. и невозможности расчета темпа прироста за 1998 г. для оценки по четвертому методу мы сочли целесообразным для получения сопоставимых оценок ввести дополнительную графу.
***Расчеты выполнены по пяти отраслям: числитель – альтернативные оценки, знаменатель – расчеты по официальным индексам.
Как показывают данные табл. 3 по первому методу, из четырех лет, по которым нами производились расчеты, по трем годам полученные альтернативные оценки значительно отличаются от данных Госкомстата РФ в сторону понижения, т. е. большего понижения объема продукции, чем это показывается Госкомстатом РФ. При этом в одном случае – для 1996 года - расхождение просто огромное. Для 1999 года наши расчеты этим методом дают более высокий результат, чем данные Госкомстата РФ. Однако очевидно, что в целом за четыре года наши данные показывают худший результат, чем данные Госкомстата РФ.
Если по данным Госкомстата РФ за этот период промышленное производство возросло на +0,3%, то, по нашим расчетам, по первому методу произошло его сокращение на -10,0%. Сравнение официальных данных и данных нашей первой альтернативной оценки по отраслям (которые мы не приводим из-за недостатка места) показывает, что наибольшая разница между нашими расчетами и данными Госкомстата характерна для машиностроения и металлообработки, лесной, деревообрабатывающей и целлюлозно-бумажной промышленности, промышленности строительных материалов, пищевой.
Учитывая, что разница в наборе продуктов незначительно сказывается на результатах расчетов, а методы исчисления индексов по нашему первому варианту и Госкомстатом РФ в принципе одни и те же, приходится искать причину расхождений преимущественно за пределами выбора товаров-представителей и весов. И здесь, прежде всего, необходимо вспомнить о проблеме включения в индекс теневой экономики.
Нет сомнения, что в постсоветский период определение динамики производства промышленной продукции без теневого сектора может серьезно исказить его реальные размеры. Начиная примерно с середины 90-х годов Госкомстат РФ предпринимает попытки выявить реальную величину теневой экономики в отдельных отраслях, в том числе и в промышленности. Однако именно в промышленности, как показывает изучение методических положений Госкомстата РФ по выявлению размеров теневой экономики, используемые методы являются наименее продуманными и изобретательными [13]. Кроме того, их применение для расчетов в ретроспективе крайне затруднительно.
Таким образом, скажем, если Госкомстат РФ начал систематически применять свои методы с 1996 года, это могло привести к повышению объема производства в 1996 году за счет включения в него объема теневого производства, но меньше сказалось на величине продукции в предыдущие годы. Возможно, что более тщательный подход к исчислению этого показателя в последующие годы привел к соответствующему преувеличению динамики продукции и в эти годы.
Этими особенностями включения теневой экономики в объем промышленной продукции во многом объясняется расхождение между оценками продукции по данным Госкомстата РФ в первые три года анализируемого периода и нашими расчетами, опирающимися по первому методу на данные о выпуске продукции в физическом выражении в легальной экономике (поправки Госкомстата РФ относятся к стоимостному объему промышленной продукции).
Второй метод расчета
Второй метод исчисления индекса промышленной продукции основан на определении по данным американской статистики соотношения между приростом электропотребления на одного работающего в промышленности США и ее отраслях и приростом производительности труда за периоды, близкие по уровню электровооруженности в промышленности США и России, как это уже делалось при исчислении альтернативных оценок экономики СССР [9], и использовании этого соотношения для исчисления сначала альтернативной динамики производительности труда по отраслям и в целом по промышленности России, а затем и альтернативной динамики физического объема производства промышленной продукции по отдельным отраслям. В целом по промышленности индекс физического объема рассчитывается как средневзвешенная величина из индексов физического объема обрабатывающей и добывающей отраслей, взвешенных по доле этих отраслей в фонде заработной платы 1997г.
Использование данных об электропотреблении в качестве индикатора экономической активности и, в данном случае, производительности труда объясняется не только вполне очевидной и убедительно показанной во многих работах взаимосвязи электропотребления, динамики продукции и производительности труда [14], но и традиционно высокой достоверностью данных о производстве и потреблении электроэнергии в СССР. Хотя данные об искажении информации о производстве электроэнергии в России и встречаются в печати (например, о незарегистрированных поставках электроэнергии в Латвию), они все же появляются крайне редко, что говорит, в условиях великого интереса российских журналистов к «жареным фактам», о довольно высокой достоверности этих данных и в 90-е годы.
Другая предпосылка применения этого метода состоит в надежности данных о динамике численности занятых в промышленности. Хотя и в отношении данных о численности нет уверенности в их полном соответствии реальности (хотя бы потому, что в них не учитывается занятость в теневой экономике), все же как раз во второй половине 90-х годов, когда теневая экономика уже сформировалась, официальные данные о динамике численности занятых, как нам представляется, более или менее реально стали отражать действительное положение.
Для перехода от динамики электровооруженности к динамике производительности труда использовались соотношения между этими показателями в США в 50-60-е годы ХХ века. Более конкретно, использовались данные за цензовые для обрабатывающей промышленности годы 1954, 1958 и 1962гг. и для добывающей - только за 1954, 1958гг. из-за отсутствия данных за 1962г. [15]. Рассчитанные нами за 1995 и 1999гг. уровни электровооруженности по обрабатывающей промышленности России оказались близки к данным по США за 1958 и 1962гг. и составили, тыс. кВт-ч/чел.:
Г. 1962г. 1995г. 1999г.
США 21,2 24,3 Россия 20,8 25,0
Также близки оказались данные по электровооруженности труда за эти годы и по большинству отраслей обрабатывающей промышленности.
По добывающей промышленности рассчитанные уровни электровооруженности труда в России за 1995 и 1999гг. оказались выше в 3,0-3,5 раза уровней электровооруженности труда в США за 1958 и 1962гг. Сравнительный анализ данных о потреблении электроэнергии по отраслям добывающей промышленности в России и США показал почти десятикратное превышение объема электропотребления в нефтедобывающей и газовой отрасли в России при примерно одинаковой численности занятых работников в отрасли в обеих странах, что может быть связано, на наш взгляд, во-первых, с различиями в отраслевой классификации в России и США (хотя нами были предприняты усилия по обеспечению возможно полной сопоставимости отраслевой структуры), во-вторых, с высокой степенью изношенности технологического оборудования и ростом удельных расходов электроэнергии [17], и, в-третьих, с неэкономным использовании электроресурсов в этих отраслях.
Результаты расчета по определению динамики промышленной продукции по второму методу представлены в табл. 3.
Расчет по второму методу подтвердил общую направленность динамики производства промышленной продукции России, выявленную первым методом. Оба метода показывают сильное падение производства промышленной продукции в 1999г. по сравнению с 1995г. (в отличие от данных официальной статистики). Однако размер этого падения при расчетах первым и вторым методами несколько отличается. Если по первому методу падение в 1999 г. выразилось в –10,0%, то по второму методу – только в –1,2%, т. е. разница составила 8,8 процентных пункта (п. п.).
Довольно заметно отличаются оценки, полученные обоими методами, в отдельные годы. Так, если в 1996, 1997 и 1999 годах разница относительно невелика и составила лишь 0,2-3,3 п. п. в обе стороны, то в 1998 году первый метод показал сильное падение - на -8,2%, а второй метод – очень незначительный, всего лишь на +0,2%, но все-таки рост промышленного производства. На наш взгляд, вследствие завышения в 1998 г. альтернативной оценки по второму методу, оказалась занижена динамика 1999г. к 1998г. и завышена -в 1999г. к 1995г.
Вероятно, на наш взгляд, причиной завышения в 1998г. альтернативной оценки по второму методу явилось явное завышение официальных данных об объеме электропотребления в лесной, деревообрабатывающей и целлюлозно-бумажной отрасли. Оказалось, что во всех отраслях российской промышленности в 1998 г. наблюдалось снижение потребления электроэнергии, кроме одной - лесной, деревообрабатывающей и целлюлозно-бумажной отрасли, где имел место невероятный и необъяснимый, на наш взгляд, рост электропотребления, составивший к уровню 1997г. +11%, при одновременном сокращении объема произведенной продукции этой отраслью на -0,4% согласно официальным статистическим данным и на –8,1% - по нашим оценкам по первому методу. Конечно, необходимо отметить весьма существенный рост продукции в этой отрасли таких энергоемких производств [16], как производство фанеры (+16,9%), бумаги (+13,6%), древесностружечных плит (+6,7%), картона (+2,4%), что, однако, по причине незначительного удельного веса в общем объеме производства продукции этой отрасли, на наш взгляд, не могло вызвать такого роста электропотребления отраслью в 1998г.
Не меньший интерес вызывает сравнение результатов расчетов обоими методами по отдельным отраслям промышленности (из-за недостатка места результаты расчета не приводятся). Относительно небольшое расхождение по двум отраслям - электроэнергетике и топливной промышленности. По остальным отраслям расхождение достаточно велико, оно достигает в некоторых случаях 10 п. п. в ту или иную сторону. Причем по одной и той же отрасли может быть так, что в один год наблюдается расхождение в одну сторону, а в другой год – в другую.
В качестве примера можно привести такую отрасль, как машиностроение и металлообработка, для которой в 1996 году по первому методу темпы роста оказались меньше, чем по второму, примерно на 3п. п., а в следующем 1997 году – более чем на 5п. п., в 1998г. – ниже на 15п. п., в 1999г. – выше на 8п. п. Обращает на себя внимание легкая промышленность, где для 1996 и 1998 гг. индекс, рассчитанный на основе электровооруженности, оказался значительно выше, чем по первому методу: 1996г. - на 5,8п. п., 1998г. - на 8,3, а для 1997 и 1999 гг. - ниже, причем для 1997г. всего лишь на 1,7п. п., а для 1999г. гораздо больше - на 15,6 п. п..
Причины такого аномального расхождения в результатах, полученных обоими методами по отдельным отраслям промышленности, требуют более продолжительного и детального исследования. Возможно, оно прольет свет на многие загадки российской экономики и статистики 90-х годов. Так, скажем, по легкой промышленности просто напрашивается предположение о том, что даже те предприятия, которые представляют свою отчетность, занижали реальный объем и динамику своей деятельности вплоть до 1999 года и лишь в этом году показали часть своей теневой выработки в натуральном выражении. Не исключено, что данные о потреблении электроэнергии по отдельным отраслям не совсем точны.
Третий метод расчета
В 90-е годы появился новый для российской статистики источник исчисления динамики промышленной продукции – данные о выпуске промышленной продукции в текущих ценах и индексах цен производителей промышленной продукции. Дефлятирование промышленной продукции широко используется в статистике развитых стран с рыночной экономикой для исчисления индекса физического объема промышленной продукции. Весьма соблазнительно использовать эту новую возможность для исчисления альтернативного индекса промышленной продукции в качестве третьего метода.
В этом отношении, однако, возникает серьезная трудность. Дело в том, что индексы цен производителей промышленной продукции исчисляются лишь по товарам, направляемым на внутренний рынок [18]. Между тем, как известно, в ряде отраслей российской промышленности велика доля экспорта. Конечно, включение экспорта в расчет индекса продукции не является непреодолимой проблемой, но она требует дополнительных довольно сложных расчетов, которые мы в дальнейшем собираемся произвести.
В настоящее же время интересно сопоставить индекс производства промышленной продукции, исчисленный путем дефлятирования объема продукции в текущих ценах, с другими вариантами расчета альтернативного индекса и с официальными индексами промышленной продукции. Это представляется возможным для таких отраслей, как электроэнергетика, машиностроение и металлообработка, промышленность строительных материалов, легкая и пищевая. Результаты расчета индекса производства промышленной продукции третьим методом, исчисленного по пяти отраслям с прежними весами, приведены в табл. 3.
Сравнение исчисленных нами альтернативных оценок по третьему методу по сравнимому кругу отраслей с официальными данными Госкомстата РФ по этим же отраслям показало очень значительное падение уровня промышленного производства за 1996-1999гг. (на –12,4% против –0,6% по официальным данным) и выявил большое расхождение с альтернативными оценками по указанным отраслям двумя предыдущими методами (результаты не приводятся из-за недостатка места), что, на наш взгляд, связано с продолжающимся искажением многих сводных статистических показателей в российской экономике. Это относится и к регистрируемому объему продукции в текущих ценах, и к индексу цен производителей промышленной продукции. Вследствие дефектов исходной базы в настоящее время использование метода дефлятирования для оценки динамики промышленного производства требует большой осторожности.
Четвертый метод расчета
Четвертый метод альтернативной оценки основывается на динамике перевозок грузов промышленным железнодорожным транспортом (ПЖТ). Достоинство этой оценки состоит в ее тесной связи с процессом производства продукции в промышленности. ПЖТ выполняет технологические перевозки, т. е. осуществляет перемещение сырья, полуфабрикатов, топлива, готовой продукции в локальных границах предприятий с целью обеспечения производственного процесса, а также перевозки на начальных и конечных участках транспортной системы – ввоз и вывоз грузов с предприятий.
Вместе с тем этот метод имеет и недостатки.
Во-первых, одновременно с ПЖТ эта работа осуществляется автомобильным и другими видами транспорта (например, конвейерным, гидравлическим). Но для кратких промежутков времени можно считать, что изменение доли отдельных видов внутризаводского транспорта не является значительным. Особенно это относится к рассматриваемому нами периоду, поскольку самые существенные структурные изменения в промышленности произошли в предыдущие пять лет.
Во-вторых, в структуре перевозок грузов ПЖТ преобладает продукция сырьевых отраслей и обрабатывающей тяжелой промышленности, производящей промежуточную продукцию (металлургические заводы, химические предприятия), но и здесь на коротком промежутке времени влияние структурных сдвигов незначительно. К тому же в анализируемый период этот фактор скорее всего приведет к завышению индекса, так как с 1999 года в промышленности России росла доля продукции добывающих отраслей и отраслей первичной переработки сырья для тяжелой промышленности.
Следует также отметить, что в постсоветский период (в отличие от периода командной экономики) у предприятий ПЖТ не было необходимости в завышении объема перевозок продукции. Для оценки достоверности данных о динамике перевозок ПЖТ нами было проведено сопоставление ее с динамикой перевозок железнодорожным транспортом общего пользования, достоверность которой всегда была велика.
К сожалению, во-первых, данные о перевозках грузов ПЖТ приводятся в статистических публикациях без отраслевой разбивки [19], поэтому альтернативная оценка по данному методу относится ко всей промышленной продукции в целом; во-вторых, по причине отсутствия опубликованных данных за 1997 и 1999гг. в целях получения дополнительной сопоставимой информации для характеристики динамики промышленного производства были рассчитаны темпы прироста 1998г. к 1996г. по данным Госкомстата и четырем альтернативным оценкам, приведенные в табл. 3.
Как видим, по трем из четырех методов (первый, второй и четвертый) результаты расчетов в целом по промышленности достаточно близки.
Наконец, сопоставим результаты нашего расчета с расчетами М. Сухары. Такое сравнение может быть произведено только для 1996 и 1997 гг. [11]. В 1996 году М. Сухара получил индекс продукции - 92% к предыдущему году вместо 96% по официальным данным. Наши расчеты показывают падение на -10,7% по первому методу и на -7,5% - по второму методу. Таким образом, наши результаты близки к результатам М. Сухары и сильно отличаются от официальных. Для 1997 года М. Сухара показывает рост производства продукции на +1,1% при официальных данных роста на 2,0%, в то время как наши расчеты показывают падение на -0,5% по первому методу и на -0,7% - по второму методу.
Выводы
Нами выявлена возможность резкого сокращения объема собираемой информации без существенной потери ее информативности для расчетов индексов производства промышленной продукции.
Наши расчеты альтернативных оценок показали:
- в целом для периода 1996-1999 гг. более сильное падение объема производства промышленной продукции по сравнению с официальными данными. Так, если согласно официальным данным индекс производства промышленной продукции составил 100,3%, то по первому альтернативному методу - 90,0%, а по второму – 98,8%, что свидетельствует о том, что вместо, пусть даже минимального роста производства промышленной продукции за этот период имело место его падение;
- более резкое падение промышленного производства в 1996г. и 1998г. к 1996г. Так, вместо падения в 1996г. на –4,0% и в 1998г. по сравнению с 1996г. на –3,3% по официальным данным альтернативные оценки оказалась намного ниже: для 1996г. (- 7,4%) - (-13,6%), для 1998г. к 1996г. - (-7,8%) – (8,7%);
- в 1997 г. вместо роста на +2% согласно официальным данным альтернативный расчет показал падение на -0,5% по первому методу и на -0,7% по второму методу – удивительно точное совпадение.
Расхождение альтернативных оценок с официальными данными можно объяснить, предположив, что:
в предыдущем пятилетке, скорее всего, имело место занижение индекса производства промышленной продукции вследствие недоучета размеров теневой экономики, и размеры этого занижения требуют уточнения;
в начале анализируемого периода статистические органы пытались как-то отреагировать на недоучет нелегальной экономики в предыдущем периоде;
статистические органы стремились «улучшить» реальную картину положения российской экономики.
Приложение
Варианты наборов товаров-представителей по отраслям промышленности
при расчете индекса промышленной продукции первым методом
Отрасль, Варианты (в скобках – число продуктов)
наименование продукта -----------------------------------------------------
1-й (107) 2-й (48) 3-й (28) 4-й (16)
Электроэнергетика
-электроэнергия + + + +
Топливная промышленность
-нефть, включая газовый конденсат + + + +
-газ +
-уголь + +
Черная металлургия
-железная руда +
-чугун + + +
-стальные трубы + +
-листовой прокат + + + +
-сталь листовая холоднотянутая +
-лента стальная холоднокатаная +