CC BY
89
ТЕХНОЛОГИИ ОЦЕНКИ НЕОДНОРОДНОСТИ СОЦИАЛЬНО-ЭКОНОМИЧЕСКОГО РАЗВИТИЯ РЕГИОНОВ РОССИЙСКОЙ ФЕДЕРАЦИИ: ПРОБЛЕМЫ И РЕШЕНИЯ
С.В. Баранов
В статье рассматриваются достоинства и недостатки типичных методик сравнительной оценки социально-экономического развития регионов Российской Федерации. Предложены авторские методики оценки межрегиональной дифференциации, устраняющие недостатки существующих методик. Представлены выводы по результатам апробации этих методик. Ключевые слова: межрегиональная дифференциация, комплексная оценка, рейтинговая оценка, регионы Севера, государственное регулирование.
Для целей регулирования межрегиональной пространственной асимметрии необходимо проведение количественной оценки уровней социально-экономического развития субъектов РФ. При этом отметим, что мы полностью согласны с мнением С.А. Суспицына, что, «к сожалению, внимания, соразмерного интересу использования, к совершенствованию самих методик межрегиональных сопоставлений, обоснованию корректности методов оценки и достоверности результатов сравнений не наблюдается» (Суспицын, 2005).
Межрегиональная дифференциация -неотъемлемое свойство многокомпонентной территориальной системы страны, которое прослеживается по количественным призна-
кам. Целесообразно рассматривать диагностику межрегиональной дифференциации как особый вид аналитического исследования, имеющего собственные характеристики, цели, задачи и технологию (Баранов, 2007). Рассмотрим технологическую сторону диагностики межрегиональной дифференциации.
Основным методическим свойством оценки межрегиональной дифференциации является отказ от части информации с целью обозримости результатов сравнений. Данное утверждение требует пояснения. Очевидно, что максимальной информативностью обладает некоторый достаточно большой набор социально-экономических характеристик регионов РФ, представленный, к примеру, в статистическом сборнике «Регионы России». Вместе с тем человеческий разум не в состоянии охватить такое обилие и многообразие информации. Поэтому технологии оценки направлены на формирование количественной меры межрегиональной дифференциации допускающей некоторую утрату полноты информации, присущей исходному набору региональных характеристик.
С точки зрения технологии исследования, выделяются два подхода.
Первый подход состоит в изучении различий между регионами на основе совместного анализа соответствующих показателей с целью построения рейтингов (комплексных оценок) регионов. При практическом применении данный подход позволяет оценить положение региона относительно общероссийского уровня. Используется в подавляющем большинстве исследовательских и официальных методик.
Наиболее апробированными методиками, основанными на этом подходе, считаются: методика СОПС (Гранберг, 2000, с. 115-117), методика исследовательского коллектива СОПС и РАН 1997 г. (Полынев, 2003, с. 106-113), методика расчета комплексной оценки социально-экономического развития регионов, используемая в федеральной целевой программе «Сокращение различий в социально-экономическом развитии регионов
Российской Федерации (2002-2010 годы и до 2015 года)» (Приложение № 6..., 2001).
Анализ этих методических схем позволил выявить достоинства и недостатки рассматриваемого подхода. Достоинства заключаются в возможности определения положения региона относительно среднего по стране уровня, комплексном характере и сбалансированности оценок, использовании относительно несложных расчетных средств, что приводит к простой и естественной интерпретации результатов.
Основной недостаток состоит в том, что комплексная оценка рассчитывается как среднее мест, которые занимают показатели региона относительно общероссийского уровня (с последующим разбиением регионов на группы согласно комплексной оценке). Следовательно, этот подход позволяет лишь ранжировать регионы, а не количественно характеризовать степень их различия.
Кроме того, логическая схема этого подхода порождает ряд методических ограничений. Так, большие и малые различия в показателях могут приводить к одному и тому же значению комплексной оценки. В ряде методик присутствует мнимый характер одинакового веса базовых показателей оценки. Так, анализ построенных корреляционных матриц значений показателей, используемых в официальной Методике расчета комплексной оценки социально-экономического развития регионов (О федеральной..., 2001, с. 9011-9035), показал, что в исследуемом периоде 1998-2005 гг. наблюдалась значимая корреляция по большинству показателей (оценка производилась на 5%-м уровне значимости по ¿-критерию) (Баранов, Скуфьина, 2005а). К другим недостаткам следует отнести то, что некоторые регионы, находящиеся рядом в одной и той же группе, различаются по базовым индикаторам нередко в несколько раз; расстояние между отдельными показателями внутри группы регионов нередко оказывается большим, чем расстояние между группами (Баранов, 2007).
Установленные особенности методик в рамках рассматриваемого подхода позволя-
ют сделать следующее заключение. Рейтинговые и ранговые методы являются удобным средством наглядной демонстрации положения регионов относительно общероссийского уровня, но не разрешают количественно характеризовать меру отличий между регионами по каким-либо показателям, не позволяют изучить структуру межрегиональных различий.
Второй подход заключается в исследовании неравенства по различным компонентам социально-экономического развития регионов. Он предполагает использование фундаментальных разработок в области исследования экономического неравенства (кривая Лоренца, индекс Джини). В основе лежит анализ данных по регионам с целью построения рейтингов дифференциации показателей.
В отличие от первого подхода методическая база такого рода диагностики в официальных методиках оценки уровня социально-экономического развития субъектов РФ не применяется. Менее распространен данный подход и в научных исследованиях. В качестве примера использования подобного рода диагностики можно привести характеристику А.Г. Гранбергом равномерности распределения по регионам населения и объема промышленной продукции, населения и ВРП (Гранберг, 2000, с. 126-129, 268).
Назовем положительные моменты применения методик, использующих данный подход. Используемый инструментарий: 1) зарекомендовал себя как универсальное средство для характеристики неравномерности распределения анализируемых величин; 2) позволяет установить различия по показателям не только между всеми регионами страны, но и между группами субъектов РФ, а также вну-тригрупповые отличия; 3) количественно характеризует меру отличий между регионами; 4) разрешает исследовать межрегиональную дифференциацию в динамике без пересчета в сопоставимые величины.
Существуют два недостатка применения аналога коэффициента Джини. Первый заключается в том, что результаты оценки при его использовании для характеристики не-
равномерности многочисленных регионов РФ даются несколько усредненные. Подразумевается, что значения показателей аномально отстающих и наиболее благополучных групп регионов по какому-либо показателю не выделяются в полученных результатах. Следовательно, для характеристики межрегиональной дифференциации целесообразно ввести дополнительный критерий оценки.
Распространенным методическим приемом преодоления этого недостатка являются всевозможные сравнения наименьшего и наибольшего значения какого-либо показателя в «наихудшем» и «наилучшем» регионах. Отметим, что эти сравнения используются для характеристики развития межрегиональной дифференциации не только в учебной литературе высшей школы и научных исследованиях, но и в нормативно-правовых документах. Приведем примеры результатов исследований, основанных на таком сравнении. «Межрегиональная дифференциация к концу 2000 г. составляет по среднедушевому объему промышленной продукции почти 64 раза, по соотношению среднедушевых денежных доходов населения и величины прожиточного минимума - более чем 8 раз и т.д.» (Полы-нев, 2003, с. 9-10); «дифференциация уровня развития регионов не только не снизится, но, наоборот, увеличится почти вдвое» (речь идет о трехлетнем периоде) (Лексин, Швецов, 2003, с. 40). В представленных примерах фиксируется только размах между показателями и не оцениваются объективные тенденции для всех регионов. Направление развития феномена межрегиональной дифференциации затушевывается отдельными экстремальными значениями.
Нам представляется, что неправильно определять меру отличий фактически только по двум регионам, оставляя в стороне факт существования других субъектов РФ. Для преодоления «усредненности» существуют другие апробированные приемы, позволяющие отобразить неравномерность развития с помощью сравнения показателей группы «наилучших» и «наихудших» регионов - пер-
центильные отношения. К достоинствам их использования в качестве дополнительного критерия оценки феномена межрегиональной дифференциации следует отнести возможности: 1) учета различий в показателях между «наилучшими» и «наихудшими» группами регионов 2) исследования феномена в динамике в связи с безразмерностью отношений.
Второй недостаток использования обсуждаемого подхода определяется именно возможностью исследования межрегиональных различий по отдельным показателям, что при их большом количестве может привести к необозримому количеству информации и затруднить интерпретацию результатов.
Подводя итоги анализа второго подхода, можно сделать вывод о целесообразности применения аналога индекса Джини к исследованию межрегиональной дифференциации по каждому из ансамбля показателей в отдельности, а в качестве дополнительного критерия оценки феномена следует использовать традиционный инструмент оценки неравномерности - перцентильные отношения.
Таким образом, нами отстаивается позиция, что методологический подход к комплексному анализу межрегиональной дифференциации субъектов РФ заключается в использовании потенциала рейтинговых оценок, а также подхода, ориентированного на использование оценки неравенства по каждому из выделенных компонентов регионального развития на основе фундаментальных методов оценки экономического неравенства.
Методика оценки меры межрегиональной дифференциации регионов РФ, внутригрупповых и межгрупповых отличий. Предлагаемая методика разработана для характеристики неравномерности развития регионов всей РФ с выделением группы северных регионов. Актуальность проведения подобного исследования обусловлена принципиальными изменениями современной региональной политики, заключающимися в дальнейшем сокращении протекционизма и компенсационности по отношению к экономике и социальной сфере Севера
России, что приводит к росту экономических и социальных проблем регионов Севера, усилению социально-экономической неравномерности их развития (Баранов, Скуфьина, 2005б). Отметим, что разработанная методическая схема подходит для решения иных задач сравнения каких-либо региональных групп.
В методике учтен факт отсутствия оптимальных значений (норматива, эталона) дифференциации и установлены аналитические посылки: 1) реализация цели регулирования - выравнивание уровней социально-экономического развития регионов - должна выражаться в том, что количественные значения показателей развития субъектов РФ должны сближаться; 2) количественные характеристики развития феномена дифференциации в группе регионов Севера сравниваются с положением несеверных субъектов РФ (предполагает деление регионов на группы - регионы зоны Севера, регионы несеверной части, регионы всей РФ).
Построена методика поэтапно. Ряд последовательных итераций позволяет получать достаточно информативные результаты на каждой стадии анализа с последующим его углублением или переходом к синтезу.
Этап 1. В каждой региональной группе по каждому показателю предлагается вычислить отношения девятых децилей к первым по всем регионам группы:
°(^к)=жШ (к=п (1)
где g - региональная группа; к = 1, ..., Р - номер показателя; й^, к; 1), с1(£, к; 9) - соответственно значения первого и девятого децилей для к-го показателя в группе g.
Этап 2. Для более детального маркирования межгрупповых различий по каждому показателю предлагается вычислить отношения первых и девятых децилей для регионов одной группы к соответствующим величинам для регионов другой группы:
d (g, к; 1)
D9( g, q, к ) =
d (g, к ; 9) d (q, к ; 9),
(2)
D1( g, q, к ) =
d (q, к ; 1)
где g, q - региональные группы (g Ф q); к = 1, ..., P - номер показателя; D1(g, q, к), D9(g, q, к) -отношения первых и девятых децилей к-го показателя для групп g и q, соответственно; d(g, к; 1), d(g, к; 9), d(q, к; 1), d(q, к; 9) - значения первого и девятого децилей к-го показателя для групп g и q, соответственно.
Этап 3. В качестве дополнительного критерия оценки дифференциации по показателю для каждой группы регионов предлагается использовать технику, аналогичную построению кривой Лоренца (DC) и индекса Джини (назовем его индекс региональной дифференциации RDI). Формально описанная процедура имеет вид:
DCk (0) = 0;
DCk (0 = DCk (r / N) = 1 f (r )/, (3)
r
где к - номер показателя; N - количество регионов в рассматриваемой группе; r = 1, ..., N -номер региона в групе; значение к-го показателя для r-го региона; Ек - сумма значений к-го показателя для r-го региона.
RDI по к-му показателю учитывает все регионы, входящие в региональную группу, и вычисляется по формуле
RDIk = 2S, (4)
где к - номер показателя; S - площадь между кумулятивной кривой и прямой абсолютного равенства; множитель 2 возникает при делении S на площадь треугольника под прямой абсолютного равенства, равную V2.
Этап 4. Сравнение динамики индикаторов дифференциации между региональными группами.
Если интервал наблюдений относительно небольшой, то для сравнения динамики применять стандартные техники, основанные на вычислении различных коэффициентов корреляции, сомнительно. Преодолеть указанное ограничение позволяет разработанная автором мера согласованности (Баранов, Скуфьина, 2005б).
Под согласованностью будем понимать степень соответствия увеличения (уменьшения) показателей динамического ряда в одной группе регионов увеличению (уменьшению) показателей в другой группе регионов. То есть она показывает, соответствуют ли промежутки возрастания (или убывания) по одной группе аналогичным промежуткам по другой группе. Итак, если на каком-то интервале, например 1999-2000 гг., значения одного и того же индикатора для двух региональных групп одновременно возрастают или убывают, этому интервалу припишем значение 1; если по одной группе возрастают, а по другой убывают, то интервалу припишем значение -1; если хотя бы по одной группе значения не изменяются, то интервалу припишем 0. Сложим значения, приписанные всем интервалам, и сумму разделим на корень квадратный из произведения количества интервалов, на которых менялся вклад по первой группе на аналогичное число для второй группы. Если характеры изменения индикаторов по изучаемым группам были одинаковыми на всех пяти интервалах, то согласованность равна 1, если противоположными, то согласованность равна -1.
Разработанная методика позволяет: количественно оценить меру межрегиональной дифференциации; сравнить ее динамику на относительно коротких временных рядах; устранить ограничения, присущие существующим официальным методикам.
Анализ результатов оценки развития межрегиональной дифференциации регионов зоны Севера в сравнении с общероссийской ситуацией с помощью разработанной методики позволил выявить новые научные факты (Баранов, Скуфьина, 2005б).
Во-первых, установлено, что именно регионы зоны Севера определяют параметры высокой социально-экономической асимметрии развития регионов РФ. Во-вторых, определено, что при более высоких экономических показателях регионы Севера демонстрируют либо такие же, либо худшие социальные показатели в сравнении с регионами несеверной части РФ, что указывает на практически
колониальный характер использования северных территорий. В-третьих, установлены существенные различия в динамике развития дифференциации социально-экономического развития по показателям оценки, что указывает на необходимость возврата к практике признания регионов зоны Севера особым объектом государственного управления.
Методика исследования структуры межрегиональной дифференциации. В авторской методике используется метод главных компонент (МГК). При разработке методики математически доказана возможность использования МГК для исследования региональных процессов (Баранов, Скуфьина, 2005в). МГК состоит в переходе от исходной системы показателей к новому набору показателей, называемых главными компонентами. Каждая главная компонента является взвешенной суммой исходных показателей. Корреляция между главными компонентами равна нулю, следовательно, избыточная информация, которая присутствовала в значениях исходных показателей, по причине коррелированности отсутствует.
Рассмотрим региональную группу, состоящую из т регионов, которые характеризуются п показателями. Сформируем матрицу исходных данных Р(?), состоящую из т строк и п столбцов, так, чтобы ее строки соответствовали регионам, а в столбцах содержались значения показателей, характеризующих регион за год Поскольку эти показатели имеют разные единицы измерения, разделив значения каждого показателя на соответствующее стандартное отклонение, приведем их к одной размерности.
Для расчета составляющих первой главной компоненты (И) подберем веса и1(1), ..., и1(п) так, чтобы взвешенная сумма значений всех показателей для всех регионов объясняла наибольшую часть разброса (дисперсии) исходных данных. Для расчета составляющих второй главной компоненты (К2) подберем веса и2(1), ..., и2(п), так чтобы взвешенная сумма значений всех показателей для всех регионов объясняла наибольшую часть
оставшейся дисперсии и имела нулевую корреляцию с первой главной компонентой. Подобрать веса можно с помощью метода главных компонент. Составляющая компоненты К1, соответствующая /-му региону, вычисляется следующим образом:
К1(/) = м 1(1) Р(1, /) + м1(2) Р(2, /) + ... + + и1(п) Р(п, /), (5)
где м1(1), ..., м2(п) - подобранные веса; Р(1, /), ..., Р(п, /) - значения 1, ..., п-го показателя для /-го региона. Остальные главные компоненты рассчитываются аналогично.
В результате такого перехода получим новую систему показателей, называемую системой главных компонент. Направления, задаваемые главными компонентами, автор предлагает назвать главными осями (направлениями) межрегиональной дифференциации.
На основе обозначенных выше построений разработана авторская методика анализа межрегиональной дифференциации, сущность которой состоит в следующем.
Компонента К1 имеет наибольшую дисперсию, равную АЛ, соответствующий вектор (м1) мы будем называть главным направлением (или главным вектором) межрегиональной дифференциации; дисперсия К2 равна А2 и т.д. Вдоль главного направления межрегиональной дифференциации показатели регионального развития имеют наибольший разброс. Процент этого разброса определяется как отношение значения дисперсии компоненты К1 к сумме дисперсий всех главных компонент, умноженное на 100%:
{К1} = 100%-А1/(А1 + ... + Ада). (6)
Величина, определяемая (6), является индикатором управляемости экономики. Более управляемой является та группа регионов, у которой группировка значений показателей вдоль главного направления межрегиональной дифференциации больше.
Изменения главного направления межрегиональной дифференциации и доли дисперсии по нему, рассчитанные по значениям социально-экономических показателей, яв-
ляются индикаторами изменений социально-экономической ситуации в регионах России. Например, при реформировании межбюджетных отношений или изменении налоговой политики значения региональных показателей будут меняться, следовательно, будет меняться и направление главного вектора межрегиональной дифференциации, а вместе с ним - и дисперсия вдоль этого направления.
Веса м1(1), ..., м2(п), использованные в формуле (5), характеризуют вклад каждого показателя в главное направление межрегиональной дифференциации региональной группы. Процент вклада каждого показателя в это направление определяется как отношение соответствующей компоненты вектора м1 к сумме всех компонент вектора м1, умноженное на 100%. Процент вклада /-го показателя определяется следующим образом:
{П/} = 100% * м1(к)/(м1(1) + ... + м1(п)). (7)
Анализ динамики вклада показателей позволяет сделать вывод о наличии или отсутствии группы показателей, определяющих главное направление межрегиональной дифференциации. Для государственного управления территориальным развитием эти данные позволяют выделить такие компоненты социально-экономического развития, воздействие на которые наиболее результативно позволит нивелировать межрегиональную асимметрию социально-экономического развития. Несомненный интерес представляет также сравнение степени влияния того или иного показателя на это направление в рассматриваемых региональных группах. Сравнение динамики влияния используемых показателей на главное направление межрегиональной дифференциации предлагается осуществить с помощью меры согласованности, рассмотренной выше.
Отметим, что проведенные оценки структуры межрегиональной дифференциации по широкому перечню показателей представляют интерес для целей государственного регулирования территориального развития (Баранов, Скуфьина, 2005в). Однако резуль-
таты анализа по разработанной методике позволяют сформулировать не только выводы по каждому из показателей, но и положения концептуального характера, являющиеся значимыми для формирования теоретических основ регулирования развития Севера РФ.
Апробация этой методики позволила установить специфически сложную структуру межрегиональной дифференциации для регионов зоны Севера и несеверной части РФ. То есть вклад какого-то одного или нескольких показателей не является определяющим. Для государственного управления этот факт означает нецелесообразность влияния на какой-либо отдельный, считающийся приоритетным компонент региональной системы для решения проблемы межрегиональной дифференциации. Расчет дисперсии вдоль главного вектора межрегиональной дифференциации всей РФ, регионов зоны Севера и несеверной части РФ показал, что по всей РФ она выше, чем внутри группы северных и несеверных регионов. Для целей государственного регулирования это означает необходимость применения разных схем управления к зоне Севера и несеверной части, поскольку, исходя из расчетов, каждая из этих групп регионов более управляема, чем РФ в целом. Этот фактор снижает эффективность государственного управления при отказе в признании регионов зоны Севера особым объектом управления. Слабая согласованность в изменениях главных направлений межрегиональной дифференциации в рассматриваемых региональных группах свидетельствует, что одно и то же управляющее воздействие приведет к разным результатам для несеверных регионов и регионов зоны Севера. Это свидетельствует о необходимости учета особых факторов «север-ности» в региональной политике.
Методика оценки уровней социально-экономического развития субъектов РФ. Ключевым звеном методического обеспечения сравнительной оценки социально-экономического развития регионов для целей государственного регулирования является методика расчета
интегральных характеристик развития субъектов РФ. Однако, как было показано выше, ее использование существенно ограничивает информативность полученных результатов оценки для целей принятия решений в области регулирования регионального развития. Для преодоления указанных недостатков автором разработана методика построения рейтингов социально-экономического развития регионов, основанная на методе главных компонент и использовании статистики Т^-Хоттелинга.
Предлагается определять рейтинг дифференциации региона как расстояние до центра данных - начало координат в системе главных компонент - с нормировкой на дисперсии по соответствующим главным компонентам (статистика Т2-Хоттелинга). Чем больше значение этого рейтинга, тем сильнее регион выделяется из соответствующей региональной группы (наиболее удален от «центра масс»). Для определения, в худшую или лучшую сторону отклоняется регион с точки зрения социально-экономического развития, автор предлагает снабдить рейтинг знаком официальной комплексной оценки социально-экономического развития регионов (8). В результате рассчитывается рейтинг социально-экономического развития региона:
Я(г) = щп(Сошр1ехВЛЬЩ)) х К1(/)2 Кп(г)2
Х1
Хп
(8)
где г - регион, СотрехВа11 - комплексная оценка региона, полученная по официальной методике (Приложение № 6., 2001); а R(г) -рейтинг региона; sgn - функция-знак (равна 1, если число > 0, и -1, если < 0). Нормировка на дисперсии (Х1, ..., Хп) выполняется для приведения главных компонент к одинаковым масштабам.
Рейтинговая оценка регионов на основе интегральных социально-экономических индикаторов удовлетворяет необходимым принципам научного анализа и технологиям принятия решений. Разработанная методика построения упорядоченных рейтингов ре-
гионов позволяет не только ранжировать регионы по уровню социально-экономического развития, но и количественно измерять этот уровень внутри региональной группы, дает возможность проводить комплексные межрегиональные сопоставления.
Результаты апробации методики показывают, что полученные рейтинги социально-экономического развития хорошо согласуются как с количественными, так и качественными оценками социально-экономического положения регионов (Баранов, Скуфьина, 2005в). Это свидетельствует о возможности использования методики не только для исследовательских целей, но и в практике управления.
Полагаем, что представленные методики могут служить действенными инструментами диагностики межрегиональной дифференциации, выявления узловых территориальных проблем, определения последствий государственного управления и определения возможностей регулирования асимметричности пространственного развития России.
Литература
рования территориального развития. М.: Эди-ториал УРСС, 2003.
О федеральной целевой программе «Сокращение различий в социально-экономическом развитии регионов Российской Федерации (2002-2010 годы и до 2015 года)». Постановление Правительства РФ от 11 октября 2001 г. № 717// Собрание законодательства РФ. 2001. № 43. С. 9011-9035.
ПолыневА.О. Межрегиональная экономическая дифференциация: методология анализа и государственного регулирования. М.: Эдиториал УРСС, 2003. С. 9-10.
Приложение № 6 к федеральной целевой программе «Сокращение различий в социально-экономическом развитии регионов Российской Федерации (2002-2010 годы и до 2015 года) // Собрание законодательства РФ. 2001. № 43. С. 9036-9060.
Суспицын С.А. Барометры общего регионального положения // Проблемы прогнозирования. 2005. № 2.
Рукопись поступила в редакцию 09.02.2009 г.
Баранов С.В. Диагностика межрегиональной дифференциации // Региональная экономика: теория и практика. 2007. № 6. С. 42-81.
Баранов С.В., Скуфьина Т.П. Новые подходы к оценке межрегиональной дифференциации // Федерализм. 2005а. № 1. С. 51-70.
Баранов С.В., Скуфьина Т.П. Статистический анализ дифференциации регионов зоны Севера в общероссийском контексте // Вопросы статистики. 2005б. № 11. С. 35-45.
Баранов С.В., Скуфьина Т.П. Анализ межрегиональной дифференциации и построение рейтингов субъектов Российской Федерации // Вопросы экономики. 2005в. № 8. С. 54-75.
Гранберг А.Г. Основы региональной экономики. М.: ГУ ВШЭ, 2000.
Лексин В.Н., Швецов А.Н. Государство и регионы. Теория и практика государственного регули-
