От фермы к фабрике

Текст добавлен: 31 августа 2026, 12:30

Текст книги "От фермы к фабрике"

Автор книги: Роберт Аллен

Жанр:

Экономика

сообщить о нарушении

Текущая страница: 27 (всего у книги 28 страниц)

Дискуссия продолжается вот уже два столетия. Линдерт и Вильямсон (1983) направили ее в новое русло, впервые подсчитав общеэкономический коэффициент для номинальных доходов и общеэкономический коэффициент потребительских цен. Оба коэффициента подвергались серьезной критике и корректировке. Фейнштейн (1998) обобщил все корректировки, сведя их в индекс реальной заработной платы, на протяжении всего периода промышленной революции демонстрирующий крайне незначительный рост, в особенности с учетом ухудшения условий жизни населения.

Аткинсон (1983, 33), Гершенкрон (1965, 6), Миронов (1985), Робинсон (1932, 94-116), Шанин (1986, 140–149), Виолин (1970, 52–56). Однако Хох (1994), Гатрелл (1986, 232) отстаивают тезис о повышении уровня жизни крестьян.

Доходы крестьян представляют собой сумму доходов от реализации скота и зерна за вычетом выкупных платежей. При этом доходы от продажи зерна и скотины подсчитаны с учетом потребления крестьянской семьи. Выкупные платежи взяты из работы Хромова (1950).

Доход от производства зерна определяется как стоимость чистого объема производства, то есть расчет производится путем вычета потребностей крестьянского хозяйства в посевном фонде и корме для скотины из общего объема производства. Цены и объем чистого производства пшеницы, ржи, овса и картофеля взяты у Грегори из общего объема производства (1982, 234, 238–239). Итог был увеличен на 30 % для учета других типов сельскохозяйственных культур. Разница между валовым и чистым объемом производства – это та часть урожая, которая отводилась для формирования семенного и кормового фондов. Следует отметить, что, согласно нашей схеме, все производство овса шло на корм скоту. Обоснованность оценок кормового и семенного фондов доказана путем их сравнения с посевными коэффициентами и кормовыми нормами для 1920-х гг. Коммерческий доход от разведения скота оценивается как стоимость продукции животноводческого сектора. Численность и текущая стоимость крупного рогатого скота, овец, коз и свиней взяты у Грегори (1982, 268–269); производство мясо-молочной продукции рассчитывается на основе данных Прокоповича (1918), его оценок состава и выпаса стада (с некоторыми поправками в пользу согласованности данных), а также его коэффициента плодовитости. Ежегодные оценки объемов производства молока, говядины, телятины, коровьих шкур, баранины, курдючного жира, шерсти, овечьих шкур, свинины, сала, щетины сформированы аналогичным образом. Все эти категории оценивались по ценам 1913 г., приведенным Прокоповичем. Для более раннего периода – вплоть до 1885 г. – ценовые показатели были экстраполированы на основе базового 1913 г. При этом в качестве ценового коэффициента использовалась текущая цена на породу скота и его коммерческие производные – мясо, молоко, шкуру и прочее. То есть, например, стоимость крупного рогатого скота по каждому году применялась для экстраполирования вплоть до 1885 г. стоимости говядины, телятины, молока и шкур в ценах 1913 г. Численность сельского населения оценивалась на уровне 87 % для 1897 г. и 85 % для 1913 г. Оценки для всех остальных периодов в рамках анализа интерполировались исходя из данных по 1897 и 1913 г.; подробнее см.: Грегори (1982, 55–57).

Использовался индекс Понтрягина. Выбор коэффициента дефляции становится особенно важным, когда цены, по которым крестьяне сбывают свою продукцию, претерпевают существенные изменения по сравнению с ценами, которые они платят за промышленные товары, то есть когда экономика переживает характерный для 1920-х гг. «кризис ножниц цен». Однако в имперский период цены на продукцию аграрного сектора и промышленной отрасли (текстиль, обувь и т. д.) демонстрировали практически синхронный рост, и, следовательно, в экономике не возникали проблемы, характерные для 1920-х гг.

Уиткрофт (1991) пришел к аналогичному выводу относительно заработных плат в реальном выражении. Хох (1994) в своей работе высказывает весьма верное замечание, согласно которому чистый доход фермера является релевантным индикатором для большей части сельского населения.

Пэйот (1999) в своей работе анализирует этот вопрос и массовое распространение крестьянского сопротивления проведению реформ Столыпина.

Автором фразы является Столыпин (Робертсон. 1932, 194).

Исследователи спорят о том, каковы были реальные перемены в распределении размеров хозяйств: действительно община была достаточно прочным институтом, чтобы ограничить дифференциацию хозяйств (см., например: Филд. 1990; Леве. 1990)? И как можно интерпретировать мотивы крестьян, рискнувших отделиться от общины? Так, например, Пэйот (1999) полагает, что число обособившихся крестьян превосходит масштабы реального крестьянского энтузиазма относительно столыпинской аграрной политики.

Можно долго спорить о том, действительно ли объемы производства 1928 г. были немного больше или меньше показателей 1913 г. Данный вопрос рассматривается с точки зрения традиционной его значимости, поскольку «если импульс советской индустриализации был дан задолго до восстановления до предвоенного уровня, то часть стремительного роста 1930-х гг. следует относить к высоким темпам роста, характерным для процесса восстановления» (Грегори. 1990, 238). Данный вывод представляется необоснованным. Если, например, в 1929 г. ввести в эксплуатацию завод, который простаивал целое десятилетие, а его трудовые ресурсы испарились, то такой шаг требует новых инвестиций. То есть этот процесс представлял собой более сложную задачу, чем наем рабочей силы и запуск механизмов, которые бездействовали в период циклического спада экономики.

Эрлих (1960), Добб (1948), Карр и Дэвис (1969), Спулбер (1964).

Данный вопрос стал предметом исследований многих экономистов, включая Розенштейн-Родана (1943), Нурксе (1953), Щитовски (1954), Флеминга (1955), Родрика (1996), Циссиона и Мацуямы (1996), Пуги (1998).

Обсуждение модели см. в работах Домара (1957) и Кейзера (1964).

Цитаты из работ Преображенского приведены по книге Эрлиха (1960, 36–38, 50).

Минами (1986, 98).

Цитаты Рыкова и Бухарина приведены по книге Эрлиха (1960, 16, 8284).

Джонсону и Бруксу (1983) принадлежит несколько довольно точных сравнений между Советским Союзом и Северной Америкой. Наиболее простая из определенных ими групп включает штаты Альберта, Монтана, Вайоминг, Северная и Южная Дакота, Небраска, а также провинции Саскачеван и Манитоба. В рамках своего исследования я предпочел исключить Небраску, поскольку этот штат входит в так называемый кукурузный пояс, и производство кукурузы здесь имеет такие объемы, с которыми не сравнится ни одна из 50 провинций европейской части России. В силу аналогичных причин откорм животных, выведенных в других регионах, стал основным источником развития животноводческого сектора штата Небраска, не имея себе равных среди российских регионов.

U.S. Bureau of the Census, Fourteenth Census of the United States Taken in the Year 1920, Washington, D.C., US. Government Printing Office, 1921–1923; Canada, Dominion Bureau of Statistics, Sixth Census of Canada, 1921, Ottawa, F.A. Acland, 1924–1928.

Подробнее о хозяйственном использовании нетронутых степей и лесов для выпаса скота см.: Чаянов (1966, 165–166).

Данные для российской части взяты из работы Прокоповича (1918, 3441). Данные про мясному производству в Северной Америке – это средние показатели производства в Канаде в 1920 г. (соотношение объема разделанного мяса к количеству забитых животных), заимствованные у Лиси (1983). Данные по молочному производству – это американские и канадские показатели соотношения объемов удоя молока дойных или отеленных коров. Данные по производству рунной шерсти взяты как средние показатели производства в равнинных штатах США.

Канадские нормы выдачи корма за 1910 г. взяты из исследования Ворда (1990, 117, 138), российская часть – из работ Нимиц (1954, 78) и Ясного (1949, 753). Возможны некоторые расхождения в зависимости от конкретного исследования и авторитетности источника.

Грегори в своих расчетах чистого объема производства аграрного сектора царской эпохи отнес весь урожай овса в кормовой и семенной фонд, но при этом свел к нулю отчисления всех прочих зерновых культур и картофеля на корм скоту. Поэтому данные Грегори (1982, 232–233) по валовому и чистому объему производства приведены для пшеницы, ржи, ячменя и картофеля. Путем деления разницы между валовыми и чистыми показателями на площадь посевов каждой из перечисленных культур можно получить значение, примерно равное норме высева, то есть включать в кормовой фонд было нечего. При этом овес не включается в итоговый расчет. Вместо этого валовой объем произведенного овса примерно равен сумме площадей посевов, умноженных на нормы высева, и количеству рабочих лошадей, умноженному на кормовую норму в 400 кг в год.

Дополнительные объемы зерновых, которые требовались для откорма животных, импортировались из Монтаны и Вайоминга, что не учитывается в рамках расчетов в данной главе. Это упущение, соответственно, приводит к переоценке производительности сельскохозяйственного сектора Северной Америки.

Как правило, Госплан учитывал 290 рабочих дней в году. Однако Струмилин в своем исследовании использовал цифру в 245 дней, причем Каган считал этот вариант значительно более близким к реальности с учетом климатических условий на территории России. Исходя из этих показателей при 245-дневном годе потребуется 17 млн лет, в то время как при условии 290-дневного года – только 15 млн лет. См.: Каган (1959, 457, примеч. 22).

В 1927–1928 гг. численность сельского населения России составляла 114,8 млн человек на 23,0 млн крестьянских хозяйств. Потенциальный объем предложения трудовых ресурсов со стороны этого населения равен ресурсам 57 млн взрослых мужчин в эквиваленте трудовых лет – это составляет примерно 2,48 года на каждых двор. Если умножить 16 млн на цифру 2,48, то в итоге получим 39,7 млн лет. См.: Статистический справочник СССР за 1928 г., с. 88, а также расчеты Струмилина (1930, 9).

Труд был необходим и для сбора урожаев ячменя, овса и прочих второстепенных культур, однако их уборка производилась после того, как были сняты с полей пшеница и рожь, тем самым предполагая меньшие затраты труда. Вспашка и перевозка также проводились в летний период, но их уже не нужно было укладывать в 10-дневный отрезок времени, который отводился на сбор урожая. Можно отметить, что Струмилин (1930, 10) пришел к аналогичным выводам, поскольку, согласно его расчетам, механизация сбора урожая могла освободить 15 млн рабочих, чье участие требовалось лишь в этот короткий период.

Чаянов (1966, 188). С момента выхода в свет революционной работы Дэвиса (1966) современные историки-экономисты ведут ожесточенные споры по вопросу взаимосвязи размера хозяйства и процессом механизации. В рамках своего анализа Дэвис применил пороговую модель, аналогичную модели Чаянова. Олмстед и Род (2001) разработали наиболее комплексную модель, которую применили к анализу внедрения тракторной техники. Согласно их выводам, в США крупные фермы были гораздо более склонны внедрять тракторы в сельскохозяйственные операции, нежели мелкие хозяйства, и в то же время использование тракторов привело к увеличению размеров хозяйств. В 1920-х гг. экономические стимулы в Советском Союзе были примерно схожими для многих видов сельскохозяйственных механизмов.

По мере оттока населения деревни в города сельскохозяйственное производство распределялось на оставшихся участников, количество которых уже было меньше, что приводит к росту дохода (то есть доступных продуктов питания) последних. Крестьяне в России были бедны, поэтому их спрос на продовольствие обладал высокой эластичностью по уровню дохода. Они были более склонны этот образовавшийся избыток продовольствия потреблять в натуральном виде. Иными словами, крестьяне не стали бы реализовывать весь объем сельскохозяйственной продукции, высвобожденной за счет оттока населения в города.

См., например: Эрлих (1960), Спулбер (1964), Левин (1968), Коэн (1973), Мерл (1981), Грегори и Стюарт (1986), Ноув (1990) и Харрисон (1990).

См.: Аллен (1997, 409). График 4.2 отражает противоположные последовательности приведенных в его работе таблиц.

Для оценки степени реакции рынка зерна на колебания цен Антел и Грегори (1994) использовали кросс-секторные данные середины 1920-х гг. Согласно их выводам, значение эластичности было равно 0,3, что подтверждает точку зрения Миллара. Однако подобная низкая оценка может быть следствием того, что в рамках своего исследования они использовали стандартные минимальные таблицы для анализа кривой предложения, в которой цена (эндогенная переменная) располагалась в правой части. И по этой причине, несмотря на то что они отрицают вероятность отклонения за счет параллельных уравнений, нельзя полностью исключить возможность того, что показатель эластичности в их собственных расчетах может стремиться к нулю.

Исследования этих источников приведены в работах Меллора и Мудахара (1992, 389–391) и Гатака и Ингерсента (1984, 189–199).

Гатак и Ингерсент (1984, 189–199) в своей работе описывают несколько моделей рынка сбыта продукции крестьянского производства.

Объяснение алгебраической версии этой модели приводится у Аллена (1997).

Это «спрогнозированные» последовательности данных, отраженные на графике 4.3, построение которого подробно описано у Аллена (1997).

«Актуальные» данные на графике 4.3 равны числовому показателю реализованной продукции (по ее стоимости в 1913 г.), умноженному на уровень продаж в 1913 г., отраженный в табл. 4.6.

Относительные показатели сельскохозяйственного производства в 1913 и 1928 г. всегда вызывали разногласия. Мои данные демонстрируют 10 %-ный прирост объема производства за вычетом семенного и кормового фонда, а также потерь в хозяйстве. Итоговый результат соответствует ряду официальных советских источников, а также данным, приведенным Джонсоном и Каганом. Последние сведены в работе Уиткрофта (1983, 48; 1990а, 274–275), однако в своем анализе Уиткрофт (1983, 45–47; 1990а, 279) произвел некоторые перерасчеты данных, которые демонстрировали незначительный рост либо его отсутствие.

Данный подсчет выполнен методом контрфактических вычислений. Свой анализ я начинаю с фактических данных за 1913 г. Если принять за неизменные величины уровня добавочной выработки и условия торговли, то увеличение объемов производства в период 1913–1928 гг. мог бы привести к росту продаж на 9 % – с 3334 до 3623 млн руб. в ценах 1928 г. Однако воздействие этого фактора было нивелировано за счет снижения объемов добавочной выработки и ухудшения условий торговли, что в совокупности стало причиной сокращения объемов продаж до уровня 2565 млн руб.

Значимость каждого фактора зависит от порядка построения расчетов. Если в первую очередь рассчитывается степень снижения объемов добавочной выработки, то в результате наблюдается сокращение объемов продаж на 232 млн руб. (с 3623 до 3391 млн), а ухудшение условий торговли ведет к дальнейшему сокращению сбыта на 826 млн рублей до фактической отметки 1928 г. на уровне 2565 млн руб. С другой стороны, если первым из факторов оценивается влияние ухудшения условий торговли, то это приводит к сокращению объемов продаж на 789 млн рублей (с 3623 до 2834 млн), а второй фактор – снижение объемов добавочной выработки – обуславливает дальнейшее сокращение на 269 млн руб. до фактического показателя в 2565 млн руб. Любая из этих версий позволяет увидеть, что ухудшение условий торговли имело в 3 раза большее значение, чем фактор снижения объемов добавочной выработки. Тем не менее оба фактора сыграли свою негативную роль.

Сравнение закупочных цен Дохана (1969, 676) с оптовыми ценами, приведенными Грегори (1982, 234), и ценами на пшеницу, взятыми из London Gazette (Митчелл и Дин. 1971, 489).

Сравнение цен, получаемых крестьянами за сбыт своей продукции в провинциях канадских прерий (Канада, Государственное управление статистики, 6-я перепись населения Канады, 1921, т. 5, 16–19), с ценами в Канзас-Сити и Великобритании, данные по которым отражены в источниках Бюро переписи США (1975 г., ряды Е123), а также данными Митчелла и Дина (1971, 489).

Залески (1971; 1980) исследовал степень выполнения плановых показателей, и его выводы свидетельствуют о том, что выполнялись они крайне редко. В этом отношении показательными являются данные, приведенные в таблицах 5.1 и 5.2.

Степень отклонений зависит от того, как измеряется ВВП: по стоимости факторов производства или уровню потребительских цен. В первом случае натуральный доход хозяйств оценивается по средним ценам, получаемым крестьянами за проданные товары, – то есть этот показатель не учитывает налог с оборота, а услуги и жилье оцениваются по фактической их стоимости. Во втором случае натуральный доход хозяйств оценивается по ценам колхозного рынка, которые приблизительно совпадают с розничными ценами в магазинах – то есть с учетом налога с оборота, а услуги и жилье оцениваются по предполагаемой стоимости, при которой должно происходить обнуление рынка. Цифры в тексте отражают расчет ВВП по стоимости факторов производства, в то время как использование уровня потребительских цен для оценки приводит к снижению темпов роста инвестиций на 3 %.

Ссылка на несельскохозяйственные основные фонды, их валовую стоимость в ценах 1937 г., рассчитанную Морстином и Пауэллом (1966, 326).

Эти вычисления учитывают ежегодный прирост поголовья скота на уровне 2 % с максимального значения в 1930 г. Если предположить, что поголовье лошадей росло аналогичными темпами, то это привело бы к увеличению чистого объема сельскохозяйственного производства на 29 % (на границе со значениями периода до 1939 г.) в 1928–1949 гг. Если же допустить, что механизация сельского хозяйства происходила быстрыми темпами, обусловив сокращение поголовья лошадей до его исторического значения, то в этом случае рост чистого объема производства аграрного сектора составил бы 46 %. Разница обусловлена количеством зерна, которое пошло бы на корм лошадям.

Для более подробного описания ценовых аспектов см. гл. 9.

Цены взяты из работы Карча (1979, 105). Ценовой коэффициент, используемый для дефляции цен, – это индекс розничных цен Малафеева (1964, 407).

Альтернативные оценки экономического роста, включая мой собственный анализ валовых национальных расходов в реальном выражении, рассматриваются в приложении А. В табл. 5.4 приведены приблизительные сведенные цифры по валовым национальным расходам и валовому внутреннему продукту, расчет которых произведен по фактору добавленной стоимости по секторам. По первому показателю темпы роста экономики оказываются несколько выше.

Подробнее о строительстве советских доменных печей и взаимосвязи этого строительства с существующими металлургическими заводами см.: Бальзак, Васютин и Фейген (1949, 238–251), Кордеро (1952, 623–626), Гарднер (1956, 64–65, 291–301, 321–323), Хоган (1950, 40–41), МакКафрай (1996, 62–69), Паундс (1959, 150–159).

Работа Конквеста (1968) стала важнейшим звеном в формировании этих вопросов. С 1981 г. между Роузфилдом, Ноувом, Конквестом и Уиткрофтом шла саркастическая перебранка. Самые последние аргументы и отсылки к дискуссиям прошлого можно найти в работах Роузфилда (1996) и Уиткрофта (1999).

Эти данные по численности населения скомпилированы Мэддисоном (1995, 108–116) и представляют собой оценки по границам 1990 г. В работе Хира (1968) рассматриваются многие из приведенных в этой главе аспектов.

Блум (1991; 1994) особо подчеркивал независимость демографических явлений (например, уровня рождаемости) от планов советского руководства. Данная глава посвящена исследованию этой взаимосвязи.

В работах Авдеева, Блума и Троицкой (1993, 171–172) и Блума (2000) приводятся серьезные аргументы в защиту идеи о единстве советских статистических институтов 1930-х гг.

Фактическая численность составляла 167,3 млн человек. Все переписи имеют погрешности в учете населения, поэтому реальная численность превышает данные переписей. Официально опубликованные данные говорят о 170,1 и 150,5 млн человек, причем в эти показатели включена вероятная недооценка численности. Исследователи спорят о том, были ли эти корректировки намеренно завышены. В работе Андреева, Дарского и Харьковой изложена точка зрения, согласно которой обоснованная корректировка численности позволяет получить 168,9 млн человек. Данный показатель находится в пределах 1 % расхождения с официальными цифрами, а разница определяет пределы манипулирования. Оценки Госплана, которые привели к сокрытию результатов переписи 1937 г., свидетельствуют о том, что в 1937 г. численность населения страны должна составлять 174–181 млн человек. Данные переписи 1939 г. должны были демонстрировать прирост в размере 7 млн человек – на уровне 181–188 млн человек. Любые манипуляции с оценками численности в 1939 г. вели к незначительным изменениям, не позволяя сократить разрыв. См.: Дэвис, Харрисон и Уиткрофт (1994, 71–72).

Коал, Андерсон и Харм в своей работе (1979, 16) приводят таблицу рассчитанных ими значений индекса брачной плодовитости (Ig) за 1881–1970 гг. Основная часть данных получена путем интерполяции, но, несмотря на это, очевидно, что данные середины 1920-х гг. демонстрируют более низкую рождаемость, чем показатели 1897 г. Такое снижение подтверждает их точку зрения, согласно которой начало демографического перехода следует относить к периоду до начала Первой мировой войны. Однако недавние исследования ставят под сомнение факт снижения рождаемости в предвоенный период. Если расширить набор данных за 1897 г. (что я и сделал) и привести его в соответствие с границами Советского Союза в 1920-х гг., то это даст повышение ПР до уровня 0,560, что предполагает общий показатель рождаемости на уровне 6,83 для той части территории Российской Империи, которая в 1920-х гг. входила в состав СССР. В своей работе Андреев, Дарский и Харькова (1992, 150) восстановили повозрастные показатели рождаемости начиная с 1920-х гг. и далее, и их цифры предполагают аналогичный порядок показателей общей рождаемости в этот период, причем максимального значения они достигают в 1924 г. – 6,93. Сравнение этих цифр не демонстрирует какого-либо снижения рождаемости. Можно бесконечно спорить о том, какой период можно считать отклонением от истинной тенденции – 1910-е гг. или 1920-е; можно даже предположить, что экономический рост с 1900 по 1913 г. должен был привести к сокращению рождаемости и что последовавший в результате спад должен был впоследствии смениться ростом по мере того, как экономика переживала эпоху кризиса и деурбанизации, пришедших за революционными событиями 1917 г. В любом случае график 6.1 четко демонстрирует, что устойчивое снижение рождаемости началось лишь с наступлением эры стремительной индустриализации в конце 1920-х гг.

Эти утверждения, а также те, что приведены в следующем параграфе, основаны на моей реконструкции данных по численности населения в 1914–1919 гг. Для этого я произвел обратную экстраполяцию оценки численности населения по состоянию на 1 января 1920 г., взятые из работы Андреева, Дарского и Харьковой (1992, 129), на 1 января 1914 г., используя оценки Волкова, сведенные в расчетах Лоримера (1946, 30). (При этом между двумя рядами данных за 1920 г. прослеживается некоторое расхождение.) Количество случаев появления детей вычислялось путем умножения численности населения на общий показатель рождаемости. Вслед за предложением Дэвиса, Харрисона и Уиткрофта (1994, 57) уровень рождаемости в 1915–1919 гг. был принят за 32,9 (что составляет 75 % от среднего значения за 1910–1913 гг.). Количество смертей рассчитано как остаточные и избыточные случаи смерти, то есть смертность за вычетом общего показателя смертности в 1910–1913 гг., умноженная на численность населения.

Избыточная смертность на уровне 9,7 млн человек получена в результате обратного экстраполирования данных Андреева, Дарского и Харьковой по численности населения до 1914 г. путем использования оценок Волкова. Уровень эмиграции, предположительно, составил 750 тысяч человек в 1918 и 1919 гг. Прочие ряды данных по численности населения демонстрируют еще более существенные объемы сокращения населения страны, подразумевая при этом более высокие показатели избыточной смертности. См.: Дэвис, Харрисон и Уиткрофт (1994, 64).

В 1939 и 1940 г. уровень смертности среди заключенных и узников лагерей ГУЛАГа был достаточно низким. Однако в 1941–1943 гг. он резко вырос, что было обусловлено сокращением норм выдачи продовольствия в военные годы (Роузфилд. 1996, 986). Основную часть населения лагерей составляли взрослые мужчины в возрасте от 19 до 50 лет (Джетти, Риттерспорн и Земсков. 1993, 1025). Можно отметить, что показатель смертности в лагерях [около 22 % = 663 786 смертельных исходов, по данным Роузфилда (1996, 986), деленные на 3 млн жителей] был намного ниже, чем показатель в 40 %, характерный для свободного мужского населения в возрасте от 20 до 49 лет. Конечно, причина вовсе не в благоприятных условиях пребывания в заключении – столь высокий процент смертей обусловлен ужасами и жестокостями восточного фронта войны.

Эти данные по уровню смертности взяты из повозрастной разбивки населения страны за 1941 и 1946 г., описанной в работе Андреева, Дарского и Харьковой (1992, 138). Расчет смертности среди мужского населения в возрасте от 20 до 24 лет произведен путем сравнения численности мужчин в возрасте 25–29 лет в 1946 г. с численностью мужчин в возрасте 20–24 лет в 1941 г. и т. д.

Расхождения между фактическими и спрогнозированными рядами данных могут возникать по нескольким причинам. Показатели рождаемости и смертности взяты как средние значения по возрастным категориям (например, мужчины в возрасте 30–34 лет), а не разбиты по каждому году жизни (33-летние). Кроме того, данные доступны далеко не по всем годам. Допустимы также некоторые неточности, обусловленные тем, что в подобных имитационных моделях, откалиброванных по ежегодным изменениям, все случаи рождения на протяжении года должны относиться на первый или последний день года, а не рассматриваться в контексте, например, ежемесячных или ежедневных изменений. Однако подобные расхождения в любом случае представляют собой незначительные величины.

Многие смертельные случаи в лагерях ГУЛАГа произошли в ходе Второй мировой войны и составили менее 3 % от общих военных потерь. Сравните, например, показатель Роузфилда (1996, 986, кол. 4) за 1941–1945 гг., который составил 663 786 смертей, с общим количеством избыточных смертей, включенных в анализ потерь Второй мировой войны. Теоретически можно также спрогнозировать долгосрочное влияние смертей в 1937–1939 гг., однако в этом случае их количество оказывается настолько ничтожным по сравнению с нормальным уровнем смертности, что долгосрочные последствия оказываются минимальными.

По примеру Мэддисона (1995, 110), данное сравнение производится с учетом границ советского пространства после Второй мировой войны.

Для этих целей удобно использовать анализ Шульца, поскольку его результаты легко применить к ситуации в Советском Союзе. Тем не менее следует подчеркнуть, что многие другие исследователи пришли к сходным выводам. Такие исследования на основе международных данных включают работы Барро и Ли (1994), а также Барро (1999, 21–25). Для подробного изучения дискуссии по расчетам, основанным на индийских показателях, см.: Дрез и Сен (1995, 167–171).

Эти данные были смоделированы с двумя структурными уравнениями. В первом плодовитость представлялась как функция от переменных образования, экономической ситуации и религиозных убеждений, а также от детской смертности. Во втором уравнении уровень детской смертности представлен в виде функции от социальных показателей. Подставив второе уравнение в первое, получаем урезанную форму уравнения, подобно уравнению 1 в табл. 6.1. Точные результаты зависят от того, какую модель семейного планирования и прочие переменные используют при расчете. Однако эти выводы не имеют статистической значимости и не несут никакой аргументационной нагрузки. Кроме того, включение этих показателей в спектр анализа не дает каких-либо существенных изменений прочих оцениваемых коэффициентов.

Джонс и Групп (1987, 342) оценивают эмансипацию как отношение взрослого женского населения к мужскому населению с полным средним (или выше) образованием. В рамках своего анализа я использовал отношение среднего количества лет, затраченных на обучение женщин, к годам образования мужчин при условии завершения полного этапа образования.

См., например: Грегори и Стюарт (1986, 116), Офер (1987, 1778–1779, 1789–1791), Дэвис, Харрисон и Уиткрофт (1994, 52–53), Вествуд (1987, 360), Хантер и Ширмер (1992, 26–27, 34–35), Сани (1998, 217, 242), Фицпатрик (1999, 4), Голдман (1993) и Хоффман (1994, 152). Более детально взгляд изложен у Ноува (1990, 236–242, 251).

Более подробно см. приложение С. Расчет продовольственных балансов фактически доходил до 1885 г., однако расчетное потребление калорий в 1885–1895 гг. было слишком незначительным. Из этого можно сделать вывод, что сельскохозяйственная статистика имперской эпохи недооценивала объемы производства до 1895 г. В гл. 2 я отмечал, что объемы производства пшеницы в России этого периода представляются маленькими, а степень доступности расчетов по потреблению калорий является еще одной причиной, заставляющей сомневаться в рациональности использования этих данных. Если предположить, что урожайность российских полей была выше, то существенная доля динамики развития аграрного сектора царской России оказывается надуманной.

В работе Уиткрофта (1999, 51) приводятся результаты аналогичных расчетов по выборке лет в 1900–1960 гг. Наибольшие расхождения между его цифрами и моими относятся к экономике имперского периода. При этом он утверждает, что в 1900–1913 гг. среднее потребление находилось на уровне 2964 калорий, это представляется крайне завышенным показателем. Менее значительны различия по советскому периоду.

Объемы производства сливочного масла вычислялись на основе данных по поголовью коров с учетом предположения, что молоко не использовалось для производства сыра. Поэтому данные по калориям косвенно включают в себя и потребление сыра.

Назад к карточке книги "От фермы к фабрике"