авторефераты диссертаций БЕСПЛАТНАЯ БИБЛИОТЕКА РОССИИ

КОНФЕРЕНЦИИ, КНИГИ, ПОСОБИЯ, НАУЧНЫЕ ИЗДАНИЯ

<< ГЛАВНАЯ
АГРОИНЖЕНЕРИЯ
АСТРОНОМИЯ
БЕЗОПАСНОСТЬ
БИОЛОГИЯ
ЗЕМЛЯ
ИНФОРМАТИКА
ИСКУССТВОВЕДЕНИЕ
ИСТОРИЯ
КУЛЬТУРОЛОГИЯ
МАШИНОСТРОЕНИЕ
МЕДИЦИНА
МЕТАЛЛУРГИЯ
МЕХАНИКА
ПЕДАГОГИКА
ПОЛИТИКА
ПРИБОРОСТРОЕНИЕ
ПРОДОВОЛЬСТВИЕ
ПСИХОЛОГИЯ
РАДИОТЕХНИКА
СЕЛЬСКОЕ ХОЗЯЙСТВО
СОЦИОЛОГИЯ
СТРОИТЕЛЬСТВО
ТЕХНИЧЕСКИЕ НАУКИ
ТРАНСПОРТ
ФАРМАЦЕВТИКА
ФИЗИКА
ФИЗИОЛОГИЯ
ФИЛОЛОГИЯ
ФИЛОСОФИЯ
ХИМИЯ
ЭКОНОМИКА
ЭЛЕКТРОТЕХНИКА
ЭНЕРГЕТИКА
ЮРИСПРУДЕНЦИЯ
ЯЗЫКОЗНАНИЕ
РАЗНОЕ
КОНТАКТЫ


Pages:     | 1 |   ...   | 6 | 7 || 9 | 10 |   ...   | 11 |

«СИБИРСКИЙ УНИВЕРСИТЕТ ПОТРЕБИТЕЛЬСКОЙ КООПЕРАЦИИ А.В. Корицкий ЧЕЛОВЕЧЕСКИЙ КАПИТАЛ КАК ФАКТОР ЭКОНОМИЧЕСКОГО РОСТА ...»

-- [ Страница 8 ] --

Таблица 4. Взаимосвязь доходов от предпринимательской деятельности, от собственности и прочих доходов (включая скрытую зарплату) в расчете на одного занятого с фондовооруженностью труда и уровнем образования одного занятого в экономике регионов России Показатели 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 регрессии Константа lnА -0,571 0,446 -0,874 1,463 -1,612 -0,253 -1,091 0, -4,735*** Станд. ошибка (1,914) (2,142) (2,135) (2,388) (3,046) (2,673) (1,806) (2,241) (2,256) Коэф. (B) 0,696* 0,226* 0,205** 0,279* 0,137 0,505* 0,221* 0,206* 0,208* Станд. ошибка (0,117) (0,086) (0,081) (0,090) (0,095) (0,105) (0,067) (0,077) (0,076) Коэф. (Beta) 0,328* 0,180* 0,157** 0,187* 0,091 0,363* 0,207* 0,213* 0,348* Коэф. (B) 0,332** 0,469* 0,590* 0,391*** 0,716* 0,734* 0,608* 0,691* 0,584* (0,154) (0,177) (0,173) (0,202) (0,257) (0,216) (0,151) (0,191) (0,189) Станд. ошибка Коэф. (Beta) 0,287** 0,392* 0,430* 0,258*** 0,458* 0,490* 0,567* 0,628* 0,782* Коэф. А1 (B) 1,172* 0,820* 0,880* 1,137* 0,827* 0,548** 0,449** 0,246 -0,388*** Станд. ошибка (0,244) (0,237) (0,216) (0,219) (0,270) (0,246) (0,188) (0,210) (0,218) Коэф. А1 (Beta) 0,664* 0,522* 0,520* 0,674* 0,491* 0,321** 0,324** 0,190 -0,407*** Коэф. А2 (B) 0,236** 0,227** 0,335* 0,365* 0,355* 0,333* 0,342* 0,303* 0,232* Станд. ошибка (0,095) (0,095) (0,103) (0,093) (0,094) (0,100) (0,076) (0,079) (0,082) Коэф. А2 (Beta) 0,115** 0,141** 0,183* 0,196* 0,190* 0,179 0,232* 0,228* -0,258* Коэф. А3 (B) -0,131 0,295*** 0,112 0,073 0,036 -0,026 -0,116 -0,220 -0,305*** Станд. ошибка (0,177) (0,158) (0,171) (0,164) (0,172) (0,172) (0,144) (0,155) (0,162) Коэф. А3 (Beta) -0,042 0,124*** 0,041 0,025 0,012 -0,012 -0,047 -0,095 -0,193*** Коэф. детерминации 0,849 0,781 0,780 0,827 0,821 0,810 0,814 0,761 0, F 91,077 58,588 56,164 78,369 75,403 68,986 70,768 49,640 12, P – уровень 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0, Кол-во регионов 87 88 88 88 88 87 87 84 Примечания. Числа в скобках означают стандартную ошибку оценки.

* Параметр имеет 1% значимость.

** Параметр имеет 5% значимость.

*** Параметр имеет 10% значимость.

Одновременно заметно усилилась роль промышленно развитых регионов, включающих города миллионеры, коэффициент А2 (B) вырос с 0,236 в 2000 до 0,342 в 2006, а коэффициент А2 (Beta) вырос, соответственно, с 0,115 до 0,232. Знаменательно отсутствие стати стически значимой связи фиктивной переменной, представляющей северные регионы, с прибылью от предпринимательской деятельно сти, доходами от собственности и прочими доходами (включая скры тую заработную плату). Получение последних, особенно характерно для малого и среднего бизнеса, а также лиц свободных профессий.

Данный эффект можно объяснить тем, что в северных регионах от носительно высоки как трансформационные, так и трансакционные издержки, что резко снижает выгоды от развития в них среднего и малого бизнеса, кроме того, в этих регионах меньше емкость рынка и связанные с ней эффекты масштаба производства. В то же время, развитие в них добывающей промышленности крупными компания ми, по-видимому, сопровождается выведением прибыли из данных регионов в «центры прибыли», расположенные, как правило, в круп ных городах России, или в других странах.

Общий вывод таков: уровень образования занятого в экономике регионов населения, также как и фондовооруженность труда, явля ются важными доходообразующими факторами. Кроме них, стати стически значимое влияние на доходы населения, в расчете на одного работника, оказывают природно-климатические факторы (в северных регионах России) и факторы городской агломерации (в крупных го родах). Последние, как уже отмечалось ранее, по мнению ряда из вестных западных экономистов, связаны с экстерналиями человече ского капитала, эффектами «расплескивания» знаний, сетевыми эф фектами городского соседства, внутренними и внешними эффектами масштаба производства в городах, что подтверждается проведенным анализом результатов расчета регрессионных уравнений.

Как и в предыдущих случаях, учет экономико-географических особенностей регионов России существенно повышает качество под гонки регрессионных уравнений. Например, введение фиктивных пе ременных, характеризующих особенности «северных» регионов Рос сии, а также мегаполисов и регионов с городами-миллионерами, де лает возможным заметно повысить коэффициент детерминации. Ис пользование «взвешенной» регрессии, позволяющей учитывать мас штабы экономики регионов, позволило повысить коэффициент де терминации уравнений регрессии с 0,7–0,8 до уровня 0,90–0,92.

Как уже сказано, мегаполисы характеризуются повышенными доходами от предпринимательской деятельности, от собственности и прочими доходами, которые явно связаны с величиной накопленного физического и человеческого капитала, но практически отсутствует значимая статистическая связь соответствующей фиктивной пере менной с уровнем заработной платы занятого в экономике мегаполи сов населения. В 2000 и 2002 гг. отмечается слабая статистическая связь данной фиктивной переменной с уровнем оплаты труда, а в 2003–2006 гг. она исчезает. Не обнаруживается также статистически значимой связи переменной «среднемесячная заработная плата» с фиктивной переменной, характеризующей регионы с городами миллионерами за все годы рассматриваемого периода. При этом связь данной фиктивной переменной с доходами и расходами в рас чете на одного занятого явно прослеживается, и она статистически значима и для переменной, характеризующей доходы предпринима телей, от собственности и прочие доходы.

Можно предположить, что в хорошо населенных регионах с крупными городами и в городах-мегаполисах сформировались кон курентные для работников рынки труда. Если в Москве и Санкт Петербурге существовал в начале 2000-х гг. дефицит трудовых ре сурсов, то к 2003 г. он исчез, возможно, благодаря ослаблению ре жима регистрации и массовому притоку мигрантов. В результате, уровень заработной платы в мегаполисах и городах-миллионерах остается на уровне общей тенденции, без заметного преимущества по сравнению с другими регионами России.

В северных регионах России, особенности которых отражает фиктивная переменная d3, дефицит рабочей силы сохраняется, о чем свидетельствует положительная и статистически значимая величина коэффициента А3, но он постепенно ослабевает к концу рассматривае мого периода. Об этом свидетельствует постепенное снижение коэф фициента А3 (B) с 0,352 в 2002 до 0,140 в 2008 гг., и коэффициента А (Beta) с 0,152 в 2001 до уровня в 0,084 в 2008 гг. (см. табл. 4.5). Связь же «северной» фиктивной переменной с доходами предпринимателей, от собственности и прочими отсутствует во все годы рассматривае мого периода, что, по-видимому, свидетельствует о неблагоприятных условиях для предпринимательской деятельности в этих регионах из за тяжелых климатических условий, плохой транспортной доступно сти и относительно высокого уровня оплаты труда.

Важным итогом проведенных расчетов является установление довольно слабой статистической связи (или даже ее отсутствия) между фондовооруженностью труда и доходами предпринимателей, от соб ственности и прочими доходами (включая скрытую заработную плату) (см. табл. 4.7). Очевидно, что все они определяются, главным образом, величиной неосязаемого человеческого капитала (уровнем образования занятого населения). Кроме человеческого капитала, на уровень дохо дов предпринимателей влияет степень концентрации населения в горо дах-мегаполисах и городах-миллионерах, то есть тот же человеческий капитал, но проявляющийся косвенно, через свои внешние эффекты – экстерналии. В крупных городах наиболее активно идут процессы про изводства и распространения новых знаний, технологий, инноваций, что очевидно, реализуется в повышенной доходности предпринима тельской деятельности. В крупных городах существуют также более благоприятные условия для возникновения внутренней и внешней эко номии на масштабах производства.

Таким образом, можно сделать вывод, что значительную часть экономических выгод от образования работников получают в России работодатели, а не сами собственники человеческого капитала – наемные работники. Поэтому можно надеяться, что в будущем пред приниматели примут более активное участие в финансировании про фессионального образования разных уровней, а также повышения уровня оплаты квалифицированных работников, так как это способ ствует росту их доходов. Или, возможно, они будут лоббировать че рез своих депутатов и партии, принятие бюджетов с большей долей государственных расходов на образование и науку.

4.5. Оценка социальной нормы отдачи образования с учетом ожидаемой продолжительности жизни при рождении 4.5.1. Анализ влияния ожидаемой продолжительности жизни на доходы населения регионов России Как уже отмечалось, в последние десятилетия, в макроэкономиче ских моделях, особенно в неоклассической теории экономического ро ста, часто используется расширенная агрегированная производственная функция Кобба-Дугласа, в число переменных которой помимо физиче ского капитала и труда, включен человеческий капитал, который может характеризоваться длительностью обучения и продолжительностью жизни человека. Иногда включаются дополнительные переменные. Рас смотрим следующую модификацию производственной функции Кобба Дугласа, с включением переменной «ожидаемая при рождении продол жительность жизни». Данная дополнительная переменная характеризует возрастную структуру населения и может представлять специфический человеческий капитал, то есть накопленный производственный опыт работников. Действительно, чем больше ожидаемая продолжительность жизни, тем дольше продолжительность трудовой деятельности работ ников и больше доля работников со стажем и производственным опы том в общей численности работников Y AK L h g, (4.7) где A – общая факторная производительность;

K i – запас физического капитала в i-м регионе;

Li – численность занятого населения в экономике i-го региона;

hi – запас человеческого капитала на одного занятого, измеренный средним числом лет образования одного занятого в экономике i-го региона.

g – ожидаемая при рождении продолжительность жизни в i-м реги оне.

Соответствующее уравнение регрессии выглядит следующим об разом:

ln yi ln A ln K i ln Li ln hi ln g i i. (4.8) Результаты расчетов данного «взвешенного» регрессионного уравнения с зависимой переменной «объем заработной платы регионов России» по статистическим данным за период с 2000 по 2006 гг. пред ставлены в таблице 4.8. В качестве весов использована переменная «численность занятых в экономике регионов», что позволяет учесть существенные различия экономического потенциала регионов России.

Следует сразу отметить, что коэффициенты детерминации данных регрессионных уравнений весьма высоки, они колеблются в пределах 96– 98%, что свидетельствует о высоком качестве подгонки регрессионных уравнений. Наибольший вклад в объясненную вариацию зависимой пере менной вносит переменная: «основные фонды» регионов. Ненормирован ный коэффициент (B) имеет явную тенденцию к снижению с 1,01 в до 0,54 в 2006 гг. и 0,46 в 2008 г., нормированный коэффициент (Beta), характеризующий вклад данного фактора в вариацию заработной платы за нятого в экономике региона населения, снизился с примерно 0,85 в 1999 до 0,55 в 2006 гг., 0,51 в 2007 и 0,50 в 2008 гг.

Таблица 4. Взаимосвязь заработной платы населения регионов, основных фондов регионов, численности занятых, уровня образования занятого в экономике регионов населения и ожидаемой продолжительности жизни в 1999–2008 гг.

Показатели регрессии 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 Константа ln A -2,692** 0,202 1,043 1,713*** 1,764* 1,281** 1,484* 2,515* 3,083* 4,590* Станд. ошибка (1,138) (0,876) (0,905) (0,930) (0,659) (0,572) (0,550) (0,566) (0,483) (0,498) Коэф. (B) 1,012* 0,991* 0,797* 0,563* 0,705* 0,669* 0,606* 0,544* 0,500* 0,458* Станд. ошибка (0,084) (0,069) (0,047) (0,048) (0,039) (0,035) (0,032) (0,033) (0,028) (0,027) Коэф. (Beta) 0,847* 0,856* 0,719* 0,536* 0,681* 0,645* 0,609* 0,550* 0,514* 0,502* Коэф. (B) 0,101 0,092 0,270* 0,491* 0,356* 0,401* 0,438* 0,500* 0,543* 0,602* (0,088) (0,079) (0,056) (0,058) (0,048) (0,042) (0,042) (0,042) (0,035) (0,035) Станд. ошибка 0,080 0,074 0,211* 0,395* 0,286* 0,324* 0,350* 0,398* 0,424* 0,469* Коэф. (Beta) Коэф. (B) 0,412* 0,259* 0,333* 0,367* 0,318* 0,414* 0,436* 0,370* 0,409* 0,314* (0,072) (0,051) (0,056) (0,064) (0,055) (0,054) (0,051) (0,050) (0,054) (0,051) Станд. ошибка Коэф. (Beta) 0,142* 0,135* 0,144* 0,160* 0,121* 0,149* 0,166* 0,151* 0,172* 0,136* Коэф. (B) -0,025** -0,028** -0,036* -0,028** -0,031* -0,038* -0,034* -0,028* -0,038* -0, (0,012) (0,012) (0,011) (0,012) (0,008) (0,007) (0,007) (0,008) (0,008) (0,008) Станд. ошибка -0,052** -0,062** -0,065* -0,057* -0,077* -0,101* -0,097* -0,070* -0,087* 0, Коэф. (Beta) Коэф. детерм. 0,964 0,963 0,970 0,957 0,980 0,984 0,984 0,983 0,989 0, F 557,40 593,757 674,15 465,649 993,10 1265,17 1242,26 1205,58 1823,31 1647, P – уровень 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0, Количество регионов 88 87 88 88 86 88 87 87 84 Примечания. Числа в скобках означают стандартную ошибку оценки.

* Параметр имеет 1% значимость.

** Параметр имеет 5% значимость.

*** Параметр имеет 10% значимость.

Переменная «численность занятого в экономике регионов населе ния» оказалась вторым по значимости фактором, влияющим на объем начисленной в регионах заработной платы в соответствующие годы.

Ненормированный коэффициент (B), характеризующий эластичность объема заработной платы по численности занятого населения был ста тистически незначимым в 1999 и 2000 гг, и впоследствии повышался с 0,27 в 2001 до 0,50 в 2006 гг. и до 0,60 в 2008 г. Нормированный коэф фициент (Beta) увеличился с 0,21 в 2001 до 0,39 в 2006 гг. и до 0,47 в 2008 г. Можно предположить, что в конце 1990-х и начале 2000-х гг.

существовал относительный избыток рабочей силы в экономике реги онов России, что объясняет незначительность вклада данного показа теля в вариацию объема заработной платы по регионам России в дан ный период.

Вклад третьего по значимости фактора, «неосязаемого человече ского капитала», который представляет переменная средний уровень образования, довольно стабилен, он варьируется во времени от 0,26 до 0,43 (ненормированный коэффициент (B)), и от 0,12 до 0,16 (норми рованный коэффициент (Beta)). Вызывает некоторое удивление, что объем заработной платы в регионах России обусловлен, главным обра зом, величиной основных фондов, а не с численностью и уровнем об разования занятого в экономике регионов населения. По-видимому, сказывается некоторая инерционность системы оплаты труда, сформи ровавшейся еще в советский период, когда приоритет отдавался «мате риальному» производству. Следствием таких представлений является заниженный уровень оплаты труда в «нематериальном» производстве, в том числе в науке и образовании – главных факторах современного экономического прогресса.

В частности, в государственном секторе экономики, особенно в бюджетной сфере, наблюдается значительное, по сравнению с рыноч ным сектором, занижение уровня оплаты квалифицированного труда.

Как отмечается в работе В. Гимпельсона и А. Лукьяновой, заработная плата работающих в бюджетном секторе на 19% ниже, чем в коммер ческом, при более высоком, в среднем, уровне образования333.

Заработная плата обладателей высшего образования в бюджет ном секторе на 25% ниже, чем у соответствующих внебюджетни ков334. Возможно, что размер разрыва в заработной плате между бюджетным и коммерческим секторами занижен, так как в послед нем довольно широко распространены «серые» зарплаты, что отме чают и авторы отмеченной работы335. Между тем, в развитых стра нах, как пишут Р. Грегори и Дж. Борланд, «работники общественного сектора обычно имеют в среднем, более высокие заработки, чем ра ботники частного сектора. Частично эти различия объясняются более высоким уровнем образования у работников общественного сектора.

Однако в большинстве стран часть такой дифференциации связана и с более высокими ставками оплаты или ренты, которую получают в общественном секторе»336.

Гимпельсон В., Лукьянова А. О бедном бюджетнике замолвите слово: межсекторные раз личия в заработной плате // Вопросы экономики. 2006. № 6.

Там же.

Там же.

Там же.

Четвертым статистически значимым фактором, влияющим на объемы заработной платы в регионах России, является переменная «ожидаемая про должительность жизни при рождении». Ее экономическая интерпретация свя зана с предположением о том, что она представляет собой накопленный произ водственный опыт занятого в экономике регионов населения, так как чем вы ше ожидаемая продолжительность жизни, тем выше доля работников с боль шим стажем и опытом работы в общей численности занятого в экономике ре гионов населения. Связь «ожидаемой продолжительности жизни» с объемом заработной платы занятого в экономике регионов населения отрицательная.

Данный факт можно попытаться объяснить тем, что работники старших воз растов получают более низкую заработную плату, чем более молодые работ ники из-за «обесценения» человеческого капитала в новых, «рыночных» усло виях, поскольку знания более пожилых работников были получены в «старых»

условиях плановой экономики, и в значительной степени обесценились, как это считает ряд авторов337.

В работах В. Гимпельсона, Т. Горбачевой, Р. Капелюшникова и других авторов отмечается наличие «плоского» возрастного профиля заработной платы в России338. Но более правдоподобная трактовка данного явления заключается в том, что заработная плата во многих отраслях экономики России выполняет «компенсационную» функ цию, она выше на предприятиях с тяжелыми и вредными для здоро вья работников условиями труда. То есть повышенная заработная плата на многих предприятиях, особенно горнодобывающих, метал лургических и химических, компенсирует сокращение продолжи тельности жизни из-за вредных для здоровья условий труда. В бюд жетных же организациях преобладают пожилые работники с высо ким уровнем образования и относительно низкой заработной платой.

Интересные соображения по поводу предположения об обесцене нии человеческого капитала (ЧК) в рыночных условиях выдвинула И.

Соболева: «Можно сразу возразить, что новым, относительно успешным поколениям ЧК передавали те, кто получил образование в советской си стеме. Если ЧК молодых получился достаточно качественным, это, оче видно, предполагает, что «модернизация» капитала «учителей» все же имела место»339. И далее: «Обесценение ЧК, приобретенного в советское Нестерова Д., Сабирьянова К. Инвестиции в человеческий капитал в переходный период в России: Научный доклад № 99/04. М.: EERC, 1998;

Капелюшников Р.М. Записка об отече ственном человеческом капитале: Препринт WP3/2008/01. М.: Изд. дом ГН ВШЭ, 2008.

Гимпельсон В., Горбачева Т., Капелюшников Р. Формирование заработной платы: взгляд сквозь призму профессий // Вопросы экономики. 2007. № 10. С. 52–74.

Соболева И. Парадоксы измерения человеческого капитала // Вопросы экономики. 2009.

№ 9. С. 67.

время, в изменившихся социально-экономических условиях наиболее ве роятно, если речь идет об образовании в области социальных наук. В то же время дефицит экономистов, управленцев, юристов в начальный пе риод рыночных преобразований сделал эти специальности наиболее вос требованными и стимулировал массовое обновление такого капитала у его обладателей»340. Она принципиально разделяет понятия «обесцене ние» и «деградация» ЧК: «Кроме того принципиально различие между обесценением и деградацией ЧК. То, что произошло в начале рыночных реформ, можно определить как обесценение. Однако более опасный в силу его необратимости процесс деградации происходил постепенно.

Изменения в структуре спроса на труд привели к невостребованности значительной части ЧК, накопленного населением в течение продолжи тельного времени. Положение осложнялось тем, что в период системной трансформации в России совпал по времени с бурным развитием новой экономики, распространением ИКТ, ростом сектора высокотехнологиче ских услуг, глобализацией»341. Далее она поясняет эту мысль: «Иными словами – это период бурного обновления и накопления принципиально нового ЧК, причем не только в системе формального образования, но не в меньшей, а даже в большей степени – в процессе трудовой деятельно сти. Именно в этот период, в отличие, например, от предыдущего, более спокойного десятилетия, законсервировать ЧК, сохранить его, не упо требляя по назначению, было проблематично, а во многих случаях про сто невозможно. В результате произошел системный сбой: продолжи тельная деградация качества спроса на труд препятствовала естественно му процессу накопления опыта, то есть «моральному износу» ЧК с по ложительным знаком. И дело не в советской специфике ЧК – это в рав ной мере относится к знаниям и компетенциям, приобретенным как пол века назад, так и на заре перестройки»342.

К развернутой и довольно четкой аргументации И. Соболевой можно добавить, что деградация человеческого капитала в России не ограничивается только сферой формального образования и накоп ленного производственного опыта, то есть сферой накопления неося заемого человеческого капитала, но связана и с резким падением уровня рождаемости населения, с сокращением естественного приро ста населения. То есть с сокращением объема биологически (генети чески) наследуемого человеческого капитала. Более того, деградация Соболева И. Парадоксы измерения человеческого капитала // Вопросы экономики. 2009.

№ 9. С. 67.

Там же. С. 67–68.

Там же. С. 68.

человеческого капитала в России происходит, помимо прочего, из-за «утечки мозгов», приобретающей катастрофический характер, и обу словленной массовой эмиграцией образованной молодежи и научной интеллигенции из России в развитые страны. Масштабы данного яв ления экономически пока не вполне оценены и недостаточно осозна ны, а ведь они могут быть сравнимы с демографическими катастро фами, которые пережила Россия в результате первой мировой и гражданской войн, а затем Великой Отечественной войны.

В таблице 4.9 представлены результаты расчета регрессионного уравнения (4.8) с зависимой переменной «разница доходов и заработ ной платы населения регионов» с использованием статистических дан ных сборника «Регионы России: социально-экономические показате ли» за период с 2000 по 2006 гг. Использовалась «взвешенная регрес сия», в качестве весов использовалась переменная «численность заня тых» в экономике регионов России. Коэффициенты детерминации также довольно высоки, они колеблются от 93 до 96%.

Таблица 4. Взаимосвязь разницы доходов и заработной платы населения регионов, основных фондов регионов, численности занятых, уровня образования занятого в экономике регионов населения и ожидаемой продолжительности жизни Показатели 1999 г. 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г. 2005 г. 2006 г. 2007 г. 2008 г.

регрессии Константаln A -10,9* -7,59* -3,22** -4,116* -4,718* -4,61* -2,60** -1,067 0,022 5,88* Станд. ошибка (1,810) (1,326) (1,469) (1,448) (1,440) (1,297) (1,219) (1,037) (0,892) (0,920) Коэф. (B) 0,440* 0,456* 0,166** 0,018 0,033 0,015 0,047 0,124** 0,093** 0,147* Станд. ошибка (0,134) (0,105) (0,077) (0,075) (0,086) (0,080) (0,072) (0,060) (0,052) (0,050) Коэф. (Beta) 0,294* 0,308* 0,133** 0,013 0,025 0,012 0,038 0,105** 0,081** 0,158* Коэф. (B) 0,787* 0,736* 0,959* 1,202* 1,192* 1,202* 1,194* 1,099* 1,148* 1,068* Cтанд. Ошибка (0,140) (0,119) (0,091) (0,090) (0,104) (0,096) (0,093) (0,077) (0,064) (0,064) Коэф. (Beta) 0,502* 0,456* 0,665* 0,780* 0,759* 0,772* 0,769* 0,734* 0,760* 0,816* Коэф. (B) 0,742* 0,619* 0,653* 0,668* 0,720* 0,765* 0,577* 0,430* 0,354* -0, Станд. ошибка (0,114) (0,078) (0,091) (0,099) (0,119) (0,123) (0,113) (0,091) (0,099) (0,095) Коэф. (Beta) 0,205* 0,252* 0,249* 0,236* 0,217* 0,219* 0,178* 0,148* 0,126* -0, Коэф. (B) 0,071* 0,055* 0,017 0,032*** 0,034** 0,029*** 0,032** 0,035** 0,036** 0,029*** Станд. ошибка (0,020) (0,017) (0,018) (0,019) (0,017) (0,016) (0,015) (0,014) (0,015) (0,015) Коэф. (Beta) 0,116* 0,095* 0,027 0,054*** 0,067** 0,061*** 0,073** 0,071** 0,070** 0,064*** Коэф. детерм. 0,943 0949 0,938 0,933 0,940 0,948 0,948 0,961 0,974 0, F 336,08 375,72 314,38 287,34 317,106 374,515 373,817 499,656 728,102 487, P – уровень 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0, Кол-во рег-нов 87 86 88 88 86 88 87 87 84 Примечания. Числа в скобках означают стандартную ошибку оценки.

* Параметр имеет 1% значимость.

** Параметр имеет 5% значимость.

*** Параметр имеет 10% значимость.

Коэффициенты регрессии существенно отличаются от преды дущего случая, например, коэффициент при переменной «ожидаемая продолжительность жизни» даже сменил знак. Коэффициенты при переменной «основные фонды» регионов намного меньше, чем в предыдущем случае, и только в начале рассматриваемого периода статистически значимы.

Очевидно, что основной капитал не играл ведущей роли в вариа ции доходов от предпринимательской деятельности, доходов от соб ственности и других доходов (включая скрытую заработную плату), которые составляют подавляющую часть «разницы доходов и заработ ной платы» населения в регионах России на большей части данного периода. Ведущая роль в вариации доходов, не входящих в заработную плату, принадлежала среднегодовой численности занятого в экономике регионов населения, причем роль данной переменной неуклонно росла:

коэффициент (B) вырос с 0,78 в 1999 г. до более чем единицы в 2002–2008 гг. Вклад данной независимой переменной в объясненную вариацию «разницы доходов и заработной платы» также стабильно рос с 50% в 1999 до 73% в 2006 гг. и 81% в 2008 г. (см. табл. 4.9).

Вторым по значимости фактором оказался человеческий капитал, представляемый переменной «средний уровень образования» занятого в экономике регионов населения. Его вклад колебался от 15 до 20% объясненной вариации зависимой переменной, то есть обе ведущие не зависимые переменные объясняют от 70 до 95 (и более) процентов ва риации доходов, не входящих в заработную плату, по регионам России.

Исключением является 2008 г., когда данный фактор оказался стати стически незначимым, возможно, из-за финансового кризиса.

Но самое интересное, что третьим по экономической значимо сти, стабильным и статистически значимым показателем, оказалась переменная «ожидаемая продолжительность жизни» населения регио нов. Как уже ранее было сказано, она может характеризовать или представлять производственный и социальный опыт, накопленный работниками более старших возрастов, который, как видно из данных таблицы 4.9, способствует увеличению доходов, не входящих в зара ботную плату, или определяет от 5 до 11% общих доходов от пред принимательской деятельности, доходов от собственности и других доходов (включая скрытую заработную плату). Как отмечают Р. Бу чеккине, Д. де ла Кроикс и О. Личандро: «Одним из важных каналов, с помощью которых демографические тренды влияют на рост, оче видно, являются численность и качество рабочей силы, которые опре деляются образованием и решениями агентов об уходе на пенсию». И далее: «Ключевым элементом является то, что различные поколения имеют разный образовательный опыт и поэтому агрегированный за пас человеческого капитала состоит из человеческого капитала раз ных поколений»343.

Таким образом, можно констатировать парадоксальную ситуа цию: фонд заработной платы в регионах России положительно зави сит, главным образом, от величины основных фондов, накопленных в этих регионах, в гораздо меньшей степени – от численности занятого населения и уровня накопленного человеческого капитала (уровня образования занятого в экономике этих регионов населения) и отри цательно от производственного и социального опыта этого населе ния. В то же время величина доходов, не входящих в заработную плату, положительно зависит главным образом от численности заня того в экономике этих регионов населения, от уровня образования этого населения и накопленного им производственного и социально го опыта, представленного переменной «ожидаемая продолжитель ность жизни».

4.5.2. Оценка влияния ожидаемой продолжительности жизни на реальные доходы населения на панельных данных за период с 1999 по 2006 годы Предлагаемая для такого анализа модель описывается расши ренной производственной функцией (1):

yi A ki exp(hi a0 g1 a1d1 a2 d 2 a3d (4.9), b0t0 b1t1 b2t2 b3t3 b4t4 b5t5 b6t6 ) где yi – средние реальные доходы населения i-го региона России, при веденные с помощью индекса потребительских цен в сопо ставимый вид;

Ai – константа, характеризующая общую факторную производи тельность;

k i – тносительная фондовооруженность труда в i-м регионе Рос сии;

Boucekkine R., de la Croix D., and Licandro O. Vintage Human Capital, Demografic Trends, and Endogenous Growth // Journal of Economic Theory. 2002. № 104. P. 343.

hi – средний уровень образования занятого в экономике i-го реги оне населения;

g i – ожидаемая продолжительность жизни населения i-го региона при рождении;

d1, d 2, d3 – фиктивные переменные, характеризующие, соответ ственно, города-мегаполисы, города-миллионеры, и северные регионы;

t1, t 2, t3, t 4, t5, t6 – переменные, характеризующие годы рассматри t ваемого периода.

В таблице 4.10 приведены результаты расчетов коэффициентов взвешенной регрессии (4.9) при использовании в качестве зависимой переменной «средние реальные доходы» занятого в экономике реги онов населения. Коэффициенты детерминации довольно высоки, они колеблются от 87 до 91%. Ненормированные коэффициенты (В) обнаруживают явную тенденцию к снижению со временем, они сни зились с 0,894 в 1999–2000 гг. до 0,401 в 2005–2006 гг., т. е. более чем вдвое. То есть, эластичность «средних реальных доходов» по от ношению к «относительной фондовооруженности труда» снизилась с 0,89% в 1999–2000 гг. до 0,42% в 2005–2006 гг. на каждый процент роста «относительной фондовооруженности труда».

Таблица 4. Взаимосвязь реальных средних доходов населения регионов России с относительной фондовооруженностью, средним уровнем образования занятого в экономике регионов населения и ожидаемой продолжительностью жизни (1999–2006 гг.

) Показатели регрессии 1999-2000 2001-2002 2003-2004 2005-2006 2003-2006 1999- 1 2 3 4 5 6 Константа lnA 4,229* 3,587* 3,896* 4,574* 4,500* 4,110* Станд. ошибка (1,078) (0,997) (1,092) (0,874) (0,700) (0,535) Коэф. (B) 0,894* 0,431* 0,438* 0,401* 0,413* 0,454* Станд. ошибка (0,063) (0,032) (0,035) (0,031) (0,024) (0,020) Коэф. (Beta) 0,490* 0,457* 0,394* 0,420* 0,399* 0,365* Коэф. (B) 0,183* 0,336* 0,336* 0,261* 0,270* 0,272* Станд. ошибка (0,060) (0,068) (0,085) (0,065) (0,053) (0,036) Коэф. (Beta) 0,179* 0,387* 0,295* 0,282* 0,263* 0,246* Коэф. (B) 0,022** 0,001 0,006 0,013** 0,010** 0, Станд. ошибка (0,010) (0,008) (0,007) (0,006) (0,004) (0,004) Коэф. (Beta) 0,089** 0,007 0,034 0,086** 0,061** 0, Коэф. А1 (B) 0,886* 0,544* 0,617* 0,486* 0,579* 0,661* Станд. ошибка (0,091) (0,095) (0,092) (0,080) (0,062) (0,048) Коэф. А1 (Beta) 0,647* 0,451* 0,494* 0,428* 0,484* 0,482* Коэф. А2 (Beta) 0,035 0,110* 0,133* 0,141* 0,135* 0,105* Станд. ошибка (0,045) (0,039) (0,035) (0,032) (0,025) (0,021) Коэф. А2 (B) 0,022 0,086* 0,096* 0,114* 0,102* 0,069* Коэф. А3 (B) 0,040 0,271* 0,161** 0,069 0,126* 0,198* Станд. ошибка (0,081) (0,063) (0,063) (0,062) (0,045) (0,037) Коэф. А3 (Beta) 0,017 0,143* 0,074** 0,035 0,060* 0,086* Коэф. b0 (B) 0,210* 0,249* Станд. ошибка (0,044) (0,035) Коэф. b0 (Beta) 0,171* 0,136* Коэф. b1 (B) 0,329* Станд. ошибка (0,033) Коэф. b1 (Beta) 0,180* Коэф. b2 (B) 0,136* 0,468* Станд. ошибка (0,029) (0,033) Коэф. b2 (Beta) 0,123* 0,257* Окончание табл. 4. 1 2 3 4 5 6 Коэф. b3 (B) 0,567* Станд. ошибка (0,034) Коэф. b3 (Beta) 0,310* Коэф. b4 (B) 0,256* 0,255* 0,824* Станд. ошибка (0,026) (0,026) (0,033) Коэф. b4 (Beta) 0,231* 0,209* 0,451* Коэф. b5 (B) 0,152* 0,720* Станд. ошибка (0,026) (0,033) Коэф. b5 (Beta) 0,124* 0,394* Коэф. b6 (B) 0,040 0,199* 0,771* Станд. ошибка (0,026) (0,027) (0,033) Коэф. b6 (Beta) 0,040 0,162* 0,422* Коэф. детерминации 0,881 0,873 0,909 0,910 0,903 0, F 178,053 163,721 236,994 229,176 343,064 416, P – уровень 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0, Количество регионов 175 174 174 166 340 Примечания. Числа в скобках означают стандартную ошибку оценки.

* Параметр имеет 1% значимость.

** Параметр имеет 5% значимость.

*** Параметр имеет 10% значимость.

Нормированные коэффициенты регресии (Beta), характери зующие вклад данной независимой переменной (относительной фон довооруженности труда) в объясненную вариацию зависимой пере менной, также обнаруживают тенденцию к снижению, хотя и менее выраженную, они снизились с 49% в 1999–2000 гг. до 42% в 2005– 2006 гг. Вклад неосязаемого человеческого капитала, (нормирован ный коэффициент (Beta)) представляемого переменной «средний уровень образования» одного занятого в экономике регионов в объ ясненную вариацию переменной «реальные средние доходы» одного занятого в экономике регионов существенно ниже: он вырос с 18% в 1999–2000 гг. до 28% в 2005–2006 гг. Социальная норма отдачи обра зования (ненормированный коэффициент (B)) вырос с 18% в 1999– 2000 гг. до 26% в 2005–2006 гг.

Кроме этих двух основных независимых переменных, высокую статистическую значимость имеет коэффициент А1 при фиктивной переменной d1, характеризующей города мегаполисы. Она характе ризует вклад в объясненную вариацию реальных средних доходов занятого населения от примерно 65% в 1999–2000 гг. до 43% в 2005– 2006 гг., с тенденцией к снижению. Данный результат можно попы таться объяснить эффектом масштаба производства в городах мега полисах, то есть относительным снижением издержек производства в крупных городах, а также с реализацией эффектов социальных сетей, и, возможно, с наличием особых «городских» экстерналий человече ского капитала. Такое объяснение получает некоторое подтвержде ние в наличии аналогичного, но более слабого эффекта для фиктив ной переменной А2, характеризующей регионы, в которых есть го рода миллионеры.

Положительную, но более слабую статистическую связь с ре альными средними доходами, обнаруживает и переменная «ожидае мая продолжительность жизни при рождении» в отдельные интерва лы рассматриваемого периода, особенно в его конце.

Динамика коэффициентов при фиктивных переменных времени (bt) характеризует уверенный рост с 1999 по 2004 гг., который явно замедлился в 2005 и 2006 гг. Это свидетельствует о росте общей фак торной производительности экономики на первом этапе восстанови тельного роста в первой половине 2000-х гг. в России, явно замед лившемся в 2005 г. и позднее.

В таблице 4.11 представлены результаты расчета регрессионного уравнения (4.9) с использованием в качестве зависимой переменной «раз ница средних реальных доходов и реальной заработной платы» занятого в экономике регионов России населения, остальные переменные прежние (колонки 1–6). Коэффициенты детерминации несколько ниже, чем в предыдущих случаях, но все-таки достаточно высоки: они колеблются от 78 до 84%. Коэффициенты эластичности данной зависимой переменной (коэффициенты (B)) по переменной «относительная фондовооружен ность труда» и норма отдачи «среднего уровня образования» занятого в экономике регионов населения в данном случае существенно иные. В ко лонке 7 данной таблицы представлены результаты расчета регрессионного уравнения, в котором в качестве зависимой переменной использована пе ременная «отношение средних реальных доходов к средней реальной зара ботной плате» работающего населения.

Коэффициенты эластичности «разницы средних реальных до ходов и реальной заработной платы» по «относительной фондово оруженности труда» малы и имеют слабую статистическую значи мость, для периода с 2001 по 2004 гг. статистически малозначимы.

Таблица 4. Взаимосвязь разницы реальных доходов и реальной заработной платы населения регионов России с другими переменными Показатели 1999- 2001- 2003- 2005- 2003- 1999- 1999 регрессии 2000 гг. 2002 гг. 2004 гг. 2006 гг. 2006 гг. 2006 гг. 2006 гг.

Константа lnA -4,935* -1,753 -0,172 0,652 0,815 -1,465 -6, Станд. ошибка (1,863) (1,672) (1,891) (1,511) (1,207) (0,863) (1,141) Коэф. (B) 0,274** 0,047 0,000 0,221* 0,101** 0,079** -0,373* Станд. ошибка (0,108) (0,054) (0,060) (0,054) (0,041) (0,032) (0,043) Коэф. (Beta) 0,108** 0,039 0,000 0,174* 0,073** 0,049** -0,214* Коэф. (B) 0,573* 0,580* 0,443* 0,332* 0,337* 0,482* 0,235* Станд. ошибка (0,103) (0,114) (0,147) (0,112) (0,092) (0,058) (0,077) Коэф. (Beta) 0,404* 0,480* 0,291* 0,270* 0,246* 0,338* 0,152* Коэф. (B) 0,074* 0,029** 0,034* 0,046* 0,040* 0,039* 0,090* Станд. ошибка (0,018) (0,013) (0,011) (0,010) (0,008) (0,007) (0,009) Коэф. (Beta) 0,213* 0,121** 0,143* 0,225* 0,182* 0,146* 0,312* Коэф. А1 (B) 0,777* 0,568* 0,925* 0,666* 0,866* 0,780* 0,837* Станд. ошибка (0,158) (0,160) (0,160) (0,139) (0,107) (0,077) (0,102) Коэф. А1 (Beta) 0,410* 0,369* 0,555* 0,442* 0,543* 0,441* 0,436* Коэф. А2 (B) 0,115 0,225* 0,295* 0,321* 0,312* 0,248* 0,162* Станд. ошибка (0,078) (0,065) (0,061) (0,055) (0,042) (0,034) (0,045) Коэф. А2 (Beta) 0,053 0,138* 0,160 0,195* 0,178 0,127* 0,076* Коэф. А3 (B) -0,053 0,225** 0,157 -0,202*** 0,004 0,100*** -0, Станд. ошибка (0,139) (0,105) (0,109) (0,107) (0,078) (0,059) (0,078) Коэф. А3 (Beta) -0,016 0,093* 0,054 -0,077*** 0,001 0,034*** -0, Коэф. B0 (B) 0,087 0,029 0, Станд. Ошибка (0,076) (0,057) (0,076) Коэф. B0 (Beta) 0,051 0,012 0, Коэф. B1 (B) 0,304* -0,316* Станд. Ошибка (0,054) (0,071) Коэф. B1 (Beta) 0,129* -0,124* Коэф. B2 (B) 0,044 0,350* 0,373* Станд. ошибка (0,048) (0,053) (0,070) Коэф. B2 (Beta) 0,033 0,148* -0,146* Коэф. B3 (B) 0,536* -0,270* Станд. ошибка (0,055) (0,073) Коэф. B3 (Beta) 0,227* -0,106* Коэф. B4 (B) 0,227* 0,229* 0,761* -0,380* Станд. ошибка (0,046) (0,044) (0,054) (0,071) Коэф. B4 (Beta) 0,153* 0,141* 0,323* -0,149* Коэф. B5 (B) 0,116* 0,641* -0,477* Станд. ошибка (0,045) (0,053) (0,070) Коэф. B5 (Beta) 0,071* 0,272* -0,186* Коэф. b6 (B) 0,049 0,200* 0,725* -0,521* Станд. ошибка (0,044) (0,047) (0,053) (0,070) Коэф. b6 (Beta) 0,036 0,123* 0,308* -0,204* Коэф. детерм. 0,824 0,781 0,847 0,849 0,838 0,828 0, F 108,57 84,657 131,470 126,490 190,050 248,967 150, P – уровень 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0, Количество регионов 170 174 174 166 340 684 Примечания. Числа в скобках означают стандартную ошибку оценки.

* Параметр имеет 1% значимость.

** Параметр имеет 5% значимость.

*** Параметр имеет 10% значимость.

Вклад данной переменной в объясненную вариацию зависимой переменной (нормированные коэффициенты (Beta)) также мал, он колеблется от 10% в 1999–2000 гг. до 17% в 2005–2006 гг., что суще ственно меньше (в 2–3 раза), чем в предыдущем случае. В то же вре мя норма отдачи неосязаемого человеческого капитала, представлен ного переменной «средний уровень образования» занятого в эконо мике регионов населения заметно выше, чем в предыдущем случае, она колеблется от 57% в 1999–2000 гг. до 33% в 2005–2006 гг., т. е.

проявляет тенденцию к снижению. Вклад неосязаемого человеческо го капитала (капитала знаний) в объясненную вариацию «разницы средних реальных доходов и реальной заработной платы» (коэффи циент (Beta)) также относительно высок и имеет тенденцию к сни жению во времени, с 40% в 1999–2000 гг. он снизился до 27% в 2005–2006 гг.

Таким образом, можно заметить, что вклад неосязаемого чело веческого капитала в доходы предпринимателей, от собственности и другие доходы (включая скрытую заработную плату) значительно превышает вклад физического капитала.

Особый интерес представляют результаты расчета, представ ленные в колонке 7 таблицы 4.11. Переменная «отношение средних реальных доходов к средней реальной заработной плате» отрица тельно связана с «относительной фондовооруженностью» и положи тельно с переменными: «средний уровень образования» и «ожидае мая продолжительность жизни» населения регионов. Положительно влияют на данную зависимую переменную фиктивные переменные «мегаполисы» и «регионы с городами-миллионерами», отрицательно – «северные» регионы. Отрицательность коэффициентов при фик тивных переменных времени показывает, что величина относитель ного разрыва между средними реальными доходами и средней ре альной (легальной) заработной платой работающего населения со кращалась в рассматриваемом периоде. Данное явление можно объ яснить повышением реальной заработной платы и частичным «обе лением» ее, которое, по-видимому, происходило в этот период вре мени в России.

Переменная «ожидаемая продолжительность жизни при рожде нии» имеет положительную, устойчивую во времени и статистически значимую на 1% уровне связь с «разницей средних реальных доходов и реальной заработной платой». Результаты расчетов свидетельству ют о том, что рост ожидаемой продолжительности жизни населения при рождении в регионах России на 1% связан с ростом зависимой переменной примерно на 4%. Поскольку, чем выше продолжитель ность жизни населения, тем большую долю рабочей силы составляют люди старших возрастных групп с относительно большим стажем и опытом работы, данный эффект можно объяснить наличием положи тельной связи между специфическим человеческим капиталом и производительностью труда, а, следовательно, и доходностью бизне са в регионах России. Очевидно, что такая связь обеспечивается зна чительным вкладом труда опытных работников в различные виды доходов, не входящих в заработную плату.

Очевиден вывод, что значительную (если не преобладающую) часть экстернальных выгод от образования получают работодатели, хотя, по-видимому, какая-то их часть получена наемными работни ками в форме «серой» заработной платы. Следовательно, работода тели, наряду с самими работниками, являются основными экономи ческими агентами, заинтересованными в росте инвестиций в челове ческий капитал, и в первую очередь, в формальное и неформальное образование. Третьим макроэкономическим агентом, экономически заинтересованным в росте инвестиций в образование, является, по видимому, государство, получающее прямые и косвенные налоги.

4.6. Влияние уровня образования работников на фактическое конечное потребление домашних хозяйств в регионах России В таблице 4.12 представлены результаты расчетов регрессионных уравнений по формуле 4.10 за период с 2000 по 2005 гг. В качестве за висимой переменной использовались статистические данные о факти ческом конечном потреблении домохозяйств регионов России за счет доходов домохозяйств, то есть трансферты в натуральной форме ис ключены. В качестве независимых переменных использовались объе мы основных фондов регионов (К), численность занятого в экономике регионов населения (L), и средний уровня образования занятого в эко номике регионов населения (h). Расчеты проведены на основе данных Росстата, приведенных в справочниках «Регионы России: социально экономические показатели» за соответствующие годы.

Как и раньше, искользуется «взыешенная» регрессия, в качестве «весов» – переменная «среднемесячные доходы» населения регионов в соответствующие годы lnYi = A + lnKi + lnLi + lnhi + i. (4.10) Все коэффициенты регрессии статистически значимы, коэффи циенты детерминации довольно высоки, как правило, они превыша ют, уровень в 97%, исключением является 2003 г., для которого ко эффициент детерминации равен 88%. Ненормированные коэффици енты регрессионных уравнений характеризуются определенной ста бильностью во времени (некоторые колебания их величины находят ся в пределах статистических ошибок).

Коэффициенты эластичности фактического конечного потреб ления населения регионов по основным фондам колеблются вокруг уровня примерно в 20%, эластичность же по численности занятого населения равна примерно 100%, а для отдельных лет даже превы шает эту величину, и самое интересное – эластичности конечного по требления домохозяйств по среднему уровню образования занятого населения колеблются между 5,5 в 2003 и 10 в 2001 гг. То есть эла стичность конечного потребления домохозяйств населения регионов по среднему уровню образования занятого в экономике регионов населения в России очень высока. Можно сделать вывод, что глав ным фактором дифференциации уровня фактического конечного по требления, или благосостояния населения регионов России, является средний уровень образования работников этих регионов. На каждый процент роста среднего уровня образования занятых в экономике ре гионов работников объем фактического конечного потребления всего населения регионов растет на 5–10%. Данный результат подтвержда ет полученные ранее результаты расчетов, в которых использовались другие показатели в качестве зависимой переменной, но тот же набор независимых переменных. Статистическая надежность того факта, что благосостояние населения регионов России зависит от одних и тех же факторов, подтверждается использованием различных стати стических показателей.

Таблица 4. Взаимосвязь фактического конечного потребления домохозяйств за счет доходов домохозяйств регионов России с объемом основных фондов, численностью занятых и средним уровнем образования занятого в экономике регионов населения Показатели регрессии 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г. 2005 г.

Константа lnA -19,399* -23,706* -21,050* -13,167* -18,388* -16,121* Станд. ошибка (1,555) (1,945) (1,955) (4,974) (1,934) (1,788) Коэф. (B) 0,257* 0,151* 0,084*** 0,267** 0,203* 0,225* (0,066) (0,046) (0,047) (0,111) (0,040) (0,037) Станд. ошибка Коэф. Beta) 0,167* 0,110* 0,062*** 0,202** 0,162* 0,192* Коэф. (B) 0,968* 1,015* 1,137* 1,268* 0,985* 0,960* (0,072) (0,057) (0,055) (0,085) (0,048) (0,048) Станд. ошибка 0,609* 0,654* 0,735* 0,645* 0,674* 0,659* Коэф. (Beta) Коэф. (B) 7,983* 10,108* 9,144* 5,533** 8,045* 7,087* (0,676) (0,837) (0,845) (2,175) (0,838) (0,772) Станд. ошибка Коэф. (Beta) 0,281* 0,298* 0,260* 0,143** 0,209* 0,196* Коэф. детермин. 0,978 0,976 0,976 0,889 0,984 0, F 1219,89 1131,73 1116,89 223,72 1721,14 1699, P – уровень 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0, Количество регионов 88 88 88 88 87 Примечания. Числа в скобках означают стандартную ошибку оценки.

* Параметр имеет 1% значимость.

** Параметр имеет 5% значимость.

*** Параметр имеет 10% значимость.

Оценки вкладов факторов (независимых переменных) в факти ческое конечное потребления домохозяйств (нормированные коэф фициенты регрессии) выделены в отдельную таблицу 4.13. Из нее следует, что вклад численности работающего населения регионов в фактическое конечное потребление домохозяйств регионов колеб лется от 60% в 2000 до 73% в 2003 гг., т. е. обеспечивает примерно две трети всей вариации конечного потребления домохозяйств.

Вклад основных фондов дает от 16 до 20%, вклад же образования обеспечивает от 14 до 29% фактического конечного потребления до мохозяйств регионов России, что в несколько раз превышало долю денежных расходов государства и населения на образование в этот период.

Таблица 4. Эволюция вклада факторов в объемы фактического конечного потребления домохозяйств за счет доходов домохозяйств регионов России Показатели регрессии 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г. 2005 г.

Вклад основных фондов 0,167* 0,110* 0,062*** 0,202** 0,162* 0,192* Коэф. (Beta) Вклад численности занятых 0,609* 0,654* 0,735* 0,645* 0,674* 0,659* Коэф. (Beta) Вклад образования 0,281* 0,298* 0,260* 0,143** 0,209* 0,196* Коэф. (Beta) * Параметр имеет 1% значимость.

** Параметр имеет 5% значимость.

*** Параметр имеет 10% значимость.

Можно сказать, что вклад образования, как фактора производ ства, как минимум заметно превышает вклад всех основных фондов (физического капитала), хотя инвестиции в человеческий капитал, в денежном выражении, в России, как в советский период, так и в по следние десятилетия, были заметно меньше, чем инвестиции в ос новные фонды.

В таблице 4.14 представлены результаты расчетов уравнения регрессии 4.11 с использованием в качестве зависимой переменной «объемов фактического конечного потребления домашних хозяйств (всего)», то есть в целом по регионам России с включением социаль ных трансфертов в натуральной форме за период с 2000 по 2007 гг. В качестве независимых переменных использовались: «основные фон ды регионов», «численность населения занятого в экономике регио нов» и «средний уровень образования одного занятого в экономике регионов». В качестве весовых коэффициентов использовалась пере менная «доходы населения регионов». Коэффициенты детерминации очень велики, они колеблются от 97 до 99%.

lnYi = A + lnKi + lnLi + hi + i. (4.11) Коэффициенты эластичности объемов фактического конечного потребления домашних хозяйств по «основным фондам регионам»

имеют явную тенденцию к снижению, с 0,39 в 2000 до 0,23 в 2007 гг.

Вклад данной независимой переменной объясненную дифференциа цию зависимой переменной также характеризуется тенденцией к снижению, хотя и менее явной, с 26,5% в 2000 до 23,7% в 2007 гг.

Самым значительным по степени влияния на общие объемы фактического конечного потребления домашних хозяйств фактором является, как и можно было ожидать, переменная «численность заня того в экономике регионов населения». Вклад этой переменной не сколько вырос со временем с 51,8% в 2000 до 67,8% в 2007 гг., коэф фициент эластичности зависимой переменной по «численности заня тых» также имеет тенденцию к росту: с 0,79 в 2000, до 0,92 в 2007 гг., величина изменения превышает случайную ошибку более чем вдвое.


Очевидно, что восстановительный рост экономики регионов России в рассматриваемый период, обеспечил снижение безработицы и рост относительной дефицитности работников.

Таблица 4. Взаимосвязь фактического конечного потребления домохозяйств (всего), основных фондов регионов, численности занятых и уровня образования занятого в экономике регионов населения России Показатели регрессии 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г. 2005 г. 2006 г. 2007 г.

Константа а -6,921* -7,567* -6,322* -4,146** -5,403* -4,618* 4,714* 5,912* Станд. ошибка (0,563) (0,628) (0,649) (1,609) (0,610) (0,559) (0,470) (0,461) Коэф. (B) 0,394* 0,245* 0,165* 0,321* 0,256* 0,271* 0,263* 0,237* (0,060) (0,042) (0,044) (0,105) (0,057) (0,034) (0,039) (0,036) Станд.ошибка Коэф. (Beta) 0,265* 0,184* 0,127* 0,253* 0,212* 0,240* 0,240* 0,232* Коэф. (B) 0,798* 0,879* 0,999* 0,890* 0,878* 0,847* 0,879* 0,927* (0,066) (0,052) (0,052) (0,124) (0,044) (0,044) (0,051) (0,046) Станд. ошибка 0,518* 0,586* 0,674* 0,595* 0,623* 0,610* 0,630* 0,678* Коэф. (Beta) Коэф. (B) 0,586* 0,746* 0,677* 0,415** 0,605* 0,535* 0,373* 0,292* (0,048) (0,058) (0,061) (0,159) (0,059) (0,054) (0,047) (0,048) Станд. ошибка Коэф. (Beta) 0,277* 0,299* 0,263* 0,145** 0,213* 0,201* 0,164* 0,118* Коэф. детерминации 0,980 0,979 0,977 0,891 0,985 0,986 0,988 0, F 1377,25 1279,28 1174,56 229,518 1875,27 1901,49 2131,11 2529, P – уровень 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0, Количество регионов 88 88 88 88 87 87 79 Примечания. Числа в скобках означают стандартную ошибку оценки.

* Параметр имеет 1% значимость.

** Параметр имеет 5% значимость.

*** Параметр имеет 10% значимость.

Третьим фактором, определяющим величину дифференциации общих объемов фактического конечного потребления домашних хо зяйств, является «средний уровень образования» занятого в экономи ке регионов населения. Его вклад в объясненную дифференциацию имеет тенденцию к снижению с 27,7% в 2000 г. до 11,8% в 2007 гг.

Социальная норма отдачи образования по данной зависимой пере менной также характеризуется тенденцией к снижению: с 58,6% в 2000 до 29,2% в 2007 гг., но остается довольно высокой. С какими причинами связано такое снижение не вполне ясно, возможно с до вольно быстрым ростом численности работников с высшим образо ванием за счет пополнения их числа выпускниками вузов. Но, воз можно, также и со снижением среднего качественного уровня специ алистов, как из-за притока молодых специалистов и повышения их доли в общей численности работников с высшим образованием, так и из-за возможного снижения качества подготовки молодых специали стов в вузах.

Но последнему предположению противоречат данные таблицы 4.15, в которой представлены результаты расчета социальных норм отдачи образования с использованием зависимой переменной «фак тическое конечное потребление домашних хозяйств» в расчете на одного занятого в экономике регионов России за период с 2000 по 2007 гг. по формуле (4.12) lnYi = A + lnKi + hi + a1d1 + a2d2. (4.12) Обозначения переменных прежние.

Коэффициенты детерминации регрессионных уравнений также довольно высоки: они колеблются от 85 до 88%. Все коэффициенты при переменных статистически значимы, включая коэффициенты при фиктивных переменных характеризующих города мегаполисы (Москву и Санкт-Петербург) и регионы с городами миллионерами.

Ненормированные коэффициенты при независимой переменной «фондовооруженность труда», характеризующие эластичность, име ют явную тенденцию к снижению со временем, с 0,50 в 2000 до 0, в 2007 гг. Нормированные коэффициенты при данной независимой переменной, характеризующие ее вклад в объясненную вариацию за висимой переменной, имеют слабую тенденцию к росту. Но измене ния обоих типов коэффициентов во времени находятся в пределах статистической ошибки, поэтому говорить с уверенностью о тенден циях в изменении их величины нельзя.

Коэффициенты при переменной «средний уровень образования»

также колеблются со временем в пределах стандартной ошибки из мерений. Нормированные коэффициенты по величине вполне сопо ставимы с соответствующими коэффициентами при переменной «фондовооруженность труда», как правило, значительно превышая их по величине. Ненормированные коэффициенты, характеризующие социальную норму отдачи образования, колеблются со временем, в пределах от 28 до 56%, характеризуются слабой тенденцией к росту со временем, что противоречит предположению о снижении качества специалистов с высшим уровнем образования со временем в рас сматриваемом периоде. Такой уровень социальной отдачи образова ния можно назвать довольно высоким, он превышает уровень част ной отдачи образования в развитых странах и в России в два-три и более раз. То есть повышение среднего уровня образования занятых в экономике регионов России на один год увеличивает объемы фак тического конечного потребления домашних хозяйств в расчете на одного занятого на величину от 28% в 2000 до 56% в 2004 гг.

Наличие экстерналий образования в крупных городах-мега полисах и хорошо урбанизированных регионах с городами миллио нерами подтверждается наличием положительных и статистически значимых коэффициентов при фиктивных переменных А1 и А2.

Можно отметить, что величина коэффициентов при фиктивной пере менной, характеризующей города-мегаполисы, в рассматриваемом периоде явно снижается со временем. Данный факт можно интерпре тировать таким образом, что преимущества нахождения домашних хозяйств в мегаполисах несколько снизились в рассматриваемом пе риоде, возможно из-за быстрого роста населения в них и усиления конкуренции на локальных рынках труда.

Коэффициенты же при второй фиктивной переменной, характе ризующей регионы с городами миллионерами, имеют слабую тен денцию к росту со временем, что, по-видимому, показывает усиление экстерналий образования в этих регионах в рассматриваемый период.

Таблица 4. Взаимосвязь фактического конечного потребления домохозяйств (всего) в расчете на одного занятого с фондовооруженностью, уровнем образования одного занятого в экономике регионов и населения регионов России Показатели регрессии 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г. 2005 г. 2006 г. 2007 г.

1 2 3 4 5 6 7 8 Константа а -2,497** -4,536* -2,284** -2,501 -4,273** -3,041** 5,034* 5,500* Станд. ошибка (1,126) (1,322) (1,144) (1,584) (1,661) (1,318) (1,059) (1,215) Коэф. (B) 0,507* 0,312* 0,259* 0,300* 0,290* 0,308* 0,321* 0,295* Станд. ошибка (0,065) (0,044) (0,045) (0,051) (0,044) (0,038) (0,042) (0,045) Коэф. (Beta) 0,319* 0,296* 0,256* 0,283* 0,307* 0,363* 0,354* 0,375* Окончание табл. 4. 1 2 3 4 5 6 7 8 Коэф. (B) 0,280* 0,538* 0,399* 0,408* 0,569* 0,458* 0,392* 0,380* (0,097) (0,110) (0,097) (0,134) (0,139) (0,108) (0,088) (0,105) Станд. ошибка Коэф. (Beta) 0,323* 0,535* 0,396* 0,379* 0,562* 0,502* 0,536* 0,508* Коэф. А1 (B) мега 0,849* 0,557* 0,697* 0,611* 0,309** 0,345* 0,253** 0,194*** Станд. ошибка (0,152) (0,142) (0,120) (0,145) (0,147) (0,120) (0,110) (0,113) Коэф. а1 (Beta) 0,641* 0,422* 0,562* 0,510* 0,293** 0,332* 0,267** 0,219*** Коэф. А2 (B) млн. 0,138* 0,164* 0,154* 0,152** 0,138* 0,135* 0,146* 0,149* Станд. ошибка (0,061) (0,056) (0,058) (0,061) (0,051) (0,048) (0,043) (0,042) Коэф. А2 (Beta) 0,090** 0,119* 0,112* 0,115** 0,118* 0,119* 0,148* 0,164* Коэф. детерминации 0,885 0,880 0,867 0,853 0,864 0,872 0,877 0, F 159,18 152,46 135,21 115,73 130,605 139,05 131,71 112, P – уровень 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0, Количество регионов 88 88 88 85 87 87 79 Примечания. Числа в скобках означают стандартную ошибку оценки.

* Параметр имеет 1% значимость.

** Параметр имеет 5% значимость.

*** Параметр имеет 10% значимость.

Подводя итоги, можно сказать, что роль знаний в экономике России заметна и довольно велика, и существенно превышает денеж ную оценку инвестиций в образование. Повышение уровня фактиче ского конечного потребления и уменьшение дифференциации его по регионам России можно попытаться обеспечить посредством повы шения качества образования и увеличения числа работников с выс шим образованием в регионах, особенно депрессивных, что, абсо лютно невозможно без существенного роста расходов на образование всех ступеней, начиная с дошкольного и начального до высшего и послевузовского. В настоящее время Россия все больше отстает от развитых стран не только по объемам финансирования образования и науки, но и по качеству образования. Многие преподаватели и уче ные, особенно молодые, вынуждены «подрабатывать» в частных фирмах и вузах (параллельно с работой в научных и учебных заведе ниях), чтобы содержать свои семьи. Такое положение, мягко говоря, не способствует успеху научных исследований и росту качеству об разования, а также, в конечном итоге, увеличению доходов и факти ческого конечного потребления домашних хозяйств. В коренной пе рестройке нуждается система оплаты и материального стимулирова ния труда в сфере образования и науки России для того, чтобы вы строить систему действенных материальных стимулов к росту уров ня научных исследований и качества образования. Но было бы по лезно модифицировать эту систему в соответствии с требованиями времени, чтобы повысить ее нацеленность на повышение результа тивности труда ученых и преподавателей вузов.

4.7. Оценка влияния человеческого капитала на доходы консолидированных бюджетов субъектов РФ В последние пятнадцать лет в России наблюдался быстрый рост числа студентов: оно выросло с 2790,7 тыс. чел. в 1995/ учебном году до 6214,8 тыс. чел. в 2008/2009 учебном году. Вы пуск специалистов из вузов вырос с 395,5 тыс. чел. в 1995 до 1358, тыс. чел. в 2008 гг.344. Некоторые экономисты, при обсуждении про блем образования в России, стали высказывать мнение об избыточ ном количестве студентов и специалистов с высшим образованием345.

Рост числа студентов при падении реальных доходов населения, рез ком изменении структуры спроса на профессии на рынке труда, и яв но недостаточном финансировании системы образования в России последние двадцать лет вызвал серьезную озабоченность многих ис следователей качеством подготовки специалистов и возможностями их эффективного использования346.


Быстрый рост платежеспособного спроса на рынке труда на специалистов с высшим образованием и соответствующий рост чис ла студентов наблюдается последние годы практически во всех стра нах мира. Как отмечает П.П. Лузан: «по общим темпам роста числа участников высшего образования наша страна серьезно отстает от мирового сообщества: количество обучающихся за 43 года в мире возросло в 8,5 раза, в России – лишь в 4 раза»347.

Как уже отмечалось, в новой теории роста важнейшим факто ром долговременного экономического роста считается человеческий капитал и его концентрация в крупных городах. Как известно, под человеческим капиталом понимают природные (наследуемые) и при обретенные способности людей, способствующие росту их произво дительности в общественном производстве. Как пишет Т. Шульц:

Регионы России: социально-экономические показатели. ЦБСД Роскомстата. 2008.

Ханин Г.И. Высшее образование и российское общество // ЭКО. 2008. № 9. С. 129;

Загладин Н.В. Проблема избыточности интеллектуального потенциала России. В: Человеческий капитал и Россия/Иванов Н.П., Марцинкевич В.И. и др. М.: ИМЭМОРАН, 2005. С. 60.;

Кольчугина М.

Нацпроект «Образование»: инноватизация подготовки кадров // МЭиМО. 2009. № 9. С. 65.

Там же.

Лузан П.П. Высшее образование в России: от разрушения к развитию // ЭКО. 2009. № 12. С. 89.

«Все человеческие способности являются или врожденными или приобретенными. Каждый человек рождается с индивидуальным комплексом генов, определяющим его врожденные способности.

Приобретенные человеком ценные качества, которые могут быть усилены соответствующими вложениями, мы называем человече ским капиталом»348.

Отдача от инвестиций в человеческий капитал выступает как в денежной (в виде более высоких доходов), так и в не денежной фор ме (например, большего удовлетворения от жизни и работы).

Р.И. Капелюшников пишет: «можно говорить о внутренних (част ных) и внешних (экстернальных) эффектах, связанных с инвестиция ми в человека. Частные выгоды достаются ему самому, экстерналь ные – третьим лицам»349. Выделяют «аллокационный эффект» кото рый «выражается, в частности, в том, что более образованные лица обычно первыми начинают осваивать новые технологии и продукты и внедрять их в свою производственную и потребительскую практи ку, В итоге выигрывают не только они, но и общество в целом…»350.

Одним из экстернальных эффектов человеческого капитала в денежной форме является увеличение налоговых и прочих доходов бюджетов всех уровней в странах и регионах. Действительно, рост запаса человеческого капитала в стране (или регионе) способствует увеличению доходов населения в этой стране или регионе, а, следо вательно, и росту бюджетных доходов. Поэтому не должна вызывать удивления возможность влияния человеческого капитала на доходы бюджетов регионов.

С другой стороны, бюджеты регионов России осуществляют расходы на образование, то есть инвестиции в человеческий капитал.

Насколько эффективны эти инвестиции? Окупаются ли они для госу дарственного бюджета? Можно ли оценить «бюджетную окупае мость» расходов на образование? С этой целью попытаемся оценить влияние накопленных в регионах России запасов человеческого ка питала на доходы консолидированных бюджетов субъектов РФ. Для этого построим и проверим на статистических данных Роскомстата простые регрессионные модели.

Schutz T.W. Investing in People: The Economics of Population Quality. Berkley, Calif.: Uni versity of California, 1981. P. 21. Цит. по: Фитц-енц, Як. Рентабельность инвестиций в персо нал: измерение экономической ценности персонала. М.: Вершина, 2006. С. 14.

Капелюшников Р.И. Записка об отечественном человеческом капитале: Препринт WP3/2008/01/. М.: Изд. дом ГУ ВШЭ, 2008. С. 8.

Там же.

Как отмечает Р.И. Капелюшников: «Со статистической точки зрения человеческий капитал обладает важным преимуществом: для него существуют «натуральные» измерители, которые – при всей их очевидной условности – значительно расширяют возможности меж странового анализа… это, во-первых, число накопленных лет обуче ния и, во вторых, доли работников, имеющих образование опреде ленного уровня»351. В данном параграфе к вышеупомянутым показа телям, характеризующим человеческий капитал регионов России до бавится еще один: численность работников с разными уровнями об разования. Можно добавить, что пространственный (межрегиональ ный) анализ влияния человеческого капитала на доходы в регионах России, в отличие от межстранового анализа, который проводят за падные экономисты, облегчается тем обстоятельством, что во всех регионах России существует единая система и действуют единые стандарты образования.

Для целей данного анализа построим ряд простых регрессион ных моделей и проведем их оценку на основе общедоступных дан ных, содержащихся в статистических сборниках «Регионы России:

социально-экономические показатели» за 2001–2008 гг.

Во-первых, проведем оценку параметром следующего уравне ния регрессии:

Yi A K i hi Li i, (4.13) где Yi – доходы консолидированного бюджета i-го субъекта России (всего);

K i – основные фонды i-го региона России;

hi – средний уровень образования занятого в экономике i-го реги она России населения;

Li – численность занятого в экономике i-го региона России населения;

i – случайный остаток.

Для учета различий в уровне экономического развития регионов и масштабов их экономики в расчете используется взвешенная ре грессия, в качестве «весов» используется переменная «доходы насе ления регионов». Кроме того, для исключения повторного счета ис ключены из расчета автономные округа, доходы бюджетов которых уже учтены в доходах более крупных регионов – краев или республик, Капелюшников Р.И. Записка об отечественном человеческом капитале: Препринт WP3/2008/01/. М.: Изд. дом ГУ ВШЭ, 2008. С. 4.

в которые они входят. Результаты расчетов за период с 2000 по гг. приведены в таблице 4.16. Коэффициенты детерминации регресси онных уравнений довольно высоки, они колеблются от 96 до 98%.

Большая часть коэффициентов при независимых переменных стати стически значима.

Таблица 4. Взаимосвязь доходов консолидированных бюджетов субъектов РФ (всего) с основными фондами регионов, численностью занятого населения и средним уровнем образования одного занятого в экономике регионов Показатели 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г. 2005 г. 2006 г. 2007 г. 2008 г.

регрессии Константа А -413106* -350252* -328962* -361975* -507339* -737199* -1825208* -1939411* -2406373* Станд. ошибка 195609,1 91178,8 102169,1 132098,8 12394 173490,8 295521,4 434719,8 538529, Коэф. (B) 0,152* 0,047* 0,032* 0,041* 0,057* 0,016* 0,012** 0,006 0,017* 0,012 0,004 0,004 0,004 0,003 0,004 0,005 0,006 0, Станд. ошибка 0,956* 0,404* 0,281* 0,418* 0,570* 0,171* 0,100** 0,055 0,201* Коэф. (Beta) Коэф. (B) 154824,** 25869,9* 23331,9* 26007,0** 38004* 54310,8* 138722,7* 144476,2* 176805,8* 78460,5 7400,7 8238,4 10674,1 9675,3 13934,6 23758,1 34558,5 41893, Станд. ошибка Коэф. (Beta) 0,104** 0,167* 0,118* 0,099** 0,121* 0,139* 0,275* 0,207* 0,204* Коэф. (B) -2,599 23,669* 37,687* 34,522* 24,417* 66,639* 86,816* 124,13* 130,628* 4,234 2,769 2,821 3,564 2,930 4,927 7,679 10,757 14, Станд. ошибка -0,062 0,481* 0,647* 0,507* 0,337* 0,706* 0,638* 0,741* 0,603* Коэф. (Beta) Коэф. детерм. 0,964 0,969 0,966 0,977 0,987 0,980 0,978 0,973 0, F 678,1 772,65 717,127 1042,3 1935,9 1225,5 1135,8 886,6 939, P – уровень 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0, Кол-во регионов 79 79 79 79 79 79 79 79 * Параметр имеет 1% значимость.

** Параметр имеет 5% значимость.

*** Параметр имеет 10% значимость.

Практически все коэффициенты при переменной «средний уровень обра зования» занятого в экономике регионов населения, характеризующей средний уровень человеческого капитала одного работника, статистически значимы на 1% уровне, причем нормированные коэффициенты (Beta), характеризующие вклад данной независимой переменной в консолидированные доходы вырос с 10% в 2000 до 20% и более в 2006–2008 гг. Можно сказать, что консолидиро ванные бюджетные расходы на образование, достигающие в последние годы в России 21–22% всех бюджетных расходов, практически полностью в тот же год возвращаются в бюджеты обратно.

Влияние основных фондов регионов на консолидированные доходы бюджетов субъектов РФ имеет явную тенденцию к снижению, в то время как влияние численности занятого в экономике регионов населения – яв ную тенденцию к росту. В 2000 г. влияние накопленных в регионах ос новных фондов на доходы консолидированных бюджетов было подавля юще большим, влияние же численности занятого в экономике регионов населения статистически незначимым. К 2006–2007 гг. их роли карди нально изменились, роль основных фондов резко упала, их влияние сни зилось во много раз, а численность работников в экономиках регионов стала решающим фактором, определяющим объясненную вариацию до ходов консолидированных бюджетов.

В таблице 4.17 приведены результаты расчета следующего уравнения регрессии:

yi a k i h i i, (4.14) где y i – налоговые доходы консолидированного бюджета i-го регио на в расчете на одного занятого в экономике региона;

k i – фондовооруженность труда в экономике i-го региона;

hi – средний уровень образования одного занятого в экономике i го региона;

i – случайный остаток.

Коэффициенты детерминации колеблются от 66 до 90%, коэф фициенты при независимых переменных для большей части лет рас сматриваемого периода статистически значимы на 1% уровне. Как и в предыдущем случае использовалась взвешенная регрессия.

Таблица 4. Взаимосвязь налоговых доходов консолидированных бюджетов субъектов РФ в расчете на одного занятого с фондовооруженностью труда и средним уровнем образования одного занятого в экономике регионов Показатели 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г. 2005 г. 2006 г. 2007 г. 2008 г.

регрессии Константа А -254,6* -158,04* -256,1* -244,6* -218,907* -382,8* -584,39* -1140,8* -1070,8* Станд. ошибка 32,918 10,220 28,077 17,056 36,126 28,804 26,308 58,523 57, Коэф. (B) 0,104* 0,048* 0,022* 0,039* 0,066* 0,016* 0,010* -0,003 0, Станд. ошибка 0,007 0,002 0,003 0,002 0,004 0,002 0,002 0,003 0, Коэф. (Beta) 0,837* 0,855* 0,531* 0,730* 0,835* 0,367* 0,188* -0,040 0, Коэф. (B) 95,079* 12,253* 20,734* 19,340* 16,532* 31,163* 47,644* 92,139* 85,087* 2,789 0,788 2,160 1,328 2,805 2,234 2,035 4,563 4, Станд. ошибка Коэф. (Beta) 0,410* 0,473* 0,635* 0,522* 0,277* 0,753* 0,892* 0,941* 0,914* Коэф. детер-ции 0,774 0,930 0,668 0,904 0,835 0,784 0,893 0,859 0, F 129,985 503,595 76,368 356,862 191,807 137,551 318,796 231,448 254, P – уровень 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0, Кол-во регионов 79 79 79 79 79 79 79 79 * Параметр имеет 1% значимость.

** Параметр имеет 5% значимость.

*** Параметр имеет 10% значимость.

Коэффициент при переменной «фондовооруженность труда»

имеет явную тенденцию к снижению со временем, причем для по следних двух лет данного периода он оказался статистически незна чимым. Коэффициент при переменной «средний уровень образова ния» занятого в экономике регионов населения имеет явную тенден цию к росту, нормированный коэффициент (Beta) постепенно вы рос с 0,41 в 2000 до 0,91 в 2008 гг.

То есть вклад человеческого капитала в объясненную вариацию налоговых доходов консолидированных бюджетов субъектов РФ в расчете на одного занятого вырос с 41% в 2000 г. до 91% в 2008 гг.

Очевидно, что вклад человеческого капитала в налоговые доходы субъектов РФ непрерывно рос на протяжении всего рассматриваемо го периода (см. табл. 4.17).

Этот вывод подтверждается данными таблицы 4.18, где приве дены результаты расчета уравнения 4.14, но с заменой переменной «уровень образования занятого в экономике регионов населения» на переменную «доля занятых с высшим образованием» в общей чис ленности занятых в экономике регионов.

Таблица 4. Взаимосвязь налоговых доходов консолидированных бюджетов субъектов РФ в расчете на одного занятого с фондовооруженностью труда и долей занятых с высшим образова нием занятого в экономике регионов России населения Показатели 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г. 2005 г. 2006 г. 2007 г. 2008 г.

регрессии Константа А -26,17* -19,13* -19,74* -22,15* -29,38* -24,37* -35,16* -79,88* -61,87* Станд. ошибка 2,460 1,489 3,993 2,072 4,616 3,615 3,360 7,091 6, Коэф. (B) 0,107* 0,049* 0,025* 0,042* 0,068* 0,018* 0,012* 0,003 0, 0,006 0,002 0,003 0,002 0,004 0,002 0,002 0,003 0, Станд. ошибка Коэф. (Beta) 0,860* 0,882 0,595* 0,779* 0,866* 0,417* 0,242* 0,042 0, Коэф. (B) 0,511* 0,732* 1,190* 0,969* 0,856* 1,600* 2,432* 4,731* 4,141* 0,056 0,047 0,130 0,064 0,144 0,114 0,103 0,238 0, Станд. ошибка Коэф. (Beta) 0,461* 0,474* 0,626* 0,523* 0,277* 0,749* 0,884* 0,911* 0,887* Коэф. детер-ции 0,815 0,929 0,650 0,909 0,836 0,786 0,895 0,856 0, F 167,554 498,770 70,665 377,839 193,49 139,514 322,937 225,20 242, P – уровень 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0, Кол-во регионов 79 79 79 79 79 79 79 79 * Параметр имеет 1% значимость.

** Параметр имеет 5% значимость.

*** Параметр имеет 10% значимость.

Коэффициенты детерминации варьируются в пределах 65–91% по годам, для которых проводились расчеты. Практически все коэф фициенты при независимых переменных статистически значимы, за исключением коэффициентов для переменной «фондовооруженность труда» для 2007 и 2008 гг. Наблюдается довольно четкая тенденция к росту коэффициентов при переменной «доля занятых с высшим об разованием» со временем, как ненормированного, с 0,51 в 2000 до 4,12 в 2008 гг., так и нормированного, характеризующего вклад дан ной переменной в объясненную вариацию зависимой переменной, с 0,46 в 2000 до 0,88 в 2008 гг.

Таким образом, если в 2000 г. рост доли занятых с высшим обра зованием в общей численности занятых в экономике российских регио нов на один процент сопровождался ростом налоговых доходов в расче те на одного занятого на 0,51%, то к 2008 г. это соотношение увеличи лось до 4,12%.

Очевидно, что при быстром падении роли фондовооруженности труда, как фактора обеспечивающего поступление налогов в бюдже ты всех уровней, на протяжении рассматриваемого периода быстро росла роль человеческого капитала, как фактора обеспечивающего налоговую базу консолидированных бюджетов субъектов РФ, став шего к 2007–2008 гг., по-существу, главным, если не единственным источником налоговых доходов.

Для выявления роли в формировании налоговой базы регионов России работников с разными уровнями образования рассмотрим ре зультаты расчета следующего регрессионного уравнения:

Yi A A0K i A1L1i A2L2i A3L3i i, (4.15) где Yi – доходы консолидированного бюджета i-го субъекта России (всего);

K i – основные фонды i-го региона России;

L1i – численность занятых с высшим и незаконченным высшим об разованием в экономике i-го региона России населения;

L2 i – численность занятых со средним специальным и начальным профессиональным образованием в экономике i-го региона России населения;

– численность занятых со средним общим образованием (и неза L3i конченным средним) в экономике i-го региона России насе ления;

i – случайный остаток.

В таблице 4.19 приведены результаты расчета регрессионного уравнения 4.15 на основе статистических данных Росстата за период 2000–2008 гг. Использовалась «взвешенная» регрессия, в качестве «ве сов», как и ранее, использовалась переменная «доходы населения реги онов».

Таблица 4. Взаимосвязь налоговых доходов консолидированных бюджетов субъектов РФ с основными фондами и другими переменными Показатели 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г. 2005 г. 2006 г. 2007 г. 2008 г.

регрессии Константа А -2144,9 - -7226,8** -4907,4** -2203,2 -8254,4** -6952,4** -12187,5 -6614, Станд. ошибка 2022,0 2446,5*** 3262,8 1870,0 1861,5 3206,2 3335,9 7410,7 6502, 1332, Коэф. А0 (B) 0,119* 0,049* 0,037* 0,041* 0,067* 0,045* 0,008* -0,005 0, Станд. ошибка 0,005 0,001 0,002 0,001 0,001 0,005 0,001 0,003 0, Коэф.А0 (Beta) 1,114* 0,575* 0,376* 0,527* 0,913* 0,306* 0,086* -0,046 0, Коэф. А1 (B) 24,139* 55,240* 84,963* 74,752* 51,045* 112,64* 202,1* 387,8* 361,54* Станд. ошибка 4,886 4,560 8,045 2,630 3,732 5,895 5,065 16,998 12, Коэф.А1 (Beta) 0,447* 0,775* 0,824* 0,690* 0,407* 0,745* 0,994* 1,114* 1,051* Коэф. А2 (B) -38,480* -20,753* -5,251 -23,042* -16,25*** 2,919 -5,834 11,852 10, Станд. ошибка 10,128 6,647 14,225 7,145 8,220 12,496 11,289 29,733 22, Коэф.А2 (Beta) -0,481* -0,242* -0,041 -0,144* -0,102*** 0,015 -0,019 0,026 0, Коэф. А3 (B) - -17,294* -40,163* -13,474 -43,221* -33,227** -59,806* -196,557* -159,656* Станд. ошибка 19,307** 5,936 14,039 9,309 8,672 14,642 -0,067 30,164 28, Коэф.А3 (Beta) 8,735 -0,058* -0,116* -0,046 -0,110* -0,065** -0,067 -0,128* -0,103* -0,097** Коэф. Детерм. 0,985 0,995 0,986 0,996 0,998 0,995 0,998 0,996 0, F 1256,1 3762,9 1317,3 4958,1 7398,6 3803,4 7803,1 4205,4 5596, P – уровень 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0, Кол. регионов 79 79 79 79 79 79 79 79 * Параметр имеет 1% значимость.

** Параметр имеет 5% значимость.

*** Параметр имеет 10% значимость.

Коэффициенты детерминации очень высоки, они колеблются в пределах 98,5–99,8%, большая часть коэффициентов при независимых переменных статистически значима. Коэффициенты А0 при переменной «основные фонды регионов» имеют тенденцию к снижению со време нем, в 2007 и 2008 гг. они стали статистически незначимыми. Данный факт свидетельствует о снижении роли физического капитала в форми ровании доходов консолидированных бюджетов субъектов РФ. Коэф фициенты А1 при переменной «численность занятого населения с выс шим и незаконченным высшим образованием», напротив, имеют тен денцию к быстрому росту со временем. Ненормированные коэффициен ты А1 выросли с 24,1 в 2000 до 361,5 в 2008 гг., а нормированные с 0, в 2000 до 1,05 в 2008 гг. То есть, если в 2000 г. вклад данной переменной в объясненную вариацию зависимой переменной составлял менее поло вины, то к 2007–2008 гг. она осталась единственной переменной, оказы вающей положительное влияние на величину налоговых доходов субъ ектов РФ и на сто процентов объясняющей вариацию этих налоговых доходов по регионам России.

Переменная «численность занятого населения со средним об щим и незаконченным средним образованием» оказывала негативное статистически значимое влияние на зависимую переменную на про тяжении всего рассматриваемого периода. То есть рост численности работников с низким уровнем образования и, как правило, малоква лифицированных, оказывал отрицательное влияние на налоговые до ходы консолидированных бюджетов субъектов РФ.

Переменная «численность занятого населения со средним специ альным и начальным профессиональным образованием» также в период с 2000 по 2004 гг. оказывала отрицательное влияние на величину нало говых доходов регионов России, в период с 2005 по 2008 гг. она оказа лась статистически малозначимой (см. табл. 4.19).

Используя данные о налоговых доходах бюджетов субъектов РФ можно рассчитать и налоговые (экстернальные) нормы отдачи образова ния, то есть нормы отдачи образования для бюджетов субъектов РФ.

Для этого используем следующее уравнение регрессии:

ln I i A ln ki hi a1di i, (4.16) где I i – сумма налоговых доходов i-го субъекта РФ (по видам, в рас чете на одного занятого в экономике региона);

k i – фондовооруженность труда в i-м регионе (тыс. руб. на од ного занятого);

hi – средний уровень образования одного занятого в экономике i-го региона (лет);



Pages:     | 1 |   ...   | 6 | 7 || 9 | 10 |   ...   | 11 |
 





 
© 2013 www.libed.ru - «Бесплатная библиотека научно-практических конференций»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.