НИР. Экономика, 2015, №4 (16)

НАУЧНЫЕ ИССЛЕДОВАНИЯ И РАЗРАБОТКИ

Научно-практический журнал

ЭКОНОМИКА

4(16)/2015

ISSN 2308-2844

Содержание

Басовский Л.Е., Басовская Е.Н
Продуктивность технологических укладов 
в экономике США .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  . 4

Шишкин А.Н.
Исследование формирования циклов 
Кондратьева в экономике Бразилии .  .  .  .  .  .  . 14

Коржов В.А.
Циклы Кондратьева в экономике 
Норвегии  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  . 21

Щербаков А.П.
Экономическое развитие 
и демократические институты .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  . 27

Басовский Л.Е.
Оценка экономической эффективности 
образовательной деятельности в вузах  .  .  . 31

Басовская Е.Н.
Влияние человеческого капитала, науки и 
инноваций на производительность труда 
в России  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  . 37

Сорокина Н.Ю., Иванов М.Ю.
Методы оценки чувствительности 
инвестиционного проекта к риску .  .  .  .  .  .  .  .  . 42

Датцо T.Г., Гагиев Н.Н.
Проблемы развития аграрной сферы 
экономики России в рамках реализации 
политики импортозамещения  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  . 47

Гераськина А.И.
Особенности построения стратегий 
в современных условиях  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  . 53

издается с 2013 года

Свидетельство о регистрации 
средства массовой информации 
ПИ № ФС77–43690 от 24 января 2011 г.

Издатель

ООО «Научно-издательский центр ИНФРА-М»
127282, Москва, ул . Полярная,
д . 31В, стр . 1
Тел .: (495) 280-15-96, доб . 501
Факс: (495) 280-36-29
E-mail: books@infra-m .ru
http://www .infra-m .ru

главный редактор
Басовский Л.Е. — д-р техн. наук, 
профессор, заведующий кафедрой экономики 
и управления Тульского государственного 
педагогического университета им. Л.Н. Толстого 
(ТГПУ им. Л.Н. Толстого), почетный работник 
высшего профессионального образования 
Российской Федерации

Отдел подписки
Назарова М.В.
Тел.: (495) 280-15-96, доб. 249 
E-mail: podpiska@infra-m.ru

Присланные рукописи не возвращаются.

Точка зрения редакции может не совпадать с мнением авторов публикуемых материалов.

Редакция оставляет за собой право самостоятельно 
подбирать к авторским материалам иллюстрации, 
менять заголовки, сокращать тексты и вносить в рукописи необходимую стилистическую правку без 
согласования с авторами. Поступившие в редакцию 
материалы будут свидетельствовать о согласии авторов принять требования редакции.

Перепечатка материалов допускается с письменного 
разрешения редакции.

При цитировании ссылка на журнал «НИР. Экономика» обязательна.

Редакция не несет ответственности за содержание 
рекламных материалов.

Подписано в печать 10 .08 .2015 .
Формат 60×90/8 . Бумага офсетная .
Тираж 1000 экз . Заказ № 

САЙТ: www .naukaru .ru
E-mail: mag5@naukaru .ru
DOI 10 .12737/issn .2308–2844

© ИНФРА-М, 2015

НаучНые исследоваНия и разработки
Экономика
DOI 10.12737/issn.2308–2844

ISSN 2308–2844

№ 4 (16)/2015

CONTENTS

Basovskiy L.E., Basovskaya E.N.
Productivity of Technological Waves 
in the USA Economy  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  . 4

Shishkin A.N.
Research on Formation of Kondratiev 
Cycles in Brazilian Economy  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  . 14

Korzhov V.A.
Kondratiev Cycles in Norwegian Economy  .  . 21

Shcherbakov A.P. 
Economic Development and Democratic 
Institutions  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  . 27

Basovskiy L.E.
Estimation of Economic Efficiency 
of Educational Activities in Universities .  .  .  .  .  . 31

Basovskaya E.N.
Impact of Human Capital, Science 
and Innovation on Labour Productivity 
in Russia .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  . 37

Sorokina N.Yu., Ivanov M.Yu.
Methods for Evaluating Risk Sensitivity 
of Investment Project  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  . 42

Datsko T.G., Gagiev N.N.
Problems of Russian Agrarian Sector 
Development within Import Substitution 
Policy .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  . 47

Geraskina A.I.
Current Features of Strategy Construction .  .  . 53

РЕДАКцИоННАя КоЛЛЕГИя

Главный редактор
Басовский Л.Е. — д-р техн . наук, профессор, 

заведующий кафедрой экономики и управления 
Тульского государственного педагогического 
университета им . Л .Н . Толстого 
(ТГПУ им . Л .Н . Толстого), почетный работник 
высшего профессионального образования 
Российской Федерации

Заместитель главного редактора
Шишкин А.Н. — канд . экон . наук, доцент 

ТГПУ им . Л .Н . Толстого

Члены редакционной коллегии
Аверина Т.Н. — канд . экон . наук, доцент ТГПУ 

им . Л .Н . Толстого

Бабанов В.Н. — д-р экон . наук, профессор 

РЭУ им . Г .В . Плеханова

Басовская Е.Н. — канд . экон . наук, доцент 

ТГПУ им . Л .Н . Толстого

Гришина С.А. — канд . техн . наук, доцент 

ТГПУ им . Л .Н . Толстого

Кальянов А.Ю. — канд . экон . наук, доцент 

ТГПУ им . Л .Н . Толстого

Коржов В.А. — канд . экон . наук, зав . лаб .

экономико-математического моделирования 
ТГПУ им . Л .Н . Толстого

Куперман В.Г. — д-р экон . наук, профессор 

ТГПУ им . Л .Н . Толстого

Левкина Н.Н. — канд . экон . наук, доцент ТГПУ 

им . Л .Н . Толстого

Лунева А.М. — канд . экон . наук, доцент 

ТГПУ им . Л .Н . Толстого

Сиротова Ю.В. — канд . экон . наук, доцент 

ТГПУ им . Л .Н . Толстого

Сорокина Н.Ю. — канд . экон . наук, доцент Тульского 

государственного университета (г . Тула, Россия)

Сухов А.Н. — канд . экон . наук, доцент 

ТГПУ им . Л .Н . Толстого

Фомичева И.В. — канд . экон . наук, доцент 

Финансового университета при Правительстве РФ

РЕДАКцИоННый СоВЕТ

Председатель
Басовский Л.Е. — д-р техн . наук, профессор, 

заведующий кафедрой экономики и управления 
ТГПУ им . Л .Н . Толстого, почетный работник 
высшего профессионального образования 
Российской Федерации (г . Тула, Россия)

Заместитель председателя
Верховская Е.П. — канд . экон . наук, доцент, 

проректор ТГПУ им . Л .Н . Толстого (г . Тула, Россия)

Члены редакционного совета
Алиев У.Ж. — д-р экон . наук, профессор, 

вице-президент образовательной корпорации 
«Туран» (г . Астана, Казахстан)

Измалкова С.А. — д-р экон . наук, профессор, 

зав . кафедрой экономики и менеджмента 
Госуниверситета — УНПК (г . Орел, Россия)

Нгуен Ван Минь — д-р экон . наук, профессор, 

директор Института экономики и международной 
торговли Ханойского государственного 
университета внешней торговли (г . Ханой, Вьетнам)

Мехтабдин Халид — PhD (экономика), профессор, 

заведующий кафедрой экономики университета 
Св . Розы (г . Олбани, штат Нью-Йорк, США)

Муррей Чарльз — PhD (экономика), профессор уни
верситета Св . Розы (г . Олбани, штат Нью-Йорк, США)

Панин В.А. — д-р физ .-мат . наук, профессор, 

ректор ТГПУ им . Л .Н . Толстого (г . Тула, Россия)

Родина Г.А. — д-р экон . наук, профессор, директор 

Ярославского филиала Финансового университета 
при Правительстве РФ (г . Ярославль, Россия)

Попов Е.В. — д-р экон . наук, д-р физ .-мат . наук, 

профессор, член-корреспондент РАН, главный 
ученый секретарь Уральского отделения РАН 
(г . Екатеринбург, Россия)

Толокина Е.Л. — д-р экон . наук, профессор 

Московского государственного областного 
университета (г . Москва, Россия)

ярощук А.Б. — д-р экон . наук, профессор, проректор 

Университета РАО (г . Москва, Россия)

Уважаемый читатель!

Вашему вниманию предлагается очередной выпуск на
учно-практического журнала, посвященный проблемам экономической науки, проблемам экономики и экономической 
политики. В журнале будут рассматриваться проблемы мировой, национальной, отраслевой и региональной экономики, экономики ресурсов, вопросы прогнозирования 
экономического развития, вопросы экономической политики и экономической стратегии.

Задача издания заключается в распространении достижений современной эконо
мической науки, обсуждении лучших практик в экономической политике и бизнесе 
с целью повышения эффективности отечественной экономики и интеграции ее в мировое экономическое пространство.

Журнал будет знакомить читателей с успешно осуществленными инновационными 

проектами, позволившими разрешить проблемы национальной, региональной экономики, экономики территории, разрешить отраслевые экономические проблемы, проблемы бизнеса, международной торговли и инвестиций.

Редакционная коллегия приглашает к участию в публикациях ученых-экономистов, 

руководителей и специалистов организаций и предприятий, авторов, которые видят 
проблемы модернизации отечественной экономики, экономики стран — торговых партнеров России и предлагают конкретные пути их решения.

Редакция надеется, что новый журнал будет интересен и полезен читателям, повысит 

популярность российской экономической науки, поможет обеспечить эффективное 
внедрение новых исследований и разработок.

Л.Е. Басовский,

главный редактор журнала 

«НИР. Экономика», 

д-р техн. наук, профессор

Продуктивность технологических укладов 
в экономике США1

Productivity of Technological Waves in the USA Economy

DOI 10.12737/12772
Получено: 15 июня 2015 г. / Одобрено: 1 июля 2015 г. / Опубликовано: 17 августа 2015 г.

Басовский Л.Е.
Д-р техн. наук, профессор, 
ФГБОУ ВПО «Тульский государственный 
педагогический университет им. Л.Н. Толстого», 
300026, г. Тула, проспект Ленина, д. 125 
e-mail: basovskiy@mail.ru

Basovskiy L.E.
Doctor of Engineering, Professor, 
Tula State Lev Tolstoy Pedagogical University, 
125 Lenin Ave., Tula, 300026, Russia 
e-mail: basovskiy@mail.ru

Басовская Е.Н.
Канд. экон. наук, доцент, 
ФГБОУ ВПО «Тульский государственный 
педагогический университет им. Л.Н. Толстого», 
300026, г. Тула, проспект Ленина, д. 125 
e-mail: basovskaya.elena@mail.ru

Basovskaya E.N.
Ph.D. in Economics, Associate Professor, 
Tula State Lev Tolstoy Pedagogical University, 
125 Lenin Ave., Tula, 300026, Russia 
e-mail: basovskaya.elena@mail.ru

Аннотация
В работе получены эконометрические оценки продуктивности технологических укладов в экономике США. Моделирование волн (циклов) Кондратьева, с которыми синхронизируется зарождение, доминирование и отмирание укладов, позволило датировать эти явления. Моделирование 
продуктивности укладов позволило установить продуктивность реликтовых 
и современных технологических укладов. Продуктивность реликтовых укладов в экономике США составляет 3610 Гери-Хемис долларов 2005 г. Максимальная продуктивность четвертого уклада в экономике США составляет 
3327 Гери-Хемис долларов 2005 г.,  пятого —  21 тыс. Гери-Хемис долларов 
2005 г.,  шестого — 39 тыс. Гери-Хемис долларов 2005 г.

Abstract
The paper presents econometric estimates of the productivity of technological 
waves in the US economy. The phenomenon was dated due to modeling of 
Kondratiev waves (cycles) that synchronize origin, dominance and death of 
waves. Simulation of waves productivity revealed that the productivity of relict 
waves in the US economy is 3610 Gehry-Hemis dollars 2005. Maximum 
productivity of the fourth wave in the US economy is 3327 Gehry-Hemis dollars 
2005. Maximum productivity of the fifth tech-nological wave in the US economy 
is 21 thousand Gehry-Hemis dollars 2005. Maximum productivity of the sixth 
technological wave in the US economy is 39 thousand Gehry-Hemis dollars in 
2005.

Ключевые слова: циклы Кондратьева, технологические уклады, эконометрические модели.

Keywords: Kondratiev cycles, technological waves, econometric models.

УДК 331.1
НИР. Экономика (№ 3 (15), 2015). 60:4–13

1 Работа выполнена при поддержке гранта РГНФ № 15-02-00369.

Настоящая работа посвящена получению эконо
метрических оценок продуктивности современных 
технологических укладов в экономике США. Зарождение и переход к доминированию технологических 
укладов обычно связывают с долгосрочными циклами экономической динамики — волнами Н. Кондратьева. Он установил, что в долгосрочной динамике некоторых экономических индикаторов развитых 
стран наблюдается цикличность с полувековым периодом. В дальнейшем многочисленные исследования были направлены на выявление циклов Кондратьева в динамике экономических индикаторов 
отдельных стран и мировой экономики. Использование методов спектрального анализа позволяло 
выделить циклы Кондратьева. Примерами могут 
служить работы: Gordon, 1978; Mandel, 1980; Van 
Ewijk, 1982; Cleary, Hobbs, 1983; Berry, 1991. Но ряд 
работ не подтвердили наличие циклов Кондратьева 

в экономической динамике. Примерами могут служить работы: Van der Zwan, 1980; Chase-Dunn, 
Grimes, 1995. 

Большое количество исследований посвящено 

разработке теории циклов Кондратьева. Наибольшее 
распространение получило шумпетерианское объяснение волн Кондратьева. Это направление нашло 
отражение во многих исследованиях. Примерами 
могут служить работы: Mensch, 1979; Kleinknecht, 
1981; Dickson, 1983; Freeman, 1987; Tylecote, 1992; 
Глазьев, 1993; Маевский, 1997; Modelski, Thompson, 
1996; Modelski, 2001, 2006; Яковец, 2001; Freeman, 
Louçã, 2001; Perez, 2002. В рамках этого подхода каждая волна Кондратьева связана с определенным ведущим и новым зарождающимся технологическим 
укладом, или технико-экономической парадигмой. 
Исследования и разработка теории циклов Кондратьева продолжаются до настоящего времени [1–6].

НИР. Экономика (№ 4 (15), 2015). 60:4–13

МЕТоДоЛоГИя И МЕТоДы 
ИССЛЕДоВАНИя

На первом этапе исследования определены сроки 

начала повышательных полуволн — низших точек 
волн Кондратьева — для обозначения моментов зарождения новых технологических укладов в экономике США. Строились модели по периодам длительностью не менее полувека, в течение которых предполагалось возможным существование низшей 
точки волны Кондратьева, отражающей зарождение 
нового технологического уклада и смену доминирующего технологического уклада. Путем спектрального анализа ранее уточнен тот факт, что волны 
Кондратьева сформировались в экономике США во 
второй половине XIX в. [7].

В большинстве опубликованных работ отмечает
ся, что в экономике развитых стран к настоящему 
времени можно насчитать пять волн (циклов) Кондратьева. Оценки начал и периодов проявления волн 
Кондратьева в экономике развитых стран в различных работах сильно различаются. Но первую и вторую волны обычно относят к XVII и XIX вв., когда 
в экономике США волн Кондратьева еще не наблюдалось, поскольку начало индустриального развития 
экономики США относится ко второй половине 
XIX в. Можно полагать, как показывают выполненные ранее исследования [7], что формирование волн 
Кондратьева в США, как в стране догоняющего развития в XIX в., началось с третьей волны, переход к 
доминированию третьего уклада в США произошел 
во второй половине XIX в. Формирование четвертой 
волны и переход к доминированию четвертого уклада 
многие относят к 1930-м годам, переход к доминированию пятого уклада — к 1980-м годам [8]. Зарождение соответственно четвертого, пятого и шестого 
технологических укладов можно отнести ко второй 
половине XIX в., к 1930-м и 1980-м годам.

Для выявления низших точек волн Кондратьева 

построены эконометрические модели с циклической 
(гармонической) составляющей вида:

LnY = a0 + a1 ∙ x +

+ a2 ∙ x2 ⋅




 +
⋅





sin
cos
2
2
4
π
π
x
T
a
x
T
+ ε,
(1)

где Y — душевой ВВП (Гери-Хемис долларов 2005 г.); 
x — год; а0, а1, а2, а3, а4 — коэффициент; T — период волны Кондратьева; ε — ошибка модели (остатки 
ряда).

Для моделирования использованы данные о ре
альном душевом ВВП США за период с 1790 по 

2010 г. в Гери-Хемис долларах 2005 г. (2005 International Geary-Khamis dollars)1. Модели временных 
рядов с гармонической составляющей, подобные 
модели вида (1), обладают рядом специальных 
свойств. Это, во-первых, общеизвестное свойство 
рядов Фурье: они отображают функции с наибольшей точностью по сравнению с любыми другими 
отображениями того же порядка. Во-вторых, модели 
с циклическими составляющими, представляющие 
случайные функции временных рядов, неустойчивы 
относительно величин периодов гармоник [9]. 
В-третьих, циклические модели, представляющие 
случайные функции временных рядов, как следует 
из общей теории случайных функций, могут быть 
устойчивы относительно сроков реализации экстремумов (максимумов или минимумов) циклических 
составляющих в окрестности середины ряда данных. 
Это позволило выдвинуть гипотезу о том, что модели вида (1) устойчивы относительно сроков реализации экстремумов (максимумов или минимумов) 
циклических составляющих в окрестности середины 
ряда данных.

Поскольку точные аналитические оценки ошибок 

периодов и времени экстремумов циклических трендов временных рядов неизвестны [9], то проверка 
выдвинутой гипотезы выполнялась эмпирически. 
Полученные датировки волн Кондратьева использовались для построения моделей технологических укладов. Эти модели, предназначенные для выявления 
продуктивности четвертого, пятого и шестого технологических укладов, строились в следующей форме: 

LnY = b1–3 + b4· u4 + b5· u5 + b6· u6 + ε,
(2)

где Y — душевой ВВП (Гери-Хемис долларов 2005 г.); 
b1–3 — коэффициент продуктивности реликтовых — 
первого, второго и третьего — технологических укладов; u4, u5, u6 — функции влияния четвертого, 
пятого и шестого технологических укладов соответственно; b4, b5, b6 — коэффициенты продуктивности 
четвертого, пятого и шестого технологических укладов; ε — ошибка модели (остатки ряда).

Функции влияния технологических укладов 

строились в кусочно-линейной форме типа трапеции 
[10]. Принималось, что в момент зарождения уклада 
функция принимает нулевое значение, далее она 
линейно возрастает и достигает к моменту начала 
доминирования уклада значения 1. Этот отрезок 
времени равен периоду соответствующей волны 
Кондратьева. Отметим, что в этот же момент перехода к доминированию технологического уклада 
зарождается новый уклад. В период доминирования 

1 US Real GDP Per Capita. MeasuringWorth. URL: http://www.measuringworth.com/usgdp.

НИР. Экономика (№ 4 (15), 2015). 60:4–13

уклада функция его влияния сохраняет значение 1 
на протяжении периода следующей волны Кондратьева. С момента завершения периода доминирования уклада в течение периода еще одной волны Кондратьева функция влияния линейно уменьшается от 
1 до 0. Таким образом, предполагается, что в соответствии с гипотезой В. Маевского одновременно в 
экономике функционируют воспроизводственные 
контуры трех технологических укладов [10].

Модели технологических укладов, предназначен
ные для выявления продуктивности новых — пятого и шестого — технологических укладов, строились 
в следующей форме: 

LnY = b1–4 + b5· u5 + b6· u6 + ε,
(3)

где b1–4 — коэффициент продуктивности реликтовых — первого, второго и третьего — технологических укладов, а также четвертого технологического 
уклада; u5, u6 — функции влияния новых — пятого 
и шестого — технологических укладов.

Оценка значимости моделей в целом и коэффи
циентов при переменных моделей давала возможность верифицировать модели и оценить достоверность выдвигаемых гипотез.

РЕЗУЛьТАТы ИССЛЕДоВАНИя

Учитывая, что исторические статистические дан
ные более точны за ближайшие по времени периоды, 

сначала были построены модели для наименее отдаленных исторических периодов. Для выявления 
времени минимума волны — начала повышательной 
полуволны пятой волны Кондратьева в 1980-х годах 
в экономической динамике США строились регрессионные модели тренда вида (1) с использованием 
данных за период 1961–2010 гг. Время отрезка временного ряда при моделировании отсчитывалось от 
нуля (1961 г.) до 49 (2010 г.). Период варьировался 
от 46 до 64 лет. В табл. 1 и 2 представлены характеристики примеров модели тренда вида (1) для двух 
величин периодов. Характеристики моделей свидетельствуют о том, что модели адекватны и значимы 
с высоким уровнем доверительной вероятности.

На рис. 1 и 2 представлены графики циклических 

составляющих трендов примеров моделей вида (1) 
для двух величин периодов.

В подтверждение выдвинутой гипотезы во всех 

моделях минимум циклической составляющей приходился на 1986 г.

Полученные результаты позволяют уточнить дан
ные о дате начала повышательной полуволны пятой 
волны Кондратьева и начале периода доминирования пятого технологического уклада в экономике 
США. Этой же датой можно определить зарождение 
в экономике США шестого технологического уклада, 
переход к доминированию пятого уклада и завершение доминирования четвертого — 1986 г. Этот ре
Таблица 1

Характеристики модели циклического тренда реального душевого ВВП США в 1961–2010 гг. с периодом волны 

Кондратьева 52 года

Характеристика
Величина
Стандартная ошибка
t-статистика
P-значение

a0
9,558
0,028
341,014
0,000

a1
0,046
0,003
13,536
0,000

a2
–0,001
0,000
7,583
0,000

a3
–0,018
0,008
2,130
0,039

a4
0,111
0,018
6,069
0,000

Нормированный R-квадрат
0,994

Стандарт. ошибка модели
0,022

Значимость F-модели
0,000

Таблица 2

Характеристики модели циклического тренда реального душевого ВВП США в 1961–2010 гг. с периодом волны 

Кондратьева 60 лет 

Характеристика
Величина
Стандартная ошибка
t-статистика
P-значение

a0
9,514
0,035
270,348
0,000

a1
0,055
0,005
11,525
0,000

a2
–0,001
0,000
7,297
0,000

a3
–0,095
0,018
5,272
0,000

a4
0,153
0,025
6,091
0,000

Нормированный R-квадрат
0,994

Стандартная ошибка модели
0,022

Значимость F-модели
0,000

НИР. Экономика (№ 4 (15), 2015). 60:4–13

зультат отличается от известных оценок и получен 
впервые. Установленная использованным методом 
дата является математическим ожиданием случайной 
величины, то есть наиболее вероятной оценкой, основанной на данных 50 величин 50-летнего ряда 
душевого ВВП. Другие статистические характеристики рассматриваемой случайной величины остаются неизвестными в силу отсутствия возможности 
их аналитической оценки [9]. Но для моделирования 
технологических укладов наиболее вероятная дата 
начала повышательной полуволны пятой волны 
Кондратьева обоснованна.

Для выявления времени минимума волны Конд
ратьева в 1930-х годах в экономической динамике 
США строились регрессионные модели тренда 
вида (1) с использованием данных за период 1911–
1960 гг. Отрезок временного ряда при моделировании 
отсчитывался от 0 (1911 г.) до 49 (1960 г.). Период 
варьировался от 46 до 64 лет. В табл. 3 и 4 представлены характеристики примеров модели тренда вида 
(1) для двух величин периодов. Характеристики моделей свидетельствуют о том, что модели адекватны 
и значимы с высоким уровнем доверительной вероятности.

–0,15

–0,1

–0,05

0

0,05

0,1

0,15

1960
1970
1980
1990
2000
2010
Годы

Циклическая 
составляющая

тренда

Рис. 1. Циклическая составляющая 
тренда реального душевого ВВП США 
в 1961–2010 гг. с периодом волны 
Кондратьева 52 года

–0,25

–0,2

–0,15

–0,1

–0,05

0

0,05

0,1

0,15

0,2

1960 1965
1970 1975 1980
1985 1990 1995 2000
2005 2010

Годы

Циклическая 
соствляющая 

тренда

Рис. 2. Циклическая составляющая 
тренда реального душевого ВВП США 
в 1961–2010 гг. с периодом волны 
Кондратьева 60 лет

Таблица 3

Характеристики модели циклического тренда реального душевого ВВП США в 1911–1960 гг. с периодом волны 

Кондратьева 48 лет 

Характеристика
Величина
Стандартная ошибка
t-статистика
P-значение

a0
8,327
0,120
69,487
0,000

a1
0,055
0,014
4,017
0,000

a2
–0,001
0,000
2,594
0,013

a3
–0,079
0,034
2,345
0,024

a4
0,289
0,072
4,011
0,000

Нормированный R-квадрат
0,907

Стандартная ошибка модели
0,112

Значимость F-модели
0,000

На рис. 3 и 4 представлены графики циклических 

составляющих трендов примеров моделей вида (1) 
для двух величин периодов.

Во всех моделях минимум циклической состав
ляющей приходился на 1933 г. Это результат отличается от известных оценок и получен впервые.

Полученные результаты позволяют уточнить дан
ные о дате начала повышательной полуволны четвертой волны Кондратьева и начале периода доминирования четвертого технологического уклада в 
экономике США. Этой же датой можно определить 
зарождение в экономике США пятого технологиче
ского уклада, переход к доминированию четвертого 
уклада и завершение доминирования третьего — 
1933 г. 

Для выявления времени минимума волны Конд
ратьева во второй половине XIX в. в экономической 
динамике США строились регрессионные модели 
тренда вида (1) с использованием данных за период 
1851–1900 гг. Отрезок временного ряда при моделировании отсчитывался от 0 (1851 г.) до 49 (1900 г.). 
Период варьировался от 46 до 64 лет. Во всех моделях минимум циклической составляющей приходился на 1872 г. 

Таблица 4

Характеристики модели циклического тренда реального душевого ВВП США в 1911–1960 гг. с периодом волны 

Кондратьева 52 года 

Характеристика
Величина
Стандартная ошибка
t-статистика
P-значение

a0
8,288
0,141
58,879
0,000

a1
0,066
0,017
3,869
0,000

a2
–0,001
0,000
2,790
0,008

a3
–0,174
0,042
4,179
0,000

a4
0,330
0,091
3,604
0,001

Нормированный R-квадрат
0,906

Стандартная ошибка модели
0,113

Значимость F-модели
0,000

–0,6

–0,5

–0,4

–0,3

–0,2

–0,1

0

0,1

0,2

0,3

0,4

1910
1920
1930
1940
1950
1960
Годы

Циклическая
составляющая

тренда

Рис. 3. Циклическая составляющая 
тренда реального душевого ВВП США в 
1911–1960 гг. с периодом волны 
Кондратьева 48 лет 

–0,8

–0,6

–0,4

–0,2

0

0,2

0,4

0,6

1910
1920
1930
1940
1950
1960
Годы

Циклическая 
составляющая

тренда

Рис. 4. Циклическая составляющая 
тренда реального душевого ВВП США в 
1911–1960 гг. с периодом волны 
Кондратьева 52 года

НИР. Экономика (№ 4 (15), 2015). 60:4–13

Во второй половине XIX в., в период перехода к 

ускоренному индустриальному развитию, в экономической динамике США формировались волны 
Кондратьева. При этом сначала имел место переходный процесс развития экономики, который должен 
был сопровождаться периодами неустойчивости. 
Кроме того, для моделирования использовались данные статистики XIX в., точность которых была ниже 
точности данных современной статистики. Несмотря 
на это, во всех моделях минимум циклической составляющей приходился на 1872 г. 

В табл. 5, 6 и 7 представлены характеристики при
меров моделей тренда вида (1) для трех величин периодов. Характеристики моделей свидетельствуют о 
том, что модели адекватны и значимы с высоким 
уровнем доверительной вероятности. На рис. 5, 6 и 7 

представлены графики циклических составляющих 
трендов примеров моделей вида (1) для трех величин 
периодов волны.

Полученные результаты позволяют утверждать, 

что длина третьей волны Кондратьева составляет 
1933 - 1872 = 61 год. Длина четвертой волны составляет 1986 - 1933 = 53 года. Эти данные несколько 
отличаются от известных оценок, но это достоверные эконометрические оценки, что подтверждается 
статистическими характеристиками моделей, приведенными в табл. 1–7.

Полученные результаты позволяют уточнить дан
ные о дате начала повышательной полуволны третьей 
волны Кондратьева и начале периода доминирования третьего технологического уклада в экономике 
США. Этой же датой можно определить зарождение 

Таблица 5

Характеристики модели циклического тренда реального душевого ВВП США в 1851–1900 гг. 

с периодом волны Кондратьева 48 лет 

Характеристика
Величина
Стандартная ошибка
t-статистика
P-значение

a0
7,6377
0,0583
130,89
0,0000

a1
0,0302
0,0067
4,50
0,0000

a2
–0,0003
0,0001
2,09
0,0417

a3
–0,0466
0,0164
2,85
0,0066

a4
0,1116
0,0351
3,18
0,0027

Нормированный R-квадрат
0,959

Стандартная ошибка модели
0,054

Значимость F-модели
0,000

Таблица 6

Характеристики модели циклического тренда реального душевого ВВП США в 1851–1900 гг. 

с периодом волны Кондратьева 56 лет 

Характеристика
Величина
Стандартная ошибка
t-статистика
P-значение

a0
7,6199
0,0787
96,8710
0,0000

a1
0,0381
0,0100
3,7963
0,0004

a2
–0,0005
0,0002
2,3213
0,0249

a3
–0,1293
0,0301
4,2960
0,0001

a4
0,1305
0,0540
2,4166
0,0198

Нормированный R-квадрат
0,958

Стандартная ошибка модели
0,055

Значимость F-модели
0,000

Таблица 7

Характеристики модели циклического тренда реального душевого ВВП США в 1851–1900 гг. 

с периодом волны Кондратьева 60 лет 

Характеристика
Величина
Стандартная ошибка
t-статистика
P-значение

a0
7,6167
0,0880
86,5886
0,0000

a1
0,0425
0,0119
3,5641
0,0009

a2
–0,0006
0,0002
2,3830
0,0215

a3
–0,1817
0,0452
4,0215
0,0002

a4
0,1339
0,0627
2,1363
0,0381

Нормированный R-квадрат
0,958

Стандартная ошибка модели
0,055

Значимость F-модели
0,000

НИР. Экономика (№ 4 (15), 2015). 60:4–13

в экономике США четвертого технологического 
уклада — 1872 г. Полученные результаты позволяют 
утверждать, что длина третьей волны Кондратьева 
составляет 1933 — 1872 = 61 год. Длина четвертой 
волны составляет 1986 — 1933 = 53 года. 

Эти результаты позволили получить данные, не
обходимые для построения моделей продуктивности 
технологических укладов в экономике США.

В 1872 г. в экономике США произошли следу
ющие события:
•
началось доминирование третьего технологического уклада;

•
произошло зарождение четвертого технологического уклада.
В 1933 г. в экономике США произошли следу
ющие события:
•
началось отмирание третьего технологического 
уклада;

•
произошел переход к доминированию четвертого 
технологического уклада;

•
произошло зарождение пятого технологического 
уклада.
В 1986 г. в экономике США произошли следу
ющие события:

–0,2

–0,15

–0,1

–0,05

0

0,05

0,1

0,15

0,2

1850
1860
1870
1880
1890
1900

Годы

Циклическая 
составляющая

тренда

Рис. 5. Циклическая составляющая 
тренда реального душевого ВВП США 
в 1851–1900 гг. с периодом волны 
Кондратьева 48 лет

–0,3

–0,2

–0,1

0

0,1

0,2

0,3

1850
1860
1870
1880
1890
1900
Годы

Циклическая 
составляющая

тренда

Рис. 6. Циклическая составляющая 
тренда реального душевого ВВП США 
в 1851–1900 гг. с периодом волны 
Кондратьева 56 лет

–0,3

–0,2

–0,1

0

0,1

0,2

0,3

1850
1860
1870
1880
1890
1900
Годы

Циклическая 
соствляющая 

тренда

Рис. 7. Циклическая составляющая 
тренда реального душевого ВВП США 
в 1851–1900 гг. с периодом волны 
Кондратьева 60 лет

НИР. Экономика (№ 4 (15), 2015). 60:4–13

•
началось отмирание четвертого технологического 
уклада;

•
произошел переход к доминированию пятого технологического уклада;

•
произошло зарождение шестого технологического уклада.
Для построения моделей необходимо использовать 

длительность периода шестой волны Кондратьева. Но 
выполненные исследования позволили получить только данные о дате начала повышательной полуволны 
шестой волны Кондратьева. Оценка продолжительности периода шестой волны остается неизвестна. Поскольку статистические модели вида (1) неустойчивы 
относительно длины периода, то данные этих моделей 
относительно длины периода невозможно использовать для достаточно точного прогнозирования. 

Для построения моделей продуктивности техно
логических укладов необходимо принять некую величину длины периода шестой волны. Для моделирования выбрана принятая средняя длина периода 
шестой волны Кондратьева 50 лет. В табл. 8 и 9 представлены характеристики моделей продуктивности 
технологических укладов вида (2) и (3). Характеристики моделей свидетельствуют о том, что модели 
адекватны и значимы с высоким уровнем доверительной вероятности.

Как следует из статистических характеристик мо
дели вида (2), представленных в табл. 9, модель (2), 
как и модель (1), позволяет с высокой точностью 

оценить продуктивность пятого и шестого технологических укладов.

Чтобы оценить возможное изменение оценок 

продуктивности технологических укладов при изменении длины шестой волны Кондратьева, были получены модели с длиной шестой волны 40 и 60 лет. 
В этих моделях оценки продуктивности реликтовых 
и четвертого технологических укладов по сравнению 
с моделью, в которой принималась длина шестой 
волны 50 лет, практически не изменились, как и их 
статические оценки. В этих моделях с длиной шестой 
волны 40 и 60 лет оценки продуктивности пятого и 
шестого технологических укладов по сравнению с 
моделью, в которой принималась длина шестой волны 50 лет, изменились в пределах 3–8% стандартных 
ошибок, указанных в табл. 8 и 9.

Полученные результаты позволяют утверждать, 

что максимальная продуктивность технологических 
укладов в экономике США составляет:
•
реликтовых — 3610 Гери-Хемис долл. 2005 г. душевого ВВП (при стандартной ошибке 237 ГериХемис долл. 2005 г.);

•
четвертого — 3327 Гери-Хемис долл. 2005 г. душевого ВВП (при стандартной ошибке 350 Гери-Хемис долл. 2005 г.);

•
реликтовых в совокупности с четвертым укладом — 6297 Гери-Хемис долл. 2005 г. душевого 
ВВП (при стандартной ошибке 217 Гери-Хемис 
долл. 2005 г.);

НИР. Экономика (№ 4 (15), 2015). 60:4–13

Таблица 8

Характеристики модели продуктивности технологических укладов в США 

(гери-Хемис долл. 2005 г. реального душевого ВВП) 

Характеристика
Величина
Стандартная ошибка
t-статистика
P-значение

b1–3
3609,81
236,91
15,24
0,0000

b4
3327,02
350,21
9,50
0,0000

b5
21 006,64
324,66
64,70
0,0000

b6
39 351,71
1089,03
36,13
0,0000

Нормированный R-квадрат
0,9093

Стандартная ошибка модели
1101,2

Значимость F-модели
0,0000

Наблюдений
139

Таблица 9

Характеристики модели продуктивности технологических укладов в США 

(гери-Хемис долл. 2005 г. реального душевого ВВП) 

Характеристика
Величина
Стандартная ошибка
t-статистика
P-значение

b1–4
6297,15
317,23
19,85
0,0000

b5
21 883,62
502,12
43,58
0,0000

b6
35 298,25
1218,45
28,97
0,0000

Нормированный R-квадрат
0,987

Стандартная ошибка модели
1214,3

Значимость F-модели
0,0000

Наблюдений
78