Обучение

Learning

Образование

Education

Исследования

Research

Комментарии

Commentaries

e-mail: info@lerc.ru
блог: lerc.livejournal.com

«Проблемы региональной экономики»

Выпуск № 39

Корчагин Ю.А.

Совик Л.Е., Зиновьева О.Ю.

ИНТЕЛЛЕКТУАЛЬНЫЙ КАПИТАЛ: ТЕОРЕТИЧЕСКИЙ АСПЕКТ

Логунов В.Н.

ФАКТОРНАЯ ЗАВИСИМОСТЬ ИННОВАЦИОННОГО ПРОЦЕССА В РЕГИОНАХ РОССИИ

Саликов Ю.А., Горбанева Ю.Ю.

ОПРЕДЕЛЕНИЕ РАСХОДОВ И ИЗДЕРЖЕК ПРЕДПРИЯТИЯ, СВЯЗАННЫХ С ПРИОБРЕТЕНИЕМ НОВЫХ РЕСУРСОВ

Радченко В.М., Малеева И.И.

ПРОБЛЕМЫ ПОВЫШЕНИЯ ЭФФЕКТИВНОСТИ ИСПОЛЬЗОВАНИЯ ИНВЕСТИЦИОННЫХ РЕСУРСОВ В УСЛОВИЯХ ГЛОБАЛЬНОГО ФИНАНСОВОГО КРИЗИСА

Журавлев Ю.В., Еремина Т.А.

ПРОГРЕССИВНЫЕ НАПРАВЛЕНИЯ СОВЕРШЕНСТВОВАНИЯ СОЦИАЛЬНЫХ МЕР РЕГИОНА, УРОВНЯ ДОХОДОВ НАСЕЛЕНИЯ И РАЗВИТИЯ ЧЕЛОВЕЧЕСКОГО КАПИТАЛА

Еремина Т.А.

МОДЕЛЬ ВЗАИМОСВЯЗИ РАЗВИТИЯ ОБЩЕСТВА И УРОВНЯ ЧЕЛОВЕЧЕСКОГО КАПИТАЛА

Мороз Ю.А.

МЕТОДЫ ОПРЕДЕЛЕНИЯ КАЧЕСТВА УПРАВЛЕНИЯ КОРПОРАТИВНЫМИ СТРУКТУРАМИ

Щербинина И.А.

ПРОБЛЕМЫ ОПРЕДЕЛЕНИЯ ТАМОЖЕННОЙ СТОИМОСТИ ТОВАРОВ

Еремина Т.А.16.09.2017

МОДЕЛЬ ВЗАИМОСВЯЗИ РАЗВИТИЯ ОБЩЕСТВА И УРОВНЯ ЧЕЛОВЕЧЕСКОГО КАПИТАЛА

 

Реальные последствия рыночной трансформации, получившие свое проявление в значительной дифференциации доходов на уровне стран и регионов, свидетельствуют о необходимости внедрения прогрессивной системы социальных мер в регионах, что будет способствовать развитию производительности труда, человеческого капитала и структурировать справедливо доходы населения..

В целом дифференциация доходов населения в обществе, где господствуют рыночные отношения, – явление естественное, закономерное. Неравное имущественное положение членов общества считается одним из мощных стимулов социально-экономического прогресса, развития человеческого капитала, но только тогда, когда для каждого человека созданы относительно одинаковые возможности реализовать свой потенциал.

Усиление неравенства в распределении доходов заставляет изучить его причины и убеждает в необходимости повысить регулятивное воздействие государства, с тем, чтобы социально-экономическая дифференциация населения не достигла критической точки.

Взаимосвязи экономического развития и уровня дифференциации доходов в обществе посвящено немало публикаций теоретической и эмпирической направленности. Исследуются два взаимосвязанных аспекта данной проблемы: влияние экономического роста (учитывающего развитие производительных сил и человеческого капитала в интересах инновационного развития) на дифференциацию доходов, и, наоборот, – влияние дифференциации на экономический рост предприятий и регионов. Последний влияет на дифференциацию доходов через разнообразные каналы – распределение ресурсов между секторами экономики, ценовую политику, занятость, заработную плату и др., будучи важным условием повышения доходов населения и уменьшения бедности в обществе. В свою очередь, распределение доходов имеет решающее значение для экономического развития, поскольку оно влияет на производительность труда и экономики в целом, а также обуславливает развитие человеческого капитала, масштабы бедности, что сказывается на социальной стабильности в стране.

Изучению этой темы положил начало С. Кузнец (1971), в труде «Экономический рост и экономическое неравенство», где изложил гипотезу, согласно которой на ранних стадиях роста неравенство в распределении доходов увеличивается, потом стабилизируется и, наконец, по достижении экономикой определенного уровня начинает сокращаться [1]. Графически эта зависимость отражается как перевернутая U-образная кривая.

При построении моделей мы учитывали, что конечная статистическая модель должна соответствовать ряду требований, а именно: объяснять не менее 60 % вариации результативного признака (R2 > 60 %); стандартное отклонение не может превышать 5 % от среднего уровня; все оценки коэффициентов конечного уравнения должны быть статистически значимыми при а = 0,05; кроме того, результативный и факторный признаки были прологарифмированы для выполнения условий нормальности соответствующих распределений.

По результатам проведенного анализа было построено несколько регрессионных уравнений, которые отличаются набором факторных переменных:

In уt = а0 + а1In хt1 + а2In хt2,

где Inуt – результативная переменная (натуральный логарифм коэффициента Джини); хt, хt2 – факторные переменные; а0 свободный член уравнения регрессии (в общем случае – это значение логарифма коэффициента Джини при нулевых значениях других факторных признаков, In хt, 1п хt2 не могут быть равны нулю); аi – коэффициенты регрессии, отражающие степень изменения коэффициента Джини в зависимости от факторных признаков, i = 1,2.

Моделирование уровня дифференциации денежных доходов (расходов) населения привело к следующим трем равенствам:

In уt = 4,045 - 0,736 I nхt1 + 0,4411п хt2 (1)

где хt1 – среднегодовые темпы роста ВВП; хt2 – пенсионная нагрузка. Характеристики качества данной модели: R2 = 0,87, F= 26,84;

I nуt = 5,94- 0,536 I n хt1 +0,017 Inхt2, (2)

где хt1 – индекс реальной среднемесячной заработной платы; хt2 – пенсионная нагрузка. Характеристики качества данной модели; R2 = 0,86, F= 25,18;

In у, = -1,895 - 0,005 !п хt1 + 0,9141п хt2 , (3)

где хt1 – индекс производительности труда в промышленности; хt2 – пенсионная нагрузка. Характеристики качества данной модели: R2 = 0,83, F= 17,22.


Таблица 1 - Корреляция макроэкономических показателей

Воронежской области и коэффициента Джини *

Показатель

 

Коэффициент

корреляции

Пирсона

Статистичес-кая значимость

Количество наблюдений

(N)

Темпы роста ВРП (% к предыду­щему году)

-0,88(**)

0,000

 

10

 

Индекс реальных доходов населения (% к предыдущему году)

-0,83(**)

 

0,002

 

10

Индекс потребительских цен (%, декабрь к декабрю предыдущего года)

0,65

 

0,035

 

10

Уровень безработицы по методологии
МОТ(%)

-0,01

 

0,031

 

10

Пенсионная нагрузка

0,82(**)

0,004

10

Соотношение минимальной заработной платы и положительного минимума (%)

-0,54

 

0,045

 

10

Доля социальных трансфертов в ВРП (%)

-0,57

 

0,083

 

10

Индекс реальной среднемесячной заработной платы (%, декабрь к декабрю
предыдущего года)

-0,92(**)

 

0,000

 

10

Индекс производительности труда в промышленности (%, к предыдущему году)

-0,81(**)

 

0,057

 

10

*Источник; авторские расчеты с использованием процедур пакета 5Р53.10.
** Корреляция существенная < 0,01).

По характеристикам качества моделей (значению коэффициента детерминации, F-критерию, t-статистикам) выявлено, что наиболее адекватным, то есть таким, что способно реально описать связь между коэффициентом Джини и выбранными факторными переменными, является двухфакторное уравнение (1). Характеристики данной регрессионной модели рассчитаны при помощи процедур пакета 5Р55.10.

Характеристики полученного регрессионного уравнения можно интерпретировать следующим образом: свободный член уравнения (а0 - это постоянная величина, характеризующая значение логарифма коэффициента Джини при нулевых значениях других факторных признаков. То есть коэффициент Джини составит ехр(4,045) = 53,11 при условии, что другие факторы, включенные в модель, не будут влиять на уровень дифференциации.

Коэффициент регрессии при In хt1 (-0,736) означает, что с увеличением натурального логарифма среднегодового темпа роста ВРП на единицу, при прочих равных условиях, величина In у, (натуральный логарифм коэффициента Джини) уменьшится на 0,736, а значение последнего – в ехр(0,736)=2,087 раза. То есть на основе анализа статистических данных за 10 лет (1996-2006 гг.) можно утверждать, что экономическое развитие в области, которое в нашем исследовании выражается среднегодовым темпом роста ВРП, оказывало снижающее влияние на уровень дифференциации доходов населения.

Коэффициент регрессии при Inхt2 (0,441) показывает, что с увеличением значения натурального логарифма пенсионной нагрузки, при прочих равных условиях, на единицу величина натурального логарифма коэффициента Джини возрастет на 0,441, а его значение - в ехр(0,441 )=1,554 раза. То есть рост пенсионной нагрузки приводит к увеличению дифференциации.

Сравнение прямой оценки коэффициента Джини в 2006 г. (32,7) с оценкой, полученной в ходе моделирования (32,42), свидетельствует об их достаточной близости.

Таким образом, сильнее всего влияют на дифференциацию денежных доходов населения такие факторы, как валовой региональный продукт, производительность труда, пенсионная нагрузка, уровень реальных доходов и реальной заработной платы населения. Установлено, что социальные трансферты не имеют решающего значения для уровня дифференциации денежных доходов (расходов), а повышение доли социальных трансфертов ВРП до 2004 г. вызывало увеличение дифференциации.

Мы показали, что темпы роста ВРП и реальных доходов существенно сказываются на уровне дифференциации в обществе, а, следовательно, и снижение уровня человеческого капитала. Однако следует подчеркнуть, что экономический рост не приводит автоматически к преодолению бедности и уменьшению чрезмерной дифференциации. Только тогда, когда его результаты направлены на достижение целей человеческого развития, можно говорить о решении социальных проблем. Опыт развитых стран убеждает, что лишь благодаря существенным государственным инвестициям в человеческий капитал и прогрессивной системе социальных мер возможно уменьшить неравенство в распределении доходов и достигнуть согласия в обществе. Социальное развитие – это и следствие, и решающий фактор не только экономического роста, но и роста человеческого капитала, поскольку повышение уровня человеческого капитала является стимулом к труду, источником платежеспособного спроса. Для подъема уровня жизни населения Воронежской области необходимо принимать меры государственной политики, направленные на наиболее рациональное использование результатов экономического роста. Речь идет о создании условий для образования работников предприятий, и в то же время увеличения занятости, повышения производительности и оплаты труда, обеспечения социальных стандартов (в частности, минимальной заработной платы, способствующей продолжению обучения) и развития человеческого капитала.

 

Список литературы

 

1. Кuznets S.. Есоnоmic Growth and Income Inequality «Аmerican Есоnоmic Review» - 1955. - № 1 (45). - р. 1-28.

2. Кушнарёва, О. С. Построение государства благосостояния и социально-экономические преобразования в современной России / О. С. Кушнарёва, Л. И. Матузенко // Менеджмент в России и за рубежом. –2004. – № 6. – С. 37-43.

3. Бобков, В. Анализ социально-экономической дифференциации / В. Бобков // Экономист. – 2003. - № 7. - С. 10-20.

Яндекс цитирования