Роберт Аллен - От фермы к фабрике

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.