Роберт Аллен - От фермы к фабрике

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.

Следовательно, более поздний год будет взят за базовый. Данный переход повернул вспять традиционное восприятие индексов Ласпейреса и Пааше.

Бергсон устанавливает значение 1937 г. как 1,00, следовательно, показатели по 1928 г., которые он приводит в своих расчетах, равны 0,168 для индекса Ласпейреса и 0,115 для индекса Пааше. См.: Бергсон (1961, 46–49, 53, 88, 313).

Возможно, кто-то предпочел бы вместо среднего показателя свободных и контролируемых цен, использованного ею для расчета индекса по 1928 г., взять цены свободного рынка за этот год. Однако следует отметить, что использование фактора цен свободного рынка требует соответствующей корректировки данных по заработным платам при проведении расчетов дохода в реальном выражении, что позволит отразить наличие потребительских субсидий на обеспечение контролируемых цен в государственных и кооперативных магазинах. А подобная корректировка приводит нас к способу, который использовала Чапман.

Правильный показатель — 74 %. В рамках вычислений Чапман можно найти несколько приблизительных значений, аналогичных этому.

Приведенное Чапман значение индекса цен Пааше, равное 0,115, лишь немного не соответствует правильному варианту. Верное значение этого показателя на основании ее предположений составляет 0,118 и включает незначительную неточность при обращении 1,35.