Методология статистического анализа нормы прибыли

Используя коэффициент пересчета стоимости основных фондов в современные цены, по формуле (8) можно вычислить норму прибыли:

(8),

где P - прибыль до налогообложения, АС - оборотные активы, АNС - внеоборотные активы.

В этой формуле на коэффициент kA откорректирована не только стоимость основных фондов, но и стоимость других внеоборотных активов, не входящих в AF. Это определенное допущение, однако величину АNC несложно разбить две составляющие (AF и другие активы), а корректирующий коэффициент применить только к AF. Формула (8) является приближением к международным алгоритмам расчета нормы прибыли.

Показано, что величины rA и rґA - это «гибриды» брутто и нетто нормы прибыли (числитель ближе к нетто прибыли, а знаменатель - к брутто активам). В табл. 3 наиболее ценным с аналитической точки зрения является валовой (брутто) показатель рентабельности активов r'A брутто, который в определенной степени сопоставим с одноименным индикатором, публикуемым статистиками рыночно развитых стран.

Как было показано выше, величина брутто показателя рентабельности активов российской промышленности не отличается принципиально от одноименного показателя по обрабатывающим производствам Великобритании. Сравнить норму нетто-прибыли в России и других странах не представляется возможным в силу отсутствия оценок таковой по нашей стране. Чтобы ее расчитать, необходимо иметь оценку основных фондов в современных ценах за вычетом их потребленной части. Однако получить эту величину можно лишь методом непрерывной инвентаризации на основе специально созданной информационной базы, что вряд ли возможно вне рамок официальной статистики.

В трудовой теории стоимости утверждается, что межотраслевые различия нормы прибыли порождают перетоки капиталов, выравнивающие это различие. В работе предложена методика проверки существования данной зависимости в современной российской экономике.

Величина инвестиций в основные фонды российских предприятий в расчете на 1 рубль прибыли ниже в наиболее рентабельных (на 1 рубль оборотных активов) отраслях. Эта зависимость объясняется тем, что прибыль является лишь одним из источников инвестиций в основной капитал наряду с амортизацией, субсидиями (в том числе из бюджета) и привлекаемыми на рынке капитала ресурсами. Если прибыль мала, то инвестиции обеспечиваются другими из перечисленных источников, прежде всего, амортизацией основных фондов. Произведя вычитание суммы амортизационных отчислений из объема инвестиций в основные фонды, можно получить приблизительную оценку величины инвестиций, профинансированных за счет прибыли, субсидий и привлекаемых ресурсов. Отношение полученной величины к объему финансового результата не снижается по мере роста рентабельности оборотных активов.

Отрасли, принимающие инвестиционные потоки, должны иметь больше инвестиций в основной капитал (за вычетом амортизации) в расчете на 1 рубль финансового результата, чем в среднем по экономике. Однако фактически лишь некоторые из наиболее рентабельных отраслей имеют чистый приток инвестиций в основной капитал. Это свидетельствует об отсутствии межотраслевого выравнивания нормы прибыли за счет перелива капитала в высокодоходные отрасли. На данном этапе экономического развития России набирает силу обратная тенденция: капитал из высокорентабельных, прежде всего, добывающих отраслей частично перетекает в обрабатывающие отрасли, внутренний спрос на продукцию которых имеет перспективу роста. С целью снижения совокупного риска капитал стремится к расширению сферы своего приложения, к диверсификации. Для него важна не только текущая рентабельность производства, но и наличие устойчивого спроса на производимые товары и услуги в будущем, которое можно «приблизить» благодаря инвестициям.

В работе сформулирована концепция макроэкономической роли нормы прибыли, суть которой состоит в выделении ее основных составляющих и теоретическом описании их взаимодействия.

Статистические данные свидетельствуют, что норма прибыли, исчисленная в процентах к капиталу предприятий, обусловливает темп прироста этого капитала. Коэффициент корреляции указанных показателей за 2003г. по сводным данным основных отраслей и подотраслей экономики составил 92%, а за 2005 г. - 86%.

Прослеживается также связь между нормой прибыли и процентными ставками. По данным за период с I квартала 2000 г. по IV квартал 2004 г. коэффициент корреляции между прибылью на 1 рубль отгруженной промышленной продукции и процентными ставками по выданным банками кредитам предприятиям и организациям составил 0,77. Также имеет место связь между указанной нормой прибыли и уровнем маржи по депозитно-кредитным операциям банков: коэффициент корреляции равен 0,80, при этом уровень маржи рассчитан как разница между средневзвешенной ставкой по всем банковским кредитам предприятиям и средневзвешенной ставкой по всем депозитам физических лиц.

В рыночно развитых странах также отмечается согласованность динамики нормы прибыли и процентных ставок, хотя корреляция этих величин может быть незначительной. На рис. 4 приведена долгосрочная динамика указанных показателей на примере США.

Рис. 4 - Норма прибыли корпораций обрабатывающей промышленности США и процентная ставка "Prime"

Подъемы, пики и спады двух представленных на рис. 4 кривых либо совпадают по времени, либо разделены небольшими интервалами (не более 2 лет). Причем в последних случаях пики нормы прибыли предшествуют пикам процентных ставок (начало 1979 и 1981 годов, 1988 и 1989 годов). В середине 2000 г. спад нормы прибыли также начался раньше, чем спад процентной ставки. Это свидетельствует в пользу утверждения Д. Рикардо о том, что норма прибыли является причиной, а норма процента - следствием.

В работе показано, что в каждый отрезок времени соотношение нормы прибыли и ставки процента зависит от ряда обусловливающих факторов, важнейшими из которых являются внешнеторговая конъюнктура и регулирующее воздействие на экономику. Применительно к современной российской экономике таким фактором являются высокие мировые цены на нефть, порождающие приток «нефтедолларов» в отечественную экономику и возрастание массы ликвидности на денежном рынке.

В пятой главе «Методология исследования зависимости цен от нормы прибыли» динамика нормы прибыли рассматривается как один из факторов ценообразования на рынках товаров и экономических активов.

Сравнение индексов цен производителей и рентабельности промышленной продукции приводит к выводу: в современной российской действительности общепромышленный показатель рентабельности как бы следует за приростом цен. Речь идет не о функциональной зависимости, а о некоторой тенденции, которая в отдельные годы может не проявляться. По промышленности в целом в течение 10 из последних 11 лет рентабельность продукции и прирост цен производителей изменялись однонаправленно (рис. 5). Данная тенденция проявляется лишь на высоком уровне агрегации, в частности - на «общепромышленном» уровне, где имеет место эффект диверсификации различных видов промышленной деятельности.

Рис. 5 - Индексы цен производителей и рентабельность продукции российских промышленных предприятий

Две причины потенциально способны генерировать указанную тенденцию: контроль над ценами и инфляция. Норма прибыли находится под влиянием двух противоборствующих сил - ограничений, налагаемых величиной спроса, и усилиями фирм по контролю за ценами. В западной практике регулирования цен в сфере public utility показатель нормы прибыли играет ведущую роль, будучи встроенным в математические модели. Российская же практика регулирования цен ориентирована преимущественно на «прямой» расчет тарифов, исходя из предполагаемых объемов производства и соответствующей «необходимой» валовой выручки.

Еще более значительную роль играет норма прибыли при оценке компаний. В диссертации предложен один из способов косвенной проверки обоснованности рыночной цены компаний, опирающийся на формулу взаимосвязи между рядом финансовых показателей предприятия:

(9),

где m - отношение рыночной капитализации компании к бухгалтерской оценке её акционерного капитала;

,

где B(t) - бухгалтерская оценка акционерного капитала компании в момент времени t, P(t) и S(t) - соответственно цена одной акции компании и число акций в момент времени t;

g - темп прироста акционерного капитала компании;

,

причем принято допущение о постоянстве величины g;

p - доля прибыли, направляемой на выплату дивидендов;

f - поступления, получаемые компанией от размещения новых выпусков акций, по отношению к рыночной стоимости этих акций;

r - норма прибыли, исчисленная по отношению к бухгалтерской оценке акционерного капитала компании;

с - норма капитализации, являющаяся альтернативной ставкой доходности для инвесторов, которая обычно принимается равной ставке доходности по безрисковому активу.

В табл. 5 представлены показатели годовой финансовой отчетности за 2005 г. некоторых крупнейших корпораций.

Таблица 5 - Относительные финансовые показатели некоторых крупнейших компаний в 2005 г.

По взятым из табл. 5 значениям r и p при f=0,95 по формуле (9) рассчитываются значения m для разных величин с и g (последние два параметра задаются изменяющимися с шагом 0,01). Предположение о величине f сделать относительно просто: «цена» процедуры размещения акций обычно не превышает 5% от рыночной стоимости размещаемых акций. В результате получается семейство графиков зависимости m от g при разных значениях с. Каждая линия этого семейства соответствует определенному значению с. Поскольку формула (9) выведена при условии g< с, для дальнейшего анализа отбираются только те части графиков, которые отвечают этому условию.

На рис. 6 приведено семейство таких графиков за 2005 г. по ОАО «Лукойл». Для этой корпорации все расчетные значения m превышают 2,6, тогда как фактически наблюдаемое значение этого параметра равняется 1,9 (табл. 5). То есть фактическое соотношение между рыночной и бухгалтерской оценками компании (m) меньше расчетно-теоретического уровня, полученного в рамках принятых допущений при любых значениях g и с.

Рис. 6 - Взаимосвязь величин с, g, m для ОАО «Лукойл» за 2005 г.

Существенное различие фактического и расчетного значений m свидетельствует о недооценке рынком акций ОАО «Лукойл».

На рис. 7 приведены аналогичные графики по РАО «ЕЭС».

Рис. 7 - Взаимосвязь величин с, g, m для РАО «ЕЭС» за 2005 г.

Для РАО «ЕЭС» при с=0,035 и g=0,01 (т.е. при вполне реальных значениях с и g) расчетно-теоретическое значение параметра m совпадает с фактически наблюдаемым значением (0,8). Это значит, что акции РАО «ЕЭС» оценены более или менее адекватно.

В данном методе оценки степени адекватности рыночной цены компаний принят ряд допущений, основное из которых заключается в неизменности будущих значений r, p, g и . В результате получается оценка величины m, опирающаяся на текущие значения рентабельности капитала и доли прибыли, направляемой на выплату дивидендов. Такая оценка имеет право на существование наряду с продуктами других исходных предположений.

В шестой главе «Методология статистического исследования места и роли нормы прибыли в современной экономике» рассматривается макроэкономическая роль нормы прибыли в единстве всех ее составляющих, исследовано их взаимодействие и результирующее воздействие на экономику в целом, показана роль нормы прибыли в поддержании рыночного равновесия и обеспечении научно-технического прогресса. С использованием многомерных статистических методов проанализирована взаимосвязь нормы прибыли с ключевыми макроэкономическими показателями, выявлены современные факторы движения нормы прибыли, оценены возможности ее прогнозирования.

Статистические зависимости, выявленные в главах 4 и 5, позволяют выделить три составляющие макроэкономической роли нормы прибыли, которые, взаимодействуя, способствуют поддержанию сбалансированности экономики. Во-первых, норма прибыли воздействует на капитал предприятий: повышение нормы прибыли увеличивает прирост капитала и наоборот. Во-вторых, норма прибыли определяет процентную ставку обычно таким образом, что эти две величины изменяются в той или иной степени согласованно, хотя часто с некоторым временным лагом друг от друга. В-третьих, движение нормы прибыли влияет на динамику цен. В тот период «жизни» нового товара, когда его выпуск уже вполне освоен производителями, но спросовые ограничения пока не достигнуты, норма прибыли является одним из важнейших ценообразующих факторов.

В диссертации дано теоретическое описание взаимодействия трех составляющих макроэкономической роли нормы прибыли. С возрастанием нормы прибыли и ставки процента появляется больше возможностей для инвестиций за счет собственных средств предприятий, но усложняется привлечение сторонних капиталов. Инвестиции приводят к появлению новых производств и товаров, цены на которые формируются под значительным воздействием сложившейся нормы прибыли. Увеличение инвестиций в реальные активы сдерживается двумя обстоятельствами: постепенным истощением «свободных» сбережений и повысившейся ставкой процента. Кроме того, в силу роста рыночной оценки компаний повышается емкость фондового рынка, что способствует «связыванию» части капиталов. Благодаря нарастанию сдерживающих факторов темп прироста инвестиций постепенно уменьшается. На фоне насыщения рынка новыми товарами и истощения сбережений спрос постепенно сжимается и, как следствие, снижается норма прибыли. Начинают снижаться курсы акций, поэтому капитал высвобождается из этого типа активов, что повышает предложение на рынке капиталов. Все это создает основания для снижения процентных ставок. Условия для привлечения капиталов улучшаются, и через некоторое время возникают «островки» роста производства.

Таким образом, если рост нормы прибыли сопровождается повышением процентных ставок, то активизация сдерживающих факторов позволяет избежать чрезмерных инвестиций, что предохраняет рынок от дефляции. Но если под воздействием каких-либо обстоятельств увеличивается лаг между моментами повышения нормы прибыли и ставки процента, то становятся более слабыми силы, оказывающие тормозящее воздействие на реальные инвестиции. Когда масса произведенных благ значительно превысит спрос, вероятен резкий спад нормы прибыли, способный повлечь кризисный дисбаланс экономики.

Склонность к затуханию ценообразующей роли нормы прибыли - важнейший стимул технического прогресса. Корпорация в какой-то момент жизни изделия начинает постепенно утрачивать контроль над нормой прибыли, получаемой от выпуска этого изделия, что побуждает ее к обновлению продукции. Поэтому главный результат взаимодействия трех составляющих макроэкономической роли нормы прибыли - технический прогресс. В распоряжении общества есть рычаги воздействия на эти составляющие, что при адекватной экономической политике благоприятствует повышению конкурентоспособности национальной экономики.

Прогнозирование тенденций и факторов изменения нормы прибыли необходимо в силу значимости ее макроэкономической роли. Кроме того, динамика этого показателя, имеющего малую степень общности с динамикой многих других макроэкономических величин, способна придавать экономической системе уникальные импульсы, которые следует предвидеть.

Для выявления степени общности различных макроэкономических показателей исследована матрица значений 16 ключевых показателей, включая рентабельность продаж промышленных предприятий, за 50 кварталов (с I квартала 1994 г. по II квартал 2006 г.; IV квартал 1995 г. =100). Посредством компонентного анализа нормированные значения каждого показателя представлены в виде линейной комбинации трех главных компонент:

(10),

где zij - величина i-го показателя за j-й квартал; pнj - значения н-й главной компоненты (н = 1, 2, 3) за j-й квартал; aiн - факторные нагрузки, связывающие значения i-го показателя и н-й главной компоненты. Три первые главные компоненты определяют не менее 80% дисперсии большинства исходных показателей, но лишь 54% дисперсии рентабельности продаж (худший результат среди всех исследуемых показателей). Таким образом, рентабельность продаж подвержена принципиально иным тенденциям и факторам изменения, чем большинство макроэкономических показателей.

Показатель рентабельности продаж был отобран для многомерного статистического анализа и прогнозирования как представитель всего семейства показателей нормы прибыли. По рентабельности продаж удалось построить наиболее длинный ряд квартальных значений (с IV квартала 1993 г. по II квартал 2006 г.), используя имеющиеся статистические данные.

Значения данного ряда не подвержены значимым сезонным изменениям, что подтверждается неустойчивостью рассчитанных для него коэффициентов сезонности.

Поэтому прогнозировать целесообразно исходные (а не сезонно-скорректированные) значения рентабельности продаж. Графики выборочной автокорреляционной функции показывают, что временной ряд значений рентабельности продаж, а также ряды разностей исходного ряда не являются стационарными. В силу того, что прогнозирование поведения непосредственно этого ряда затруднено, был использован более сложный, двухступенчатый алгоритм.

Для прогноза использованы уравнения регрессии, связывающие норму прибыли с другими макроэкономическими индикаторами. С целью выбора оптимального уравнения была проанализирована матрица, содержащая 17 макроэкономических показателей за 44 квартала: с III квартала 1995 г. по II квартал 2006 г.

Методом последовательного включения-исключения получена модель (11), имеющая хорошие статистические характеристики:

(11).

(11,27) (-7,91) (4,50) (4,93)

R2=0,89 F=80,4 DW=1,94.

В это уравнение вошли следующие показатели, исчисленные в процентах к уровню IV квартала 1995 г.: RR - рентабельность продаж промышленных предприятий (отношение прибыли в промышленности к объему отгруженной промышленной продукции); IPW - коэффициент опережения физического объема промышленного производства по сравнению с реальной заработной платой; KD - соотношение между кредиторской задолженностью промышленных предприятий и их дебиторской задолженностью; EI - соотношение между экспортом товаров из России и их импортом в Россию (по странам вне СНГ); SL - соотношение между государственным внутренним долгом и месячными доходами федерального бюджета.

Проведенный анализ свидетельствует о доминирующем влиянии на норму прибыли коэффициента опережения индекса промышленного производства по сравнению с индексом среднемесячной реальной заработной платы. Тот факт, что объем производства возрастает более высокими темпами чем зарплата, может рассматриваться как один из ключевых факторов повышения прибыльности.

Целесообразно на первом этапе строить прогноз непосредственно по уравнению регрессии, а на втором этапе прогнозировать остатки регрессионного уравнения с помощью модели ARIMA.

На рис. 8 представлен прогноз на I и II кварталы 2006 г., полученный по уравнению регрессии (11), скорректированный на прогнозные значения регрессионных остатков, рассчитанные по модели ARIMA (1, 2, 1).

Рис. 8 - Фактические значения рентабельности продаж RR российских промышленных предприятий (IV кв. 1995г. = 100) и прогноз на I и II кв. 2006 г.

По рис. 8 видно, что с учетом модели ARIMA приемлемая точность достигается лишь при прогнозировании на один квартал (ошибка составляет 3,3%). При увеличении прогнозного периода точность резко снижается, что связано с природой нормы прибыли, для которой характерна высокая подвижность и зависимость от большого числа факторов.

В работе показано, что уравнение (11) выражает лишь статистическую связь величин RR и IPW. Cуществует более глубокая причина, определяющая рост производства, прибыли и зарплаты - это платежеспособный спрос, который в настоящее время в значительной степени определяется динамикой мировых цен на нефть.

Совокупность причин, способных влиять на прибыльность, является весьма подвижной. Ее составляющие могут меняться местами по степени значимости. На данном этапе наиболее значимым фактором является динамика мировых цен на нефть, но в любой момент на ведущую роль может выйти какой-либо другой фактор - например, динамика заработной платы. Это обусловливает необходимость постоянного мониторинга ситуации и актуализации применяемых статистических моделей.

В заключении кратко изложены основные результаты исследования.

ОСНОВНЫЕ ПОЛОЖЕНИЯ ДИССЕРТАЦИИ ИЗЛОЖЕНЫ В СЛЕДУЮЩИХ ПУБЛИКАЦИЯХ

1. Ульянов И.С. Норма прибыли: оценка и роль в российской экономике. - М., ИИЦ "Статистика России", 2005. - 15,0 п.л.

2. Эффективный рынок капитала: Экономический либерализм и государственное регулирование: Т.I / Под ред. И.В. Костикова. - М.: Наука, 2004. - 35 п.л. (в соавт., авт. - 1,3 п.л.).

Публикации в ведущих рецензируемых научных журналах и изданиях, рекомендованных ВАК

3. Ульянов И.С. О роли статистических характеристик нормы прибыли в государственном регулировании экономики // Вопросы экономики. - 2006. - №10. - 0,8 п.л.

4. Ульянов И.С. О методе экспресс-оценки обоснованности курсов акций // Рынок ценных бумаг. - 2006. - №24. - 0,5 п.л.

5. Ульянов И.С. Норма прибыли в системе макроэкономических индикаторов: статистический аспект // Вопросы статистики. - 2006. - №10. - 0,8 п.л.

6. Ульянов И.С. Экономические переписи в системе статистического наблюдения предприятий // Вопросы статистики. - 2006. - №7. - 1,0 п.л.

7. Ульянов И.С. О качестве расчетов нормы прибыли // Экономист. - 2006. - №5. - 0,53 п.л.

8. Ульянов И.С. Норма прибыли: совершенствование показателей и роль в экономике // Финансы и бизнес. - 2006. - №2. - 0,52 п.л.

9. Ульянов И.С. Международная практика организации доступа к микроданным // Вопросы статистики. - 2006. - №12. - 0,4 п.л.

10. Ульянов И.С. О взаимосвязи между некоторыми показателями нормы прибыли // Вопросы статистики. - 2005. - №1. - 0,5 п.л.

11. Ульянов И.С. Использование показателя рентабельности капитала при сравнении рыночной и бухгалтерской оценок компаний // Вопросы статистики. - 2004. - №9. - 0,4 п.л.

12. Ульянов И.С. Рентабельность и инвестиции в основной капитал // Вопросы статистики. - 2004. - №2. - 0,3 п.л.

13. Ульянов И.С. Рентабельность продукции и процентные ставки // Вопросы статистики. - 2003. - 0,5 п.л.

14. Ульянов И.С. О предварительной оценке динамики рентабельности продукции // Вопросы статистики. - 2002. - №12. - 0,5 п.л.

15. Ульянов И.С. Некоторые подходы к исследованию риска макроэкономической неустойчивости // Вопросы статистики. - 2002. - №4. - 0,6 п.л.

16. Ульянов И.С. Важнейший катализатор эффективного инвестирования. Рецензия на книгу И.В. Костикова «Дефолты на рынке муниципальных облигаций США» // Мировая экономика и международные отношения. - 2001. - №3. - 0,5 п.л.

17. Ульянов И.С., Шустова Е.А., Савочкина Е.А. Предпосылки и результаты пересмотра индекса промышленного производства // Экономический журнал ВШЭ. - 2001. - №3. - 1 п.л. (в соавт., авт. - 0,33 п.л.).

18. Ульянов И.С. Текущие экономические показатели: некоторые результаты факторного анализа // Вопросы статистики. - 2000. - №2. - 0,5 п.л.

19. Прозорина Л.В., Ульянов И.С. Структурное обследование предприятий России: итоги и перспективы // Вопросы статистики. - 2000. - №6. - 0,6 п.л. (в соавт., авт. - 0,3 п.л.).

20. Ульянов И.С., Шустова Е.А. Промышленные индексы в России: опыт и проблемы // Вопросы статистики. - 1999. - №11. - 0,6 п.л. (в соавт., авт. - 0,3 п.л.).

21. Ульянов И.С. Регрессионный анализ некоторых показателей инвестиционной деятельности // Вопросы статистики. - 1999. - №6. - 0,5 п.л.

22. Ульянов И.С. Статистическое наблюдение предприятий с использованием унифицированных форм // Вопросы статистики. - 1998. - №5. - 0,5 п.л.

23. Ульянов И.С. Опыт анализа работы промышленных предприятий при переходе на полный хозяйственный расчет // Вестник статистики. - 1989. - №6. - 0,4 п.л.

24. Курс социально-экономической статистики: Учебник для вузов. 5-е издание / Под ред. проф. М.Г. Назарова. - М.: Омега-Л, 2006. - 62 п.л. (в соавт., авт. - 1,95 п.л.).

25. Статистика: Учебник / Под общ. ред. А.Е. Суринова. - М.: Изд-во РАГС, 2005. - 41 п.л. (в соавт., авт. - 1,26 п.л.).

26. Курс социально-экономической статистики: Учебник для вузов / Под ред. проф. М.Г. Назарова. - М.: Финстатинформ, 2002. - 61 п.л. (в соавт., авт. - 1,41 п.л.).

27. Курс социально-экономической статистики: Учебник для вузов / Под ред. проф. М.Г. Назарова. - М.: Финстатинформ, ЮНИТИ - ДАНА, 2000. - 48,5 п.л. (в соавт., авт. - 1,35 п.л.).

28. Методологические положения по статистике. Вып. 1 / Госкомстат России. - М., 1996. - 43 п.л. (в соавт., авт. - 0,4 п.л.).

29. Методологические положения по статистике. Вып. 2 / Госкомстат России. - М., 1998. - 43 п.л. (в соавт., авт. - 0,4 п.л.).

30. Статистический словарь / Гл. ред. Ю.А. Юрков; Редкол.: И.К. Беляевский, В.А. Варенов, В.И. Галицкий и др. - М.: Финстатинформ, 1996. - 40 п.л. (в соавт., авт. - 0,2 п.л.).

Доклады на научных конференциях, статьи в научных сборниках и научно-методические работы

31. Ульянов И.С. О доминирующей причине динамики прибыли // VIII Международная конференция «Применение многомерного статистического анализа в экономике и оценке качества». Тезисы докладов (22-26 августа 2006 г., г. Москва, МЭСИ) / Моск. гос. ун-т экономики, статистики и информатики. - М., 2006. - 0,1 п.л.

32. Ульянов И.С. Норма прибыли: совершенствование показателей и роль в экономике // Научные школы и результаты в российской статистике: Материалы международной научно-практической конференции (Санкт-Петербург, 30 января - 1 февраля 2006 г.). - СПб.: Знание, 2006. - 0,1 п.л.

33. Uliyanov I. Summary of Russian statistics of enterprises // International Workshop on Economic Censuses (26-29 July 2005, Beijing) / UNSD. - 2005. - 0,2 п.л.

http://unstats.un.org/unsd/newsletter/unsd_workshops/country/Summary%20of%20Russian%20business%20statistics.pdf

34. Uliyanov I. Comments concerning “Revision of the International Recommendations for Statistics on Economic Activities” // Expert Group Meeting on the Industrial Statistics (19-23 September 2005, New York) / UNSD. - 2005. - 0,2 п.л. http://unstats.un.org/unsd/industry/meetings/eg2005/AC105-BkR9.PDF

35. Bykov A., Uliyanov I. Official Energy Statistics in the Russian Federation // Conference on energy statistics - First meeting in Oslo City Group (6 -8 February 2006, Oslo). - 0,6 п.л. (в соавт., авт. - 0,2 п.л.).

http://www.ssb.no/english/conference/ocg/russia.doc

36. Uliyanov I. Relations with different categories of users of statistical information // UNESCAP High-Level Forum on Strategic Planning in Statistics for Central Asian Countries (17-19 May 2006, Bishkek) - 0,2 п.л.

http://www.unescap.org/Stat/meet/nsds2/session3_Russian2_E.pdf

http://www.unescap.org/Stat/meet/nsds2/session3_Russian_E.pdf

37. Uliyanov I. Creation of User-Friendly Bases for Microdata Collected in the Russian Federation for Statistical Purposes // OECD Conference: Assessing the feasibility of micro-data access (26 - 27 October 2006, Luxembourg) - 0,2 п.л.

http://www.oecd.org/dataoecd/2/54/37582792.pdf

38. Ульянов И.С. На темпах роста ВВП введение нового классификатора не отразится // Финанс. - 7-13 марта 2005. - 0,2 п.л. (в соавт., авт. - 0,15 п.л.).

39. Эффективный рынок капитала: Экономический либерализм и государственное регулирование: Т.2 / Под ред. И.В. Костикова. - М.: Наука, 2004. - 40,5 п.л. (в соавт., авт. - 0,15 п.л.).

40. Ульянов И.С. Цифры вместо концепции // Финансовый аналитик. - 2004. - №1-2.- 0,3 п.л.

41. Мнимый и реальный рост рынка // Финансовый аналитик. - июнь 2003. - 0,2 п.л.

42. Ульянов И.С. Рынок акций смотрит вверх: макроэкономические факторы поддержат рост // Финансовый аналитик. - май 2003. - 0,5 п.л.

43. Ульянов И.С. Некоторые результаты регрессионного анализа индекса промышленного производства // Экономический альманах. Экономический факультет МГУ. Выпуск 1 2001 года - М.: ТЕИС, 2001. - 0,65 п.л.

44. Ульянов И.С. Национальные счета: новые возможности анализа региональной экономики / Региональные агросистемы: экономика и социология. - Саратов: ИСЭП АПК РАН, 1993. - 0,5 п.л.

45. Ульянов И.С. Некоторые особенности взаимодействия организационных элементов хозяйственного расчета промышленного предприятия // Социально-экономические вопросы развития советского общества в современных условиях: Межвузовский научный сборник. - Саратов: Изд-во Сарат. ун-та, 1985. - 0,3 п.л.

46. Ульянов И.С. Самоокупаемость как элемент системы хозяйственного расчета промышленного предприятия // Проблемы совершенствования отношений развитого социализма: Рукопись деп. в ИНИОН АН СССР 24 июля 1985г. № 21772. - 0,5 п.л.

Размещено на Allbest.ru