09 января 2016г.
Аннотация: в данной статье рассматривается комплекс мер, направленных на повышение совокупной факторной производительности как залога снижения межрегиональной дифференциации доходов в экономике России в период кризиса, начавшегося в 2014 г. Зависимость между данными параметрами обосновывается с помощью построения регрессионной модели на примере субъектов Центрального Федерального округа.
Ключевые слова: дифференциация доходов, совокупная факторная производительность, индекс Тэйла, социальная политика, регрессия.
Согласно официальным статистически данным и мнению большинства независимых ученых-экономистов начиная с 2014 г. экономика России находится в ситуации полномасштабного кризиса. В качестве основных его причин принято указывать значительное падение мировых цен на нефть и санкции, введенные странами Запада в связи с событиями на Украине [3]. Первый фактор обусловил резкое падение курса рубля по отношению к доллару и евро, что привело к сильному удорожанию импортных товаров, занимавших высокий удельный вес в потреблении большинства российских домохозяйств. В свою очередь, санкции сильно ограничили возможности российских банков и корпораций получать долгосрочные кредитные ресурсы по относительно невысоким процентным ставкам, а также использовать ряд передовых технологий, прежде всего, в нефтегазовой отрасли.
Следует отметить, что тенденция к снижению темпов экономического роста наблюдалась в отечественной экономике на протяжении последних четырех лет: с 4,3 % в 2010 г. до 0,6 % в 2014 г. [3]. Подобная негативная ситуация со всей очевидностью отражает исчерпание источников роста, характерных для периода 1999-2008 гг., и наличие целого ряда структурных проблем, связанных с чрезмерной ориентацией на добычу и экспорт сырья, неразвитостью институциональной среды, неудовлетворительным состоянием отраслей, формирующих человеческий капитал и т.д. Таким образом, падение нефтяных цен и санкции сыграли роль своеобразных индикаторов, указывающих на ряд серьезных долгосрочных проблем, которые требуют серьезных шагов со стороны государства по их разрешению.
В условиях наметившегося спада в экономике России не перестает терять свою актуальность вопрос о снижении межрегионального неравенства в распределении подушевых денежных доходов. Причем, данная проблема стояла перед региональными и федеральными органами власти стояла на протяжении всего постсоветского периода развития нашей страны [6].
В общем случае на уровень межрегиональной дифференциации доходов оказывает влияние большое количество разнообразных факторов: демография, образовательно-квалификационный уровень работников, отраслевая структура экономики и ее конкурентоспособность, обеспеченность физическим капиталом, технологиями, природными ресурсами, качество институциональной среды, государственная политика по перераспределению доходов между регионами и т.д. Причем, влияние интенсивных факторов роста экономики на вышеназванный показатель может быть отражено с помощью такого интегрального, обобщающего индикатора как совокупная факторная производительность (СФП), разработанного американскими экономистами Р. Солоу [8] и Дж. Кендриком [7]. На фоне исчерпания экстенсивных факторов роста и снижения финансовых возможностей российского государства по дотированию регионов-аутсайдеров целесообразно рассмотреть его место и роль в снижении избыточной межрегиональной дифференциации доходов в экономике современной России.
Для определения влияния СФП на неравномерность распределения подушевых доходов между регионами России рассмотрим статистические данные, касающиеся 18 субъектов Центрального федерального округа за период 1995-2013 гг. В первую очередь, сюда необходимо отнести валовой региональный продукт, численность занятых, полную учетную стоимость основных фондов, инвестиции в основной капитал, располагаемые денежные доходы населения [4]. Для приведения номинальных показателей до их реальных значений используем индексы-дефляторы цен, приняв 1995 г. как базовый. Данные показатели позволяют исчислить темпы роста совокупной факторной производительности и определить их влияние на межрегиональную дифференциацию доходов с помощью регрессионной модели, строящейся на основе метода наименьших квадратов.
На первом этапе необходимо рассчитать уровень совокупной факторной производительности с помощью следующей формулы [1]:
где Yt – объем производимой валовой продукции, A(t) – индекс совокупной факторной производительности, It – инвестиции в основной капитал, Lt – численность занятых, α и β – коэффициенты эластичности объемов выпуска продукции по инвестициям и труду, равные соответственно 0,3 и 0,7.
Подобная формула является весьма упрощенной, т.к. в ней используются инвестиции в основной капитал вместо стоимости реально функционирующего капитала, а значения взвешивающих коэффициентов a и b априорно принимаются равными 0,3 и 0,7. Первое допущение обусловлено тем, что публикуемый Росстатом показатель полной учетной стоимости основных фондов малоинформативен и требует корректировки на амортизацию, загрузку производственных мощностей и индексы-дефляторы цен на основной капитал. К большому сожалению, эти данные по экономике России и ее регионов либо вообще отсутствуют либо охватывают лишь часть рассматриваемого временного периода. Второе допущение связано с аномальностью значений взвешивающих коэффициентов, получаемых на основе производственной функции Кобба-Дугласа, корректность построения которой для российских данных часто ставится под сомнение [2].
Второй этап предполагает получение регрессионной зависимости индекса Тейла для межрегиональной дифференциации доходов от СФП и неравномерности распределения инвестиций:
ITYd = 0,169 – 0,162*TFPg + 0,207*ITIr , (3)
гдеITYd – энтропийный индекс Тейла для реальных подушевых располагаемых доходов населения [5], TFPg – темп роста совокупной факторной производительности, ITIr – энтропийный индекс Тейла для инвестиций в сопоставимых ценах.
Для данной модели множественный коэффициент детерминации R2 равен 0,91. Это позволяет говорить о том, что вариация индекса Тейла для доходов на 91 % определяется динамикой СФП и индексом Тейла для инвестиций. F-критерий Фишера, равный 79,21, больше своего табличного критического значений, а значит, полученная модель является адекватной. Наконец, t-критерии Стьюдента t0 = 2,32, t1 = -5,57 и t2 = 4,72, модули которых также превосходят табличные значения, говорят о статистической значимости всех трех полученных коэффициентов в регрессионном уравнении.
Таким образом, можно говорить о статистически и экономически значимом отрицательном влиянии совокупной факторной производительности на межрегиональную дифференциацию доходов в Центральном федеральном округе, являющегося общероссийским лидером по уровню производства и деловой активности. Это говорит о том, что важную роль в снижении избыточной неравномерности распределения подушевых доходов между регионами должны играть внедрение новых технологий, техники, улучшение институциональной среды, совершенствование параметров человеческого капитала. Отсюда имеет смысл сделать вывод о том, что в условиях кризиса федеральным и региональным органам власти имеет смысл наращивать расходы на направления, способные оказывать позитивное влияние на темпы роста совокупной факторной производительности: образование, здравоохранение, научно-исследовательские и опытно-конструкторские разработки. Помимо этого, необходимо проведение структурных реформ, способных улучшить функционирование базовых институтов рынка и государственного регулирования экономики.
Список литературы
1. Бессонов В.А. О динамике совокупной факторной производительности в российской переходной экономике / В.А. Бессонов // Экономический журнал Высшей школы экономики. – 2004. – № 4. – С. 542- 587.
2. Воскобойников И.В. Оценка совокупной факторной производительности российской экономики в период 1961-2001 гг. с учетом корректировки динамики основных фондов: монография / И.В. Воскобойников. – М.: Изд-во ГУ ВШЭ, 2003. – 40 с.
3. Прогноз социально-экономического развития Российской Федерации на 2015 год – (economy.gov.ru/wps/wcm/connect/69429320-a2fe-49ea-9823-bf6ea17ab6b3/ Прогноз+2015+- +пояснительная+записка.pdf).
4. Регионы России. Социально-экономические показатели – (http: //www.gks. ru/wps/wcm/connect/rosstat_main/rosstat/ru/ statistics/publications/ catalog / doc_1138623506156).
5. Толмачев М.Н. Энтропийные меры неравенства в исследовании концентрации сельскохозяйственного производства / М.Н. Толмачев, В.В. Носов // Вопросы современной науки и практики. – 2010. – № 7. – С. 260-268.
6. Чистик О.Ф. Анализ уровня и дифференциации доходов населения в регионах Российской Федерации / О.Ф. Чистик // Вестник Самарского государственного экономического университета. – 2015. - № 1. – С. 71- 76.
7. Kendrick J.W. Productivity Trends in the United States / J.W. Kendrick. – Princeton: Princeton University Press, 1961. – 630 p.
8. Solow R.M. Technical Change and the Aggregate Production Function / R.M. Solow // Review of Economics and Statistics. – 1957. – № 3. – pp. 312-320.
