CC BY
57
УДК 332.12
процесс реструктуризации экономики региона: динамика сдвигов в отраслевой структуре
а. н. петров,
кандидат химических наук, доцент кафедры управления и экономико-математического моделирования E-mail: petrov_a-n@mail. ru Ивановский государственный химико-технологический университет
С точки зрения системного подхода проведен сравнительный анализ величины, скорости и интенсивности сдвигов в отраслевой структуре валового внутреннего продукта, основных фондов и занятости в 1990—2009 гг. в экономике Ивановской области, Центрального федерального округа и Российской Федерации. Выявлены основные тенденции в процессах отраслевой реструктуризации анализированных экономических систем. Проведено обоснование выбора методов измерения сдвигов в отраслевой структуре региональной экономики.
Ключевые слова: экономика региона, валовой внутренний продукт, основные фонды, занятость, отраслевая структура, структурный сдвиг, структурные различия, динамика.
Глубокое изучение совокупностей социально-экономических явлений, протекающих в региональной экономике, невозможно без анализа их структуры. Исследование состава системы представляет расчленение ее на отдельные элементы. Обычно такое расчленение изучаемой системы на части осуществляется с помощью группировок. Динамический анализ показателей структуры — один из важнейших инструментов изучения закономерностей развития экономических явлений во времени.
Настоящая статья продолжает цикл работ [7—9], посвященных анализу процесса отраслевой реструктуризации экономики региона на примере Ивановской области. В работах используется системный подход, в соответствии с которым экономическая система региона рассматривается как
подсистема экономической системы Центрального федерального округа, в который входит Ивановская область. В свою очередь, экономическая система Центрального федерального округа является подсистемой экономической системы Российской Федерации. Таким образом, для выявления специфики процесса отраслевой реструктуризации экономики региона необходимо проводить сравнительный анализ указанных процессов во всех трех экономических системах.
Процесс отраслевой реструктуризации региональной экономической системы сопровождается межотраслевой миграцией основного капитала и трудовых ресурсов. Без анализа динамики отраслевой структуры основного капитала и занятости региона описание процесса реструктуризации его экономики будет неполным.
В последние годы в отечественной экономической науке обнаруживается недостаток исследований, базирующихся на прочном эмпирическом фундаменте, в которых с позиции единого методологического подхода проводился бы анализ динамики отраслевых структурных изменений валового регионального продукта, основных фондов и занятости в региональной экономике начиная с 1990 г. и по настоящее время.
Задачи оценки структурных сдвигов можно разделить на два типа: частные и общие. В частных измеряются абсолютные приросты или темпы роста удельного веса, доли отдельных структурных подразделений в структуре системы. В общих задачах
дается сводная количественная характеристика структурных сдвигов в целом. Результаты решения частных задач оценки процесса отраслевой реструктуризации региональной экономики в рамках системного подхода опубликованы автором в работах [7—9]. Там же проведен сравнительный анализ экономической эффективности процесса отраслевой реструктуризации экономики региона. Настоящая работа посвящена обоснованию выбора методов измерения сдвигов в отраслевой структуре региональной экономики и анализу динамики структурных сдвигов валового регионального продукта, стоимости основных фондов и занятости в экономике Ивановской области, Центрального федерального округа и России в целом за 20 лет экономических реформ.
Проведение анализа процесса отраслевой реструктуризации региональной экономики за весь период экономических реформ, начиная с 1990 г. по настоящее время, наталкивается на трудности информационного обеспечения исследований, носящих объективный характер. Указанные трудности описаны в работах [7—9], причем основными из них являются:
1) статистические данные о величине, структуре и динамике валового регионального продукта (ВРП) регионов за период 1990—1995 гг. Федеральной службой государственной статистики не опубликованы [7];
2) статистические сборники Росстата содержат информацию о структуре и динамике основных фондов регионов в сокращенном виде [9], что является причиной менее подробного анализа динамики отраслевой структуры основных фондов Центрального федерального округа;
3) переход с 2005 г. к предоставлению официальной статистической информации на основе Общероссийского классификатора видов экономической деятельности (ОКВЭД) вместо действовавшего с 1976 г. Общесоюзного классификатора «Отрасли народного хозяйства» (ОКОНХ). Значительные расхождения ОКОНХ и ОКВЭД содержатся прежде всего в объекте классификации. Единицей классификации ОКОНХ является состоящее на самостоятельном балансе предприятие. В ОКОНХ отрасль представляет совокупность предприятий, производящих однородную продукцию. В ОКВЭД объектом классификации является вид экономической деятельности, который характеризуется затратами на производство, процессом производс-
тва и выпуском продукции (оказанием услуг). В классификации видов деятельности заложен принцип распределения хозяйствующих субъектов по признаку добывающих, обрабатывающих и предоставляющих услуги. Классификатор ОКОНХ выделял 24 отрасли, которые разделялись на подотрасли. Далее шло разделение на виды, группы и подгруппы. Классификатор ОКВЭД делит все виды экономической деятельности на 17 разделов, каждый из которых разделяется на несколько классов. Далее идет разделение на подклассы и группы. Состыковка динамических рядов экономических показателей до 2005 г. и с 2005 г. представляет существенную методологическую проблему.
Для решения третьей проблемы было предложено использовать для анализа процесса реструктуризации региональной экономики укрупненную отраслевую структуру объекта исследования, для построения которой подходят статистические показатели, сгруппированные как в соответствии с классификатором ОКОНХ, так и с классификатором ОКВЭД [7—9]. В укрупненную отрасль, условно названную «сельское хозяйство», кроме сельского хозяйства входят охота и лесное хозяйство, а также рыболовство и рыбоводство. В укрупненную отрасль, условно названную «государственные услуги», входят отрасли, оказывающие услуги, финансирование которых в основном осуществляется за счет средств бюджетов различных уровней и внебюджетных фондов. В укрупненную отрасль, названную «прочие услуги», входят отрасли, не вошедшие в первые три укрупненные отрасли, оказывающие услуги. С одной стороны, предложенная укрупненная отраслевая структура экономики относительно проста в плане группировки и пересчета величин статистических показателей, публикуемых Федеральной службой государственной статистики, а с другой — достаточно информативна в плане описания процесса реструктуризации экономики.
На рис. 1—9 приведены отраслевые структуры ВРП, среднегодовой стоимости основных фондов и среднегодовой занятости анализируемых экономических систем. Рисунки взяты из работ [7—9] и дополнены последними данными из статистических сборников [6, 11, 12]. Отраслевая структура ВРП, основных фондов и занятости, приведенная на рис. 1—9, является информационной базой измерения и анализа структурных сдвигов в региональной экономике.
100
60
40
20
11,7
48,1;
10,9'
¡8,9ч
177, ¿и.
¡7,8^
12,9
7,5 3,5
8,0
5,6!
У/л
'13,1,
7,4
,13,1'
г
5,8
щ 10,1
12,6
:5,7:
щ
%6<
'/А
Щ
¡9,0/
9,6
18,5
10,7
/7,7/
^9,4.
12,9
9,4
11,5
5,8
;7,б?
10,5
5,7
Щ
24,1
17,4
8,3
, /
16,1
9,4
7^7
/5,9'
иА
1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009
□ Промышленность И Сельское хозяйство ЕЭ Строительство И Транспорт и связь В Торговля Ы Гос. услуги Ш Прочие услуги
Рис. 1. Отраслевая структура валового регионального продукта Ивановской области в 1996—2009 гг., %
100
80
60
40
20
9,1
11,0 ш
8,9
7%
'7,6;
•¿а
14,4
26,0
11,5
8,4
,-ТТ-л
¡5,2' '¿¿и
25,3
10,8
¡5,1
35,6
9,1
6,3
6,2
22,6
>7,8
г*8?
6,1
'5,2
¡Г,«
6,3 ¡4,9!
11,4
40,4
¡7,7; ;в,0;
38,5
12,1
¡6,9
¡3,9
38,2
11,0
8,2
6,5
20,9
9,0 5,0
9,1 4,3:
ш
2,7
17,8
11,1
32,0
9,0
4,6
ш
32,9
17,4
щ
8,6
¡4,8:
ш
19,7
14,0
щ
¡9,5;
4,5 ¡28^
22,2
1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 □ Промышленность □ Сельское хозяйство □ Строительство Н Транспорт и связь В Торговля ЕЗ Гос. услуги Ш Прочие услуги
Рис. 2. Отраслевая структура валового регионального продукта Центрального федерального округа в 1996—2009 гг., %
11,3
21,5
11,6
11,5
31,8
31,0
0
11,3
11,8
11,2
0
100
80
60
40
20
0
7Г>
'8,з;
13,6
ш
777.
'6,9/
32,4
17,4
12,3
г
7,8
6,1
10,4
ш
6,7:
Щ
8,3 ¿22
9,7
У7',
7,3
уЛ
8,1
9,7
8,8
7,4
10,0
8,1
Г7Т. 6,4
9,8
21,6
10,0
8,4
6,0 их
9,9
'5,5< - >
10,7
5,8::
5,7
10,3
ш
5,8:
Г**
5,2
12,1
10,0
г**,
5,2 ¿*2
33,2
12,2
12,5
9,8
¡4,7
10,4
;6,7:
Г>Г
5,2
1996
1997
1998 1999
2000
2001
2002 2003 2004 2005
2006
2007
2008 2009
□ Промышленность И Сельское хозяйство ЕЗ Строительство В Транспорт и связь В Торговля И Гос. услуги П Прочие услуги
Рис. 3. Отраслевая структура валового регионального продукта Российской Федерации (суммарный ВРП всех регионов) в 1996—2009 гг., %
100
1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009
□ Промышленность И Сельское хозяйство □ Строительство В Транспорт и связь В Торговля И Гос. услуги Ш1 Прочие услуги
11,2
11,2
11,7
21,7
21,3
21,9
21,2
21,7
31,7
Рис. 4. Отраслевая структура занятости в Ивановской области в 1990—2009 гг., %%
100
1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 □ Промышленность В Сельское хозяйство И Строительство В Транспорт и связь В Торговля ЕЗ Гос. услуги Ш Прочие услуги
Рис. 5. Отраслевая структура занятости в Центральном федеральном округе в 1990—2009 гг., %о
100
1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 □ Промышленность ИСельское хозяйство □Строительство ^Транспорт и связь ^Торговля ИГос. услуги 1ИПрочие услуги
Рис. 6. Отраслевая структура среднегодовой занятости в Российской Федерации в 1990—2009 гг., %о
100
80
60
40
20
16,0
21,7
40,2-39,8-
3,1
2,4
13,4-13,5
и ш
7,5
1 31,3
36,9 37,5 38,1
i
17,8
33,1 32,7
6,7
I
17,0
I
8,6 i
17,3
42,3
1
35,0
I 16,2
I
2,0
1 14,4
1,9~12,3
54,2
11,4
1,6
1
16,7
1
9,3
2
1,7
10,6
21,7
1,6
13,2
13,9
1,1
Л
22,7
i
7?
6,9
I
21,4 |
Т. 6,0 и*
1,3
I
22,9
i 1
1,4
28,0 I
1
23,5
I 1
20,7
I
16,9 17,7
18,7 17,8 18,7
22,9 22,4
1,1 5,3
1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009
□ Промышленность И Сельское хозяйство □ Строительство И Транспорт и связь В Торговля И Гос. услуги О Прочие услуги □ Прочие и гос. услуги Рис. 7. Отраслевая структура среднегодовой стоимости основных фондов Ивановской области в 1990—2009 гг, %
100 п
80
60
40
20
51,2
13,1
ш 10,6
Ш
52,6
V 12,0
10,2
54,0
11,3
Щ
53,5
14,7
г
¡8,0/
21,3
21,6
'6,5^ '.¿А
46,0
1,8 5,2-
23,8
1 1
4
1,5 1-
53,1
22,1 Щ
15,9
4,0
1,5 3,4
25,1
I
ж
-1,6— 3,1
4,6
-1,62,8
25,4
1 ш
"1,7" 2,6
55,9
22,0
1 щ
12,7
1,6 2,2
19,9 1
ш.
1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009
□ Промышленность
□ Торговля
И Сельское хозяйство □ Прочие и гос. услуги
□ Строительство Н Транспорт и связь
□ Торговля, прочие и гос. услуги
Рис. 8. Отраслевая структура среднегодовой стоимости основных фондов Центрального федерального округа в 1997— 2009 гг., %
18,2
22,8
25,5
25,6
36,8
38,0
39,5
3,1
46,9
52,2
52,6
3,9
22,1
3,9
18,0
22,7
2,5
1,7
3,0
2,4
2,1
11,5
2,0
2,7
2,8
2,0
4,3
,2
1,3
2,6
1,8
1,7
10,2
23,0
27,3
18,8
1,1
1,2
0,8
0,7
0,7
38,8
34,2
32,1
31,5
26,8
24,5
21,4
20,8
20,7
0
47,4
48,9
49,2
50,1
57,7
2,5
2,4
3,2
4,2
5,2
5,4
5,5
25,6
2,3
2,4
27,5
2,6
2,5
2,0
22,8
22,8
22,8
18,8
18,5
18,1
16,1
16,0
14,9
12,9
0
40 --
20
15,7 15,6 15,5
23,8 23,7
3,9
!
22,2 23,5
9,2
14,3 14,1
3,7 3 11,5 11,6
5,0
2,9 = 2,9 5 5 15,4 15,2 |
i 657
4,3 14,7
i
28,2
27,8 26,9 28,3 28,3 27,1 27,4 27,4 28,5
13,5 13,2
УЛ
12,5 13,0
3,9
33,7 33,8
37,0 37,6 38,1
13,2
34,1
35,8 35,2
11,7
32,7
Ш
10,4
щ
30,7
1,7
I
30,7
5 30,6 32,8
8
10,9
.1
31,4 30,3
1,4 3,4
: 1,5
3,3
23,9 25,5 25,7 24,3 24,8 24,7 23,8
28,8
3,0
1,6 3,0
23,1 23,3 23,1
1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 □ Промышленность И Сельское хозяйство □ Строительство Н Транспорт и связь В Торговля И Гос. услуги Ш Прочие услуги
Рис. 9. Отраслевая структура среднегодовой стоимости основных фондов Российской Федерации в 1990—2009 гг., %
Обоснование выбора методов измерения структурных сдвигов
Несколько слов о терминологии. Различие в структуре сравниваемых одноименных совокупностей определяется различием долей (удельных весов) отдельных частей этих совокупностей. Изменение долей отдельных частей совокупности во времени свидетельствует об изменении структуры, т. е. о структурных сдвигах. Применительно же к сравнению двух однотипных структур разных совокупностей термин «структурные сдвиги» заменяется термином «структурные различия» [4]. Будем пользоваться этой терминологией.
Для оценки структурных сдвигов или структурных различий могут быть использованы два вида показателей:
1) абсолютные показатели, представляющие собой разности между долями (удельными весами) одноименных частей сравниваемых совокупностей;
2) относительные показатели, выражающие отношения между долями (удельными весами) одноименных частей сравниваемых совокупностей.
Абсолютные показатели структурных сдвигов отражают скорость изменения доли (удельного веса) отдельных частей совокупности за анализируемый период времени, т. е. выявляют, на сколько
26-
изменилась доля каждой части совокупности. Относительные показатели структурных сдвигов отражают интенсивность изменения долей отдельных частей совокупности, они отвечают на вопрос, во сколько раз изменилась доля отдельных частей совокупности. Необходимо отметить, что при анализе изменения структуры требуется рассчитывать не какой-то один показатель, а всю их систему, ведь каждый показатель отражает (измеряет) особый аспект структурного сдвига.
Важнейшей предпосылкой научно обоснованного анализа структурных сдвигов является сопоставимость (сравнимость) данных о величине долей в сравниваемых периодах. Сравниваемые в процессе анализа доли должны быть исчислены на основе единой методологии, в одних и тех же территориальных границах, за один и тот же период времени. При использовании несопоставимых данных анализ структурных сдвигов лишается научного содержания и практического значения.
Изменение структуры — это следствие неравномерной интенсивности изменения объема отдельных частей совокупности, т. е. различий в темпах роста объемов этих частей. Темп роста объема отдельной части совокупности и темп роста доли этой части в общем объеме всей совокупности — разные статистические показатели, имеющие
100
30,8
31,7
31,9
,3
9,0
9,1
3,1 = 3,1
9,3
10,2 10,1
9,8
9,1
2,1
2,0
10,2
10,5
9,7
9,1
2,0
1,6
1,8
2,2
1,8
1,6
9,0
2,6
1,7
2,9
1,8
1,8
4,0
30,7
16,9
3,3
26,0
32,1
3,0
2,4
1,7
1,5
1,4
1,7
4,4
4,2
27,3
0
качественно различное содержание. Вследствие этого они решают в экономическом анализе специфические задачи. Абсолютный прирост и темп роста доли позволяют судить об изменении доли отдельной части изучаемого целого. Однако эти показатели мало информативны для оценки сдвигов в структуре анализируемой совокупности, для оценки степени изменения структуры за определенный период времени и для сравнения силы (резкости) структурных сдвигов за различные периоды. Во многих случаях в целях исследования развития экономических явлений необходимо не только выявить изменение долей отдельных частей целого, но и дать сводную количественную характеристику структурных сдвигов.
Отечественные и зарубежные статистические школы предложили достаточно большое количество показателей, дающих количественную оценку степени структурных сдвигов (различий). Большинство их построено по принципу расчета среднего линейного или среднего квадратического отклонения.
Л. С. Казинец в качестве показателей абсолютных структурных сдвигов предложил использовать линейный коэффициент абсолютных структурных сдвигов [4]:
df = 1£| f |
(1)
i=1
и средний квадратический коэффициент абсолютных структурных сдвигов Of
I4f2
i =1
(2)
Проведенное в работе [4] сравнение двух коэффициентов абсолютных структурных сдвигов (линейного и квадратического) показало, что линейный коэффициент менее чутко реагирует на различия в структурных сдвигах, чем квадратический. При фактически различной абсолютной величине структурных сдвигов в двух сравниваемых совокупностях средние линейные коэффициенты могут оказаться одинаковыми, тогда как средние квадра-тические коэффициенты в этих случаях отражают различие в резкости (силе) структурных сдвигов. Это объясняется тем, что средняя квадратическая всегда больше или равна средней арифметической. Оба коэффициента будут равны друг другу, если приросты всех долей частей совокупности по своему абсолютному значению равны (Af = const для всех i). Поэтому средний квадратический коэффициент абсолютных структурных сдвигов имеет большую аналитическую ценность, чем средний линейный коэффициент.
В зарубежных методиках измерения абсолютных структурных сдвигов используются нормированные коэффициенты структурных сдвигов. Нормировка осуществляется делением численного значения абсолютного структурного сдвига на его максимально возможное значение. Максимально возможное значение для линейного коэффициента абсолютных структурных сдвигов (1) равно 2/п.
1
2
(3)
где Áf¡ — разница между долями i-й части совокупности в базовом и анализируемом периодах времени;
n — количество групп (частей) в анализируемой совокупности.
Линейный коэффициент абсолютных структурных сдвигов показывает среднее абсолютное изменение структуры, приходящееся на один элемент структуры. Он характеризует среднюю величину отклонений всех долей, т. е. показывает, насколько в среднем арифметическом отклоняются друг от друга доли частей сравниваемых совокупностей. Средний квадратический коэффициент абсолютных структурных сдвигов показывает, насколько в среднем квадратическом отклоняются друг от друга доли частей сравниваемых совокупностей.
Нормированный линейный коэффициент абсолютных структурных сдвигов К^ используется в монографии У. Изарда [3], где он носит название «коэффициент перераспределения». Коэффициент перераспределения показывает, какую часть составляет происшедший структурный сдвиг от своего максимально возможного значения. И. И. Елисеева называет этот показатель «степень интенсивности абсолютного структурного сдвига» [2].
Нормировать средний квадратический коэффициент абсолютных структурных сдвигов можно, разделив его значение на максимально возможное значение этого показателя, равное (0,5и)0'5 [5].
Абсолютные показатели изменения долей не учитывают величины долей базисного периода. В связи с этим необходимо охарактеризовать изменение структуры относительным показателем, измеряющим среднее относительное изменение долей элементов совокупности. Относительные структурные сдвиги характеризуются системой
-27
п
групповых индексов долей. В основу сводной оценки относительных структурных сдвигов следует положить не разности долей, а их отношения (индексы). Степень вариации этих индексов может служить обобщающей характеристикой относительных структурных сдвигов.
Л. С. Казинец [4] считает, что показатель относительных структурных сдвигов должен рассчитываться на основании средневзвешенных абсолютных отклонений и назвал показатель линейным коэффициентом относительных структурных сдвигов. С учетом того, что сумма долей всех частей совокупности в любом периоде (в том числе и базисном) равна единице, формула для расчета линейного коэффициента относительных структурных сдвигов 1'в имеет вид:
1 В = £|f
(4)
гов С
S
д/7
(5)
i = 1 «
f « f~t fib'
(6)
В показывает, насколько в среднем произошло изменение долей частей совокупности в анализируемом периоде относительно базисного (каков средний темп прироста долей частей совокупности).
Среди показателей, численно характеризующих структурные различия, наиболее часто используются следующие:
1) интегральный коэффициент структурных различий (сдвигов), предложенный К. Гатевым [1]:
Кг =
£ Г fia - fib /
(7)
£ fia2 +£ fibь
i =1
i=1
где fia и fib — доли одноименной i-й части в совокупности a и b или доли i-й части совокупности в анализируемом и базисном периодах времени; 2) индекс Салаи [14]:
показывает среднюю интенсивность изменения долей совокупности. Необходимо отметить, что по своей величине линейный коэффициент относительных структурных сдвигов (4) в п раз превышает численное значение линейного коэффициента абсолютных структурных сдвигов (1), т. е. находится с ним в линейной функциональной зависимости.
Л. С. Казинец [4] ввел и обобщенный показатель относительных структурных сдвигов, основанный на среднем взвешенном квадратическом отклонении, который он назвал квадратическим коэффициентом относительных структурных сдви-
Je =
£
( fia - fib ^ fia + fib
(8)
3) уровень относительных различий структур, предложенный В. М. Рябцевым и Г. И. Чудилиным [13, 14]:
Jr =
£
i=1
fia - fib
fia + fib
(9)
i=i fib
где fib — доля i-й части совокупности в базисном периоде времени.
Квадратический коэффициент относительных структурных сдвигов показывает, насколько в среднем отклоняются частные индексы долей совокупности от их среднего значения, равного единице.
По мнению И. И. Елисеевой и М. М. Юсбашева [2] наиболее информативным относительным показателем изменения структуры является среднее относительное изменение (темп прироста) доли по модулю f, которое рассчитывается на основании относительного среднего линейного отклонения:
Три перечисленных показателя нормированы, т. е. изменяются в пределах от 0 до 1.
Описанные методы измерения структурных сдвигов были разработаны отечественными и зарубежными специалистами в 1960—2002 гг. Как следует из рассмотренных формул (1) — (9), основным элементом всех моделей является численное значение различий между долями 7-й части совокупности в базовом и анализируемом периодах времени или одноименных долей в сравниваемых совокупностях, три показателя структурных сдвигов , и имеют между собой линейную функциональную связь, а относительные показатели структурных сдвигов различаются способом расчета базы сравнения и методом вычисления среднего отклонения (арифметическое или квад-ратическое).
Возникает существенный методологический вопрос: какие из вышеперечисленных десяти показателей измерения структурных сдвигов (различий) использовать при описании процесса реструктури-
i=1
i=i
i=1
п
2
зации региональной экономики? Вопрос актуален в связи с тем, что в настоящий момент нет единого мнения по этому вопросу. Как в отечественных, так и в зарубежных исследованиях используется избыточное количество методов измерения структурных сдвигов, например, в работе [14] их пять.
Для ответа на сформулированный вопрос был проведен корреляционный анализ значений показателей структурных сдвигов относительно предыдущего года для структуры занятости по укрупненным отраслям экономики Ивановской области в 1991—2009 гг. Матрица коэффициентов парной корреляции численных значений показателей структурных сдвигов (различий) приведена в табл. 1. Из корреляционного анализа исключены показатели, имеющие между собой функциональную связь. Выбор структурных сдвигов занятости в качестве информационной базы корреляционного анализа обусловлен тем, что, информация о структуре занятости в статистических сборниках представлена с наибольшей полнотой.
Корреляционный анализ показал, что между всеми описанными показателями структурных сдвигов (различий) существует сильная корреляционная связь. Это свидетельствует о том, что все перечисленные показатели отражают отраслевые структурные сдвиги в экономике региона. Предпочтение следует отдать показателям, которые более чувствительны к структурным сдвигам (имеют большую амплитуду изменений на анализируемом интервале времени) и имеют ясный экономический смысл.
Автором были проведены расчеты динамики сдвигов в отраслевой структуре региоональ-ной экономики всеми перечисленными выше методами. Сравнительный анализ полученных результатов показал, что в качестве показателя абсолютных структурных сдвигов целесообразно использовать степень интенсивности абсолютного структурного сдвига
Таблица 1
Корреляционная матрица значений показателей структурных сдвигов (относительно предыдущего года) для структуры занятости по отраслям экономики Ивановской области в 1991—2009 гг.
Показатель с, /« КГ ¿с ¿к
КАП 1
САГ, 0,979 1
Св 0,967 0,974 1
{г 0,964 0,927 0,975 1
Кг 0,979 0,999 0,977 0,932 1
1с 0,939 0,920 0,971 0,980 0,923 1
1 0,961 0,927 0,970 0,999 0,934 0,982 1
К^. (коэффициент перераспределения), относительные структурные сдвиги следует оценивать с помощью среднего темпа прироста доли , а для оценки степени структурных различий использовать интегральный коэффициент структурных различий К. Гатева Кг. Выбор первых двух показателей обусловлен их ясным экономическим смыслом, а последнего — наибольшей чувствительностью к структурным различиям сравниваемых структур.
Сравнительный анализ динамики сдвигов в отраслевой структуре ВРП
На рис. 10 и 11 приведены годовые динамики абсолютных и относительных отраслевых структурных сдвигов укрупненной отраслевой структуры валового регионального продукта в текущих ценах
0,10
0,00 1996
1998
2000
2002
2004
2006
2008
2010
-Ивановская область
-РФ
-ЦФО
Рис. 10. Значения коэффициентов перераспределения относительно предыдущего года отраслевой структуры ВРП в текущих ценах Российской Федерации, Центрального федерального округа и Ивановской области в 1997—2009 гг.
_ 29
НАЦИОНАЛЬНЫЕ ИНТЕРЕСЫ: приоритеты и безопасность
0,4
0,3
8 0,2
0,1
0,0
1996
1998
2000
2002
2004
2006
2008
2010
• Ивановская область
-РФ
-ЦФО
Рис. 11. Динамика среднего темпа прироста долей структурных единиц ВРП Ивановской области, Российской Федерации и Центрального федерального округа относительно предыдущего года в текущих ценах
0,20
0,16
£ 0,12
0,08
0,04
0,00
1996
1998
2000
2002
2004
2006
2008
2010
■Ивановская область
■РФ
■ЦФО
Рис. 12. Динамика показателей абсолютных отраслевых структурных сдвигов ВРП Ивановской области, Российской Федерации и Центрального федерального округа относительно 1996 г. в текущих ценах
Российской Федерации, Центрального федерального округа и Ивановской области в 1997—2009 гг.
Скорость абсолютных структурных сдвигов ВРП анализируемых экономических систем ежегодно изменялась. Если для Российской Федерации и Центрального федерального округа максимум скорости абсолютных структурных сдвигов ВРП пришелся на 1999 г., то для Ивановской области — на 2009 г. Минимальное значение указанного показателя наблюдалось в 2003, 2008 и 2007 гг. соответственно. Необходимо отметить, что на анализируемом интервале времени максимальная средняя скорость
абсолютных структурных сдвигов ВРП наблюдалась для Ивановской области. Численное значение среднегодового коэффициента перераспределения структуры ВРП Ивановской области превышает аналогичный показатель для Центрального федерального округа в 1,33 раза, для Российской Федерации — в 1,67 раза.
Максимальная интенсивность отраслевых структурных сдвигов ВРП всех анализируемых экономических систем наблюдалась в 1999 г. (см. рис. 11), а минимальная — для Российской Федерации и Ивановской области в 2007 г., для Центрального федерального округа — в 2008 г. Среднегодовой темп прироста долей в отраслевой структуре ВРП Ивановской области превысил указанный показатель для Российской Федерации в 1,92 раза, а для Центрального федерального округа — в 1,66 раза.
Годовые показатели абсолютных и относительных структурных сдвигов характеризуют
скорость и интенсивность структурных сдвигов, но не дают информации о направлении изменения структуры ВРП анализируемых экономических систем. Общее представление о направлении структурных сдвигов можно получить, рассчитав коэффициент перераспределения относительно 1996 г. (рис. 12). Если процесс реструктуризации национальной экономики на анализируемом интервале времени постоянно шел в направлении, характерном для постиндустриального общества (исключение составили 2001 и 2004 гг.), и структурный сдвиг в 2009 г. достиг своей максимальной величины 11,8 % отно-
сительно 1996 г., то отраслевая реструктуризация ВРП регионов проходила иначе. Благодаря тому, что в Центральном федеральном округе интенсивно развивались отрасли, оказывающие услуги, и в первую очередь торговля, абсолютный структурный сдвиг его ВРП уже в 2000 г. составил 20,7 % своего максимального значения относительно 1996 г. Далее проходил процесс выравнивания отраслевой структуры ВРП Центрального федерального округа со структурой Российской Федерации (сокращение доли торговли за счет роста долей других отраслей экономики). Исключение составил 2006 г. Абсолютный структурный сдвиг в 2009 г. составил 16,8 % своего максимального значения.
Процесс реструктуризации экономики Ивановской области хотя и проходил весьма интенсивно, но разнонаправленно. В результате, начиная с 2000 г. он начал отставать от аналогичных процессов в Российской Федерации и Центральном федеральном округе. Только в 2009 г. за счет относительно резкого роста долей отраслей, оказывающих услуги, абсолютный структурный сдвиг ВРП Ивановской области составил 16,6 % максимального значения относительно 1996 г.
Изменение величины интегрального коэффициента структурных различий К. Гатева (рис. 13) позволяет судить о степени и направлении изменения отраслевых структурных различий ВРП Ивановской области и Центрального федерального округа (ИвО — ЦФО), Ивановской области и Российской Федерации (ИвО — РФ), Центрального федерального округа и Российской Федерации (ЦФО — РФ).
0,20
0,16
| 0,12
0,08
0,04
0,00 1996
1998
2000
2002
2004
■Ивановская область
■РФ
Рис. 13. Изменение различий отраслевой структуры ВРП Ивановской области, Центрального федерального округа и Российской Федерации в текущих ценах
За период времени с 1996 по 2009 г. различия в отраслевой структуре ВРП анализируемых экономических систем увеличились, но динамика этих процессов была различной. Отраслевая структура ВРП Ивановской области ближе к отраслевой структуре ВРП Российской Федерации: интегральный коэффициент структурных различий К. Гатева варьировался от 0,157 в 1997 г. до 0,263 в 2009 г. В связи с опережающим активным развитием в Центральном федеральном округе отраслей, оказывающих услуги, в 1997—2000 гг. отраслевая структура его ВРП увеличила различия с отраслевой структурой ВРП Российской Федерации с 0,162 в 1996 г. до 0,393 в 2000 г. В это время экономика Ивановской области оставалась «индустриальной», в связи с чем структурные различия ВРП Ивановской области и Центрального федерального округа возросли с 0,199 в 1996 г. до 0,503 в 2000 г. С 2001 г. началось сокращение структурных различий ВРП Центрального федерального округа и Российской Федерации. Сокращение структурных различий ВРП Ивановской области и Центрального федерального округа началось только с 2005 г.
Обращает на себя внимание характер влияния финансово-экономических кризисов на направления и динамику структурных сдвигов ВРП анализируемых экономических систем, при этом можно выделить следующие особенности:
1) для всех анализируемых экономических систем финансово-экономический кризис 1998 г. снизил скорость абсолютных структурных сдвигов ВРП относительно предыдущего года, а кризис 2009 г. — увеличил, причем эта скорость для Ивановской области была максимальной на всем анализируемом интервале времени;
2) если кризис 1998 г. увеличил структурные различия ВРП экономических систем, то кризис 2009 г. структурные различия ВРП Ивановской области и Российской Федерации увеличил (причем в большей степени, чем кризис 1998 г.), а Центрального федерального округа и Российской Федерации — сократил.
2006
2008
2010
■ЦФО
Сравнительный анализ динамики сдвигов в отраслевой структуре занятости населения
Используя официальные статистические данные, можно провести сравнительный анализ структурных сдвигов занятости населения анализируемых экономических систем на интервале времени с 1990 по 2009 г. На рис. 14 и 15 представлены абсолютные и относительные структурные сдвиги отраслевой занятости анализируемых экономических систем. По скорости и интенсивности годовые структурные сдвиги занятости оказались в два раза слабее, чем аналогичные показатели для ВРП. Однако и в этом случае лидировала Ивановская область как по скорости (численное значение среднегодового коэффициента перераспределения
0,04
0,02
0,00
1990
1992
1994 1996 1998 2000 —♦—Ивановская область
Рис. 14. Значения коэффициентов перераспределения относительно предыдущего года отраслевой структуры занятости в Ивановской области, РФ и ЦФО в 1991—2009 гг.
0,12
0,10
к 0,08 с
Ё 0,06
0,04
п 0,02
0,00
1990
1992
1994
1996
1998
2000
2002
-Ивановская область
-РФ
Рис. 15. Динамика среднего темпа прироста долей структурных единиц занятости Ивановской области, РФ и ЦФО относительно предыдущего года
структуры занятости Ивановской области превышает аналогичный показатель для Центрального федерального округа в 1,1 раза, для Российской Федерации — в 1,62 раза), так и по интенсивности (среднегодовой темп прироста долей в отраслевой структуре занятости Ивановской области превысил указанный показатель для Российской Федерации в 1,9 раза, а для Центрального федерального округа — в 1,29 раза).
Общее представление о направлении структурных сдвигов занятости в анализируемых экономических системах дает коэффициент перераспределения, рассчитанный относительно 1990 г. (рис. 16).
Процесс отраслевой реструктуризации занятости в экономике Ивановской области проявил относительно большую активность уже в 1991 г. Абсолютные структурные сдвиги в 1996—1997 гг. также превысили аналогичные показатели для Российской Федерации и Центрального федерального округа. Начиная с 1999 г. процесс отраслевой реструктуризации занятости в экономике Ивановской области замедлился. Это привело к тому, что в 2009 г. структурный сдвиг составил лишь 17,5 % от максимально возможной величины. В Центральном федеральном округе процесс отраслевой реструктуризации занятости с 2000 г. набрал обороты, и в 2009 г. структурный сдвиг составил 24,2 % от максимально возможной величины.
На рис. 17 приведена динамика отраслевых структурных различий занятости в анализируемых экономических системах. Указанные структурные различия до 1998 г. оставались в
2004 2006 •—ЦФО
2008
2010
2004
2006
2008
2010
-ЦФО
первом приближении на одном уровне. Если для Центрального федерального округа и Российской Федерации структурные различия занятости в 1999 г. резко сократились, а с 2000 по 2005 г. активно росли, то для Ивановской области и Российской Федерации структурные различия занятости в 1999—2004 гг. практически не менялись (исключение составил 2002 г.). С 1990 по 2009 г. наблюдается максимальный рост структурных различий занятости населения в 2,1 раза для Центрального федерального округа и Российской Федерации. Для Ивановской области и Центрального федерального округа указанный рост составил 1,4 раза. Различия в отраслевой структуре занятости Ивановской области и Российской Федерации сократились с 0,18 в 1990 г. до 0,174 в 2009 г.
0,20
0,00 4
-Ивановская область •
-РФ •
Рис. 16. Динамика показателей абсолютных отраслевых структурных сдвигов занятости Ивановской области, РФ и ЦФО относительно уровня занятости в 1990 г
0,3
0,2
0,1
0,0 1990
1992
1994
1996
1998
2000
2002
-ИвО-ЦФО
-ИвО-РФ
Рис. 17. Изменение различий отраслевой структуры занятости в Ивановской области, Центральном федеральном округе и Российской Федерации
Сравнительный анализ динамики сдвигов в отраслевой структуре основных фондов
На рис. 18 и 19 представлены абсолютные и относительные структурные сдвиги отраслевой структуры основных фондов анализируемых экономических систем в текущих ценах относительно предыдущего года. Для Российской Федерации по скорости и интенсивности структурных сдвигов основных фондов выделяется 1992 г. В 1993—1994 гг. их скорость и интенсивность были минимальными. Для основных фондов Ивановской области скорость и интенсивность структурных сдвигов на интервале времени с 1992 по 1994 г. были максимальными. Это связано с некорректной переоценкой основных фондов по отраслям экономики Ивановской области,
которая была устранена к 1996 г. [10]. В 1996 г. абсолютный структурный сдвиг отраслевой структуры основных фондов Ивановской области в текущих ценах относительно 1990 г. составил только 4,7 % максимально возможного значения.
Если для основных фондов Российской Федерации скорость и интенсивность структурных сдвигов начиная с 2001 г. снижаются, то процесс отраслевой реструктуризации основных фондов Ивановской области и Центрального федерального округа в 2002—2009 гг. идет довольно активно. Максимальный структурный сдвиг для основных фондов Ивановской области относительно 1990 г. был достигнут в 2004 г. (рис. 20) и составил 26,1 % максимально возможного значения. В 2005—2007 гг. процесс отраслевой реструктуризации основных фондов
-ЦФО
2004
2006
2008
2010
-ЦФО-РФ
£ 0,15
0,10
0,05
1990
0,2
0,1
0,0 4 1990
1992
1994
1996
1998
2000
2002
2004
2006
2008
2010
•Ивановская область
-РФ
-ЦФО
Рис. 18. Значения коэффициентов перераспределения относительно предыдущего года отраслевой структуры основных фондов Ивановской области, Российской Федерации и ЦФО в 1991—2009 гг.
0,4
0,3
0,2
г 0,1
0,0
1990
1992
1994
1996
1998
2000
2002
2004
2006
2008
2010
-Ивановская область
-РФ •
-ЦФО
Рис. 19. Динамика среднего темпа прироста долей структурных единиц основных фондов Ивановской области, Российской Федерации и ЦФО относительно предыдущего года
ного общества. За этот же период времени абсолютный структурный сдвиг основных фондов Ивановской области составил 7,2 %, а Российской Федерации — 5,0 % своего максимального значения.
Сравнить среднегодовые скорости и интенсивность абсолютных структурных сдвигов основных фондов анализируемых систем можно только за последние 8 лет. Численное значение среднегодового коэффициента перераспределения структуры основных фондов Ивановской области превысил аналогичный показатель для Центрального федерального округа в 1,2 раза, для Российской Федерации — в 2,62 раза. Среднегодовой темп прироста долей в отраслевой структуре основных фондов Ивановской области превысил указанный показатель для Российской Федерации в 1,89 раза, а для Центрального федерального округа — в 1,18 раза.
проходил в направлении восстановления индустриальной экономики.
Направление структурного сдвига основных фондов Центрального федерального округа можно проследить только с 2002 по 2009 г. Абсолютный структурный сдвиг относительно 2001 г. монотонно рос и в 2009 г. составил 11,9 % своей максимально возможной величины. С учетом того, что с 2001 по 2009 г. доля основных фондов отраслей, производящих товары, сократилась с 27 до 16,8 %, можно заключить, что отраслевая структура основных фондов Центрального федерального округа сдвигалась в направлении, характерном для постиндустриаль-
Таким образом, по среднегодовой скорости и интенсивности сдвигов в отраслевой структуре основных фондов Ивановская область опережала и Центральный федеральный округ, и Российскую Федерацию.
На рис. 21 приведена динамика отраслевых структурных различий основных фондов в анализируемых экономических системах. Максимальные структурные различия основных фондов Ивановской области и Российской Федерации наблюдались в 2001 г., а минимальные — в 2007 г. Сравнение отраслевой структуры основных фондов Ивановской области и Центрального федерального округа
0,3 п
г 0,2
0,1
0,0 1990
1992
1994
1996
1998
2000
2002
2004
2006
2008
2010
-Ивановская область
-РФ
Рис. 20. Динамика показателей абсолютных отраслевых структурных сдвигов основных фондов Ивановской области и Российской Федерации относительно 1990 г
и
* 0,2
0,1
0,0
-ИвО-ЦФО
- ИвО - РФ -
-ЦФО- РФ
Рис. 21. Изменение различий отраслевой структуры основных фондов Ивановской области, ЦФО и Российской Федерации
показало, что максимум структурных различий пришелся на 2008 г., а минимум — на 2003 г.
Различия в структуре основных фондов экономических систем за анализируемые интервалы времени увеличились. Несмотря на относительно большую среднегодовую скорость и интенсивность структурного сдвига, в 2009 г. структура основных фондов Ивановской области мало изменилась относительно структуры основных фондов Российской Федерации (интегральный коэффициент структурных различий К. Гатева вырос с 0,123 в 1990 г. до 0,146 в 2009 г.). В наибольшей степени структурные различия увеличились для основных фондов Ивановской области относительно Центрального федерального округа: интегральный коэффициент структурных различий К. Гатева вырос с 0,063 в 2001 г. до 0,157 в 2009 г. В 2009 г. отрасле-
вая структура основных фондов анализируемых экономических систем имела наибольшее различие между Центральным федеральным округом и Российской Федерацией.
Произведенный на основе единой методологии расчет укрупненной отраслевой структуры ВРП, стоимости основных фондов и занятости на всем этапе экономических реформ, а также обоснованный выбор методов измерения структурных сдвигов позволяют сделать следующие основные выводы:
1) для описания динамики сдвигов в отраслевой структуре как региональной, так и национальной экономики необходимо и достаточно использовать следующие показатели: степень интенсивности абсолютного структурного сдвига (коэффициент перераспределения), средний темп прироста доли и интегральный коэффициент структурных различий К. Гатева;
2) процесс отраслевой реструктуризации региональных и национальной экономик не ограничился временными рамками трансформационного спада, а продолжается до настоящего времени;
3) по величине среднегодовой скорости и интенсивности структурных сдвигов среди анализируемых экономических показателей на первом месте стоит ВРП, а на последнем — занятость населения, а среди анализируемых экономических систем на первом месте стоит Ивановская область, а на последнем — Российская Федерация;
4) процесс реструктуризации ВРП Российской Федерации на анализируемом интервале времени постоянно шел в направлении, характерном для постиндустриального общества (исключение составили 2001 и 2004 гг.), и структурный сдвиг в
0,3
1994
2009 г. достиг своей максимальной величины 11,8 % относительно 1996 г.;
5) с 1996 по 2009 г. в наибольшей степени изменилась отраслевая структура ВРП Центрального федерального округа. Абсолютный структурный сдвиг его ВРП уже в 2000 г. составил 20,7 % своего максимального значения относительно 1996 г. Далее проходил процесс выравнивания отраслевой структуры ВРП Центрального федерального округа со структурой Российской Федерации. В 2009 г. абсолютный структурный сдвиг составил 16,8 % своего максимального значения относительно 1996 г.;
6) процесс реструктуризации ВРП Ивановской области хотя и проходил весьма интенсивно, но разнонаправленно. В результате, начиная с 2000 г. он начал отставать от аналогичных процессов в Российской Федерации и Центральном федеральном округе. Только в 2009 г. за счет относительно резкого роста долей отраслей, оказывающих услуги, абсолютный структурный сдвиг ВРП Ивановской области составил 16,6 % максимального значения относительно 1996 г.;
7) для всех анализируемых экономических систем финансово-экономический кризис 1998 г. снизил скорость абсолютных структурных сдвигов ВРП относительно предыдущего года, а кризис 2009 г. — увеличил, причем эта скорость для Ивановской области была максимальной на всем анализируемом интервале времени. Аналогичная ситуация наблюдается для среднего темпа прироста долей структурных единиц ВРП;
8) если кризис 1998 г. увеличил структурные различия ВРП регионов, то кризис 2009 г. структурные различия ВРП Ивановской области и Российской Федерации увеличил (причем в большей степени, чем кризис 1998 г.), а Центрального федерального округа и Российской Федерации — сократил;
9) с 1990 по 2009 г. наблюдается максимальный рост структурных различий занятости населения для Центрального федерального округа и Российской Федерации в 2,1 раза. Для Ивановской области и Центрального федерального округа наблюдается рост в 1,4 раза. Между различиями отраслевых структур занятости Ивановской области и Российской Федерации произошло сокращение с 0,18 в 1990 г. до 0,174 в 2009 г.;
10) если для основных фондов Российской Федерации скорость и интенсивность структурных сдвигов начиная с 2001 г. снижаются, то процесс отраслевой реструктуризации основных фондов Ивановской области и Центрального федерального
округа в 2002—2009 гг. идет довольно активно. В 2002—2009 гг. по среднегодовой скорости абсолютного структурного сдвига регионы опережают Российскую Федерацию в 2,6 раза и 2,2 раза, а по интенсивности — в 1,9 раза и 1,6 раза соответственно.
Список литературы
1. Гатев К. Статистическая оценка различий между структурами совокупностей // Теоретические и методологические проблемы статистики: сб. ст. / пер. с болг. М.: Статистика, 1979. С. 91—108.
2. Елисеева И. И., ЮсбашевМ. М. Общая теория статистики. М.: Финансы и статистика, 2004.
3. Изард У. Методы регионального анализа: введение в науку о регионах / пер с англ. В. М. Го-хмана и др. М.: Прогресс, 1966.
4. Казинец Л. С. Измерение структурных сдвигов в экономике. М.: Экономика, 1969.
5. Казинец Л. С. Темпы роста и структурные сдвиги в экономике. М.: Экономика, 1981.
6. Национальные счета России в 2003—2010 годах: стат. сб. М.: Росстат., 2011.
7. Петров А. Н. Валовой внутренний продукт как индикатор реструктуризации региональной экономики // Региональная экономика: теория и практика. 2010. № 32 (167). С. 19—28.
8. Петров А. Н. Процесс реструктуризации экономики региона: межотраслевая миграция трудовых ресурсов // Региональная экономика: теория и практика. 2011. № 7 (190). С. 7—18.
9. Петров А. Н. Процесс реструктуризации экономики региона: межотраслевая миграция основного капитала // Региональная экономика: теория и практика. 2011. № 17 (200). С. 14—26.
10. Петров А. Н. Процесс отраслевой реструктуризации основного капитала Ивановской области // Известия высших учебных заведений. Серия «Экономика, финансы и управление производством». 2011. № 2 (8). С. 95—106.
11. Регионы России. Социально-экономические показатели. 2010. Стат. сб. М.: Росстат. 2010.
12. Российский статистический ежегодник. 2010. Стат. сб. М.: Росстат. 2010.
13. РябцевВ. М., ЧудилинГ.И. Структурно-динамический анализ индикаторов инновационного климата Самарской области // Вопросы статистики. 2002. № 3. С. 30-38.
14. Тумасян А. А. , Василевская Л. И. Статистическое измерение структурных изменений в промышленности Республики Беларусь // Вестник БГЭУ. 2003. № 2. С. 79-88.
