CC BY
198
РЕГИОНАЛЬНЫЕ ПРОБЛЕМЫ
С.А. Суспицын
БАРОМЕТРЫ ОБЩЕГО РЕГИОНАЛЬНОГО ПОЛОЖЕНИЙ
В статье рассматриваются методы и результаты сопоставлений социально-экономического положения регионов РФ. Классифицированы основные задачи межрегионального анализа и предложены обобщающие процедуры для оценок межрегиональной дифференциации и снижения уровня необъективных региональных различий. Представлены расчеты сводных индексов регионального развития по данным оперативной статистики Госкомстата России за 2000-2003 гг.
Формирование рыночных отношений и становление федеративных основ РФ повышают роль регионов как хозяйствующих субъектов, участвующих в экономических процессах на условиях конкуренции и равноправного партнерства.
Проблемы межрегиональных сопоставлений. В связи с этим проблеме межрегиональных экономических измерений как статистической базе государственной региональной политики в последнее время уделяется повышенное внимание2. Межрегиональные сопоставления социально-экономического положения регионов необходимы как государству (в лице федеральных органов управления) для обеспечения региональной политики, так и регионам (прежде всего в лице региональных администраций), результаты (оценки) которых служат ориентирами в изменившихся условиях внешней среды, межрегиональных и межуровневых отношений. Наибольшую популярность среди таких сопоставлений приобрели рейтинговые сравнения социально-экономического развития регионов. Простота методик сравнительного анализа, позволяющих рассчитывать балльные оценки, ранги, частные и сводные рейтинги по достаточно широкому кругу явлений и показателей социально-экономического развития регионов сделали их доступными для специалистов, ученых и статистиков и др. К сожалению, внимания, соразмерного интересу использования, к совершенствованию самих методик межрегиональных сопоставлений, обоснованию корректности методов оценки и достоверности результатов сравнений не наблюдается.
Основная идея рейтинговых методов состоит в возможности построения относительно простыми средствами упорядоченных оценок сравнительного положения регионов РФ. Использование большинства конкретных подходов позволяет формировать однородные массивы региональных показателей, которые затем нормируются (приводятся к единому масштабу) для обеспечения корректности межрегиональных сопоставлений. Построенные таким образом совокупности региональных показателей (индикаторов) пригодны для сравнения. Рейтинги могут быть локальными (частными, по отдельным индикаторам) или сводными (комплексными, по совокупности индикаторов). При проведении комплексных сравнений отдельным индикаторам экзогенно могут быть заданы веса, отражающие их неравнозначность.
1 Статья подготовлена при финансовой поддержке Российского гуманитарного научного фонда (проект № 03-02-00360а), грантов СО РАН (проекты № 75, № 7.1.1).
2 Всесторонне эта проблема обсуждалась 24 июня 2003 г. на Круглом столе «Межрегиональные экономические измерения», организованном Госкомстатом, ГНУ СОПС РАН и МЭРТ России, редакциями журналов «Вестник статистики» и «Российский экономический журнал». Этой теме была также посвящена Всероссийская научно-практическая конференция «Проблемы межрегиональных экономических измерений» (Москва, 5-6 декабря 2003 г.).
Однако при всей популярности межрегиональных сопоставлений на основе рейтинговых оценок, простоте и наглядности их расчета даже в корректных схемах и способах подготовки исходных индикаторов есть много методических неясностей, порождающих парадоксы рейтинговых сравнений. Рассмотрим, например, три условных региона А, В и С, в которых уровень развития образования (отрасль 1) составляет по отношению к среднему по стране 35, 50 и 65% соответственно, а уровень развития здравоохранения (отрасль 2) - 60, 40 и 35%. Задача состоит в оценке рейтинговыми методами сравнительных уровней развития социальной сферы и выделении на этой основе приоритетных регионов для реализации в них программ развития отстающих секторов. Рассчитанные по частным оценкам сводные рейтинги регионов по уровню развития в них социальной сферы в целом равны 95, 90 и 100% соответственно. Исходя из этих оценок первым претендует на программу развития социальной сферы регион В. Но его локальные характеристики (уровни развития отдельных отраслей) являются не самыми худшими среди сравниваемых регионов (35 < 50 < 65, 60 > 40 > 35), поэтому он не может рассматриваться как первоочередной объект программных изменений. Вместе с тем ориентация на частные рейтинги регионов по отдельным отраслям и попытка в соответствии с ними повысить уровни развития -образования в регионе А и здравоохранения в регионе С - вступают в противоречия с рекомендациями по составлению сводных рейтингов, лишь увеличивая межрегиональную дифференциацию в целом. Так при 5-процентном росте отстающих секторов по сравнению с общероссийским сводные рейтинги регионов А, В и С составят 100, 90 и 105% вместо прежних 95, 90 и 100%.
Не спасает положения и использование ранговых методов, когда на основе упорядоченных значений индикаторов регионам присваиваются соответствующие места (ранги) среди всей совокупности регионов. Очевидно, что ранги регионов А, В и С по уровню развития отрасли 1 равны 1; 2; 3 соответственно, а отрасли 2 - 3; 2; 1. Следовательно, сводные ранговые оценки (как полусуммы частных рангов) развития социальной сферы всех регионов совпадают и равны 2. Регионы оказываются по этому критерию равно приоритетными, что исключает необходимость программных мероприятий в них по сближению уровней развития социальной сферы.
Проблемы подобного рода актуализирует развитие методов сравнительного межрегионального анализа. Важными их составляющими являются также методы подготовки сопоставимых исходных региональных индикаторов и арсенал аналитических приложений - банк содержательных задач, изучение которых опирается на экономические барометры состояния и развития регионов РФ. Последние можно определить как рассматриваемые в единстве информационные, методические и программно-аналитические компоненты многообразия средств оценки социально-экономического положения регионов и межрегиональных сопоставлений.
Общая характеристика метода рейтинговых сравнений. Формально процедура рейтинговых сравнений регионов представляет собой решение задачи параметрической оптимизации линейного функционала на ограниченных множествах (как правило, конечных) индикаторов (рис. 1, линии уровня 2 и 1). При ранговых сравнениях оптимизация происходит на целочисленной решетке образа этого множества в соответствующем пространстве. Весовые коэффициенты индикаторов задают положение градиента линейной формы, с помощью которой рассчитываются региональные рейтинги (рис. 1, линии 1 и 3). Предположение о линейной форме построения сводных рейтингов по частным индикаторам не создает затруднений,
поскольку всякая мультипликативная свертка локальных рейтингов может быть приведена посредством монотонного преобразования (например, логарифмированием) к аддитивному виду и обладать большинством из обсуждаемых свойств рейтинговых оценок.
При построении и использовании рейтинговых методик обычно выделяют несколько основных этапов: выбор исходных социально-экономических
показателей; построение системы сопоставимых индикаторов; расчет сводных рейтингов (при необходимости - рангов); упорядочение регионов в соответствии с этими рейтингами (рангами).
1 3
Рис. 1. Рейтинговые сравнения на множестве региональных индикаторов
Первичный массив социально-экономических показателей должен быть достаточно полным для решения поставленных задач межрегиональных сравнений. Главное свойство построенных на его основе региональных индикаторов -максимальная сопоставимость - достигается обычно приведением их к единому масштабу, односторонней целевой направленностью (например, «чем больше, тем лучше»), элиминированием возможных искажений: статистических и ценовых (инфляционных и региональных удорожаний). Корректно построенные согласно этим правилам индикаторы социально-экономического состояния регионов по каждой позиции представляют собой частные рейтинги. Их интеграция в сводные рейтинги возможна либо непосредственно, либо с помощью итеративных процедур расчетов иерархически организованной системы сводных рейтингов, включающей вместе с частными и генеральными рейтингами оценки промежуточной степени интегрированности, относящиеся к отдельным группам характеристик состояния регионов. Необходимость построения сводных рейтингов очевидна, поскольку независимые сравнения регионов по отдельным индикаторам, как правило, дают разнонаправленные упорядочения этих регионов.
К основным свойствам методов рейтинговых сравнений относятся следующие.
Зависимость результатов от размерности пространства индикаторов. Увеличение числа индикаторов в сводном упорядочении может изменить итоги межрегиональных сравнений при относительно малой размерности пространства исходных индикаторов. При достаточно большой его размерности рассмотрение дополнительных индикаторов мало влияет на порядок рейтинговых сравнений, поскольку задача сводится к сравнению регионов по математическому ожиданию
векторов частных индикаторов (их среднеарифметическим оценкам), в которых относительный вес возникающих «добавок» постоянно снижается с ростом общего числа индикаторов.
Возможность выделения групп регионов, близких по рейтингам. Разбиением шкалы изменения локальных или сводных рейтингов на интервалы высоких, низких и промежуточных значений определяются группы высоко-, средне- или низкорейтинговых регионов. Границы групп, как правило, задаются экспертно. Существуют, по крайней мере, два довода в пользу целесообразности таких операций. Первый - при интервальных оценках нивелируются возможные статистические неточности определения региональных индикаторов, второй - повышаются возможности региональной политики, дифференцированной по отношению к разным группам регионов.
Вместе с тем существуют более точные методы выделения групп однородных объектов (регионов): распознавания образов, адаптивной структуризации
пространства индикаторов, кластерный анализ и др.
Неаддитивность комплексных сравнений и псевдозамещения в них частных рейтинговых оценок. В пространствах региональных индикаторов объединение (выделение общих элементов) групп регионов, получаемых при локальных сравнениях, не совпадает с общим случаем разбиения регионов по комплексным рейтингам3. В величине сводных рейтингов возникают эффекты псевдозамещения, т. е. низкие значения одних индикаторов более чем компенсируются высокими оценками других, определяя повышенный в целом уровень сводного рейтинга. Появляющиеся при этом иллюзии благополучия исключают такие регионы из списка нуждающихся в исправлении имеющихся диспропорций.
Возможность обратной идентификации. Частично отмеченный выше недостаток рейтинговых схем можно преодолеть процедурой «возвращения» от сводных рейтингов к исходным индикаторам и анализу конкретных факторов, повлиявших на величину данного рейтинга, что обусловливает наложение ограничений на область применения сводных рейтингов. Последняя достаточно узка. В самом упорядочении регионов по ним следует «отсекать» влияние «сверхблагополучных» индикаторов, а для регионов-аутсайдеров по сводным рейтингам предусматривать факторную развертку с целью конкретизации отстающих сфер и секторов развития региона и адресной привязки возможных программных действий по их улучшению.
Необходимость и возможность эндогенизации коэффициентов значимости региональных индикаторов. Наиболее распространены методы рейтинговых сравнений, в которых априорно признается равноважность частных индикаторов регионального развития. При этом нередки ситуации, когда в силу ряда обстоятельств (однобокой структуры экономики отдельных регионов, несбалансированного состава индикаторов, искажающего влияние региональных удорожаний и др.) результаты сравнений по сводным рейтингам противоречат здравому смыслу и реальному сравнительному положению регионов. В этих случаях широко используемым приемом уточнения рейтинговых оценок является задание отдельным индикаторам определенных весов, отражающих их относительную неравнозначность. Очевидно, что экзогенное взвешивание индикаторов вносит элементы субъективизма в результаты сводных сравнений. Вместе с тем сама структура множества региональных индикаторов предопределяет сравнительную значимость отдельных компонент. Поэтому процедуры
3 Так, в условном примере, рассмотренном выше, регион А является замыкающим по результатам рейтинговой оценки развития образования, регион С — по частным оценкам развития здравоохранения, а регион В — по итогам расчета сводных рейтингов. По результатам же сводных ранговых сравнений эти регионы равно приоритетны.
ранжирования регионов и оценки сравнительной важности частных индикаторов взаимосвязаны между собой, и их одновременное применение позволяет получать согласованную систему рейтинговых оценок и весов индикаторов. В этом случае вектор региональных индикаторов, соответствующий региону с максимальным рейтингом, рассчитанным с такими определенными весами, обладает в ряде случаев следующими формальными свойствами: принадлежит Парето-границе множества региональных индикаторов; среди всех Парето-оптимальных состояний регионов наиболее удален от «центра масс», т. е. средневзвешенных региональных индикаторов.
Возможности построения иерархических систем региональных рейтингов. При сравнении субъектов РФ по большому кругу индикаторов целесообразно переходить к построению групповых рейтингов и на их основе рассчитывать интегрированные оценки сравнительного положения регионов. В этом случае возникает задача построения методической схемы расчета непротиворечивой системы иерархически организованных рейтингов. Главные трудности ее решения состоят в корректных нормировках частных рейтинговых оценок при переходе на более высокие уровни иерархии и построении согласованной системы коэффициентов значимости разноуровневых индикаторов и рейтинговых оценок.
Возможность сочетания статистических и экспертных методов при подготовке массивов используемых индикаторов. Исходные индикаторы, используемые в межрегиональных сопоставлениях, можно рассчитывать на основе статистических данных, а по тем срезам социально-экономического развития регионов, по которым данные статистики недостаточны или явно недостоверны, привлекать экспертные оценки. Дополняя статистические количественные характеристики, экспертные оценки вносят качественные различия в количественно близкие индикаторы. Региональные индикаторы, построенные на реально доступных статистических данных с учетом качественных характеристик, в первую очередь должны отражать региональные различия в структуре расселения
- соотношении сельского и городского населения, в последнем следует выделить долю населения, проживающего в региональном центре. Чем выше в структуре расселения региона эти доли, тем выше при прочих равных условиях качественный уровень обеспеченности основных жизненных потребностей населения, а следовательно, больше вклад этих показателей в сводный рейтинг региона. Отсутствие подобных качественных поправок может приводить к парадоксальным результатам - регион, в котором жизненный уровень и сельского, и городского населения ниже, чем в соседнем регионе, в силу структуры расселения может иметь лучший сводный рейтинг.
Другие барометры общего социально-экономического положения регионов. Рейтинговые сопоставления региональных индикаторов - не единственный вид экономических барометров-инструментов сравнительного анализа социальноэкономического положения регионов РФ. Помимо них используются следующие методы: сравнения на основе обобщенных весов регионов, построения сводных индексов объективных различий регионов; сравнений регионов на основе адаптивной структуризации пространства региональных индикаторов .
Методы сравнений на основе обобщенных весов регионов. Идея этих методов состоит в рассмотрении всевозможных объемных показателей в регионе и стране в целом: численности населения, занятых и безработных, объемов промышленного и сельскохозяйственного производств, фонда оплаты труда и совокупных доходов населения, жилого фонда и объемов услуг отраслей социальной сферы, объемов ВРП и инвестиций и т.д. По этим показателям рассчитываются доли региона в
4 Подробнее эти подходы с примерами экспериментальных расчетов описаны в монографиях [1, 2].
стране и на их основе - усредненная доля региона в РФ как среднеарифметическая величина частных долей. Нормировка обобщенной доли региона к доле его населения позволяет получить итоговый весовой индекс. Регионы с индексами больше 1 превышают среднероссийский уровень, меньше 1 - не достигают его. Корректные расчеты таких индексов предполагают одностороннюю направленность всех балансов и используемых показателей, поскольку естественно ориентированная шкала изменения обобщенных весовых индексов означает, что большее значение индекса соответствует лучшему положению региона. Поэтому некоторые исходные показатели, не отвечающие изначально этому условию (число преступлений, численность безработных, число умерших и др.), должны быть предварительно приведены к общему виду. Особенности многообразных частных весовых пропорций (по отдельным показателям) можно отразить в расчетных коэффициентах вариации этих долей в каждом регионе. В результате окончательные индексы сравнения регионов методами расчета весовых коэффициентов имеют двухкомпонентную структуру - обобщенный весовой индекс и коэффициент вариации частных весовых индексов. В одних вариантах межрегиональных сравнений возможно прямое использование двухкомпонентных индексов, в других - необходима их предварительная трансформация в интегрированный весовой индекс. Как и в рейтинговых схемах, по результатам построения весовых индексов можно проводить ранговые упорядочения.
Методы межрегиональных сравнений на основе построения индексов объективных различий регионов. Эти методы, близкие к предыдущим, основаны на использовании обобщенных (усредненных) относительных индикаторов регионального развития, не содержащих ценовых удорожаний. Идея метода созвучна приемам элиминирования инфляционных влияний на оценки реального экономического роста посредством пересчета номинальных индикаторов в цены базисного периода. Таким образом, индикаторы текущего и базисного года связаны между собой индексами роста цен и физического объема. Аналогично возможно элиминирование влияния ценовых неравенств в регионах путем перехода к показателям единого уровня (например среднероссийским) и проверки связи номинальных и приведенных индикаторов через индексы региональных удорожаний и объективных различий.
Индексы объективных различий аккумулируют в себе не только дифференциацию природно-климатических условий, но и сложившуюся структуру экономики, уровень ее рентабельности, другие факторы, считающиеся обычно неизменными при расчетах агрегатных показателей. Различия регионов, вызываемые этими факторами, носят долговременный характер, именно поэтому возможно их включение в число тех факторов, которые определяют объективный характер территориальной дифференциации.
Определение индексов объективных различий представляет итеративную процедуру их последовательного пересчета по мере уточнения индексов региональных удорожаний, в соответствии с которыми рассчитываются индикаторы единого уровня. Общая схема алгоритма состоит в следующем:
1. Для каждого региона строятся векторы относительных индикаторов.
2. За начальный вектор региональных удорожаний принимаются относительные значения стоимостных оценок минимального набора продуктов питания.
3. С использованием промежуточных индексов региональных удорожаний корректируются относительные индикаторы, уточненные на предыдущей итерации.
4. Рассчитываются промежуточные значения индексов объективных различий регионов как средние величины относительных индикаторов с учетом поправок на региональные удорожания.
5. Оцениваются факторные поправки полученных индексов объективных значений.
6. Уточняются сводные индексы региональных удорожаний.
7. Процесс повторяется с п. 3.
Признаком окончания процесса является стабилизация сводных индексов объективных различий и региональных удорожаний. Как показали эксперименты, процесс сходится за 6-10 итераций.
Возможны два варианта использования в межрегиональных сравнениях индексов объективных различий регионов: отдельно и совместно с
коэффициентами вариации частных индикаторов. Общая схема двухкомпонентных сравнений может быть сходной с описанной выше для обобщенных весовых индексов.
Сравнения регионов методом адаптивной структуризации пространства региональных индикаторов. Основные отличия данной методики от рейтинговых схем состоят в обратной последовательности двух главных задач межрегиональных сопоставлений - линейного ранжирования регионов и выделения их однородных группировок. В рейтинговых схемах по рассчитанным сводным рейтингам можно определить и группы близких регионов. Возможен обратный порядок, когда исходным является построение региональных кластеров, а линейное упорядочение регионов осуществляется посредством параметризации процедур кластеризации их рассматриваемой совокупности.
Центральным в предлагаемом подходе является понятие зоны приемлемых состояний. Под ней понимается область средних значений индикаторов по рассматриваемой группе регионов. Сложившаяся при этом конфигурация средней зоны, при продолжении ее до граничных гиперплоскостей, однозначно выделяет в пространстве индикаторов еще пять зон, естественно упорядочивающих регионы (неблагополучные, хуже средних, проблемные, лучше средних, благополучные). Для выделенных зон можно ввести естественный порядок, закрепленный в их названиях. Он естествен в том смысле, что для каждой точки из зоны г найдется элемент в зоне г+1, мажорирующий ее по всем компонентам (может быть не строго), и не существует таких мажорантов в предшествующих зонах. При этом получаемая структура пространства индикаторов определяется не только размерами средней зоны, но и положением в этом пространстве «центра масс» - точки, задаваемой средними значениями индикаторов по рассматриваемой совокупности регионов.
Так вводимый топологический порядок в пространстве региональных индикаторов позволяет с единых позиций рассмотреть базовые процедуры межрегиональных сопоставлений: зонирования (выделения групп близких
регионов); ранжирования (линейного упорядочения рассматриваемых регионов); нормирования (определения дифференцированных желаемых состояний регионов, снижающих степень межрегиональных различий); бюджетирования (оценки затрат на переход регионов от фактических состояний к желаемым).
Сравнение методик межрегиональных сопоставлений. По предложенным методикам с использованием данных годовой статистики, содержащихся в сборниках Госкомстата «Регионы России», выполнены серии расчетов5. Среди них сравнения регионов:
5 Результаты экспериментов описаны в кн. [3].
- по душевому ВРП;
- по главным индикаторам;
- по расширенному массиву статистических данных для укрупненной территориальной сетки;
- с привлечением экспертных оценок неформализованных срезов социальноэкономического положения регионов;
- по субъектам РФ в составе федеральных округов;
- иерархические, в детальной территориальной сетке;
- комплексные по методике адаптивной структуризации пространства региональных индикаторов.
Данные задачи можно рассматривать как примеры выбора наиболее подходящих методических схем при решении конкретных задач межрегиональных сравнений в конкретных условиях. Экспериментальным путем установлено, что на одинаковых массивах данных и для одних и тех же задач большинство рассмотренных выше методик дает близкие результаты порядковых сравнений (с 80-процентной степенью совпадения). Основными факторами, обеспечивающими такую близость, являются дискретность и конечность множества допустимых состояний регионов в пространстве региональных индикаторов, обеспечивающих в широких пределах инвариантность упорядочений регионов при разных вариантах расчетов региональных оценок. Поэтому при «грубых» сравнениях, предполагающих выделения групп близких по рейтингам регионов, допустимы любые методические схемы, смена кластеров возможна лишь для регионов с рейтингами, близкими к границам выбранных диапазонов групп. В случаях, когда особо важен порядок следования всех регионов, предпочтительнее более тонкие методы: схемы с самонастраивающимися коэффициентами значимости отдельных индикаторов или методы межрегиональных сравнений на основе адаптивной структуризации пространства региональных индикаторов, свободных от разномасштабных представлений разных индикаторов и влияния на сводные оценки «выбросов» отдельных частных оценок - типичной проблемы оценивания в стандартных подходах.
Оценки положения регионов РФ по данным оперативной статистики Госкомстата России за 2000-2003 гг. В первом квартале очередного года Госкомстат России публикует оперативные итоги социально-экономического развития регионов за предыдущий год. Основной вопрос состоит в том, являются ли данные оперативной статистики достаточно репрезентативными для выявления тенденций и закономерностей развития территориальной системы РФ в 2000-2003 гг.
Статистический массив насчитывает 29 позиций. Часть этих показателей характеризует состояние регионов (инвестиции, ввод жилья, средняя зарплата, стоимость минимальных продуктовых наборов, численность безработных, доходы и расходы консолидированных региональных бюджетов), другие - динамику изменений (темпы роста промышленной и сельскохозяйственной продукции, душевых доходов, платных услуг и оборота розничной торговли). Некоторые из них являются неинформативными (задолженность по зарплате, которая составила в 2003 г. лишь около 0,5% фонда оплаты труда), нерегулярными (иностранные инвестиции), вторичными (интенсивность естественного прироста населения), или сомнительными (темпы роста жилищного строительства, которые не соответствуют объемам ввода жилья). Такие показатели были исключены из рассмотрения.
Для проведения межрегиональных сравнений по исходным показателям был построен массив сопоставимых региональных индикаторов, в котором для
нормировки индикаторов использовался дополнительно введенный показатель численности населения на начало года. Все стоимостные оценки были приведены к 2000 г. Пересчет инвестиций осуществлялся по индексу цен продукции промышленности, приведение зарплаты - по индексу потребительских цен, расходов региональных бюджетов - по взвешенному индексу цен промышленности и потребительских товаров. Сравнения проводились в разрезе 79 субъектов РФ, без выделения Чеченской республики и автономных округов (кроме Чукотского АО); последние рассматривались в составе материнских регионов.
Факторные оценки состояния и региональных различий в 2000-2003 гг. Промышленность. В округах с наибольшим ростом промышленного производства (Центральный, Южный, Уральский, Сибирский) различия между регионами возросли. В округах с ростом промышленности меньше 120% эти различия сократились. Лишь в Северо-Западном округе максимальный рост производства промышленной продукции сопровождался существенным снижением различий между его регионами. Дифференциация между округами практически сохранилась на уровне 2000 г. (табл. 1).
Таблица 1
Факторные оценки социально-экономического положения регионов и межрегиональные различия в 2003 г., % к 2000 г.*
Федеральный округ Промышленна я продукция Инвестиции Безработица Заработная плата Бюджетная обеспеченность
Центральный 129,5 188,0 130,8 181,7 223,8
101,6 64,6 81,7 93,7 80,1
Северо-Западный 137,5 259,4 139,2 173,9 204,2
87,6 103,9 119,4 80,3 91,1
Южный 125,6 165,5 131,0 176,6 249,3
218,6 81,3 72,9 71,2 80,4
Приволжский 114,9 219,2 124,6 162,8 157,7
93,6 81,1 50,4 67,9 34,4
Уральский 124,5 320,8 141,7 125,9 149,7
135,0 45,5 93,3 98,9 50,1
Сибирский 120,1 350,7 163,0 122,4 230,1
138,9 87,2 138,6 74,1 90,5
Дальневосточный 107,3 375,6 169,5 170,2 230,2
78,6 141,7 84,9 72,7 81,6
Изменения различий 99,1 95,4 98,8 93,5 60,1
между округами
* Верхняя цифра — оценка в среднем; нижняя - различия (тах/тіп)
Инвестиции. Наибольший рост душевых инвестиций отмечается в восточных регионах страны. Различия между федеральными округами по душевым инвестициям сократились на 4,6%. В большинстве округов по сравнению с 2000 г. инвестиции распределяются несколько ровнее. Возросшая дифференциация между регионами в Северо-Западном и Дальневосточном округах объясняется реализацией крупных ресурсных проектов в Республике Коми и Сахалинской области.
Занятость населения. Во всех округах органы социальной защиты зарегистрировали в 2003 г. больше безработных, чем в 2000 г., при этом плотность безработицы в восточных регионах заметно выше, чем в европейской части страны. Рост межрегиональных различий в Сибирском федеральном округе объясняется более чем двукратным ростом относительной безработицы в
Республике Тува. В остальных округах дифференциация между регионами заметно снизилась.
Среднемесячная зарплата. Реальная заработная плата выросла намного выше в европейских районах страны при повсеместном сокращении внутриокружных различий. В целом различия между федеральными округами сократились лишь на 6,5%.
Бюджетная обеспеченность. В бюджетной сфере заметны выравнивающие тенденции - различия в оценках бюджетной обеспеченности между округами сократились более чем на треть. Наиболее снизилась дифференциация в Приволжском и Уральском округах, в которых за три года высоким ростом бюджетных доходов характеризовались слабые регионы при относительной их стабилизации в сильных (из сравнений исключен Чукотский автономный округ в силу особых условий формирования его бюджета в последние годы и крайне малого его влияния на окружные показатели).
Интегральные индексы социально-экономического положения федеральных округов и РФ в целом. Сводные индексы субъектов РФ определены как средние оценки шести относительных индикаторов, приведенных к условиям 2000 г.: плотности промышленного производства, инвестиций, строительства жилья, безработицы, заработной платы, бюджетной обеспеченности. Взвешиванием по численности населения индексов субъектов РФ определяются локальные индексы федеральных округов, а нормировкой последних с учетом обобщенных весов -интегральные индексы округов и территориальной системы РФ в целом (табл. 2).
Таблица 2
Интегральные индексы макрорегионов (федеральных округов)
Федеральный округ 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г.
Россия в целом 109,5 106,0 103,8 110,3
Центральный 122,6 118,6 122,7 131,6
Северо-Западный 106,2 104,5 102,9 116,7
Южный 78,1 76,8 77,6 77,8
Приволжский 120,7 110,8 99,9 106,2
Уральский 167,0 166,5 157,6 164,8
Сибирский 70,4 69,9 70,0 71,7
Дальневосточный 106,2 109,9 108,5 110,3
Анализ интегральных индексов и коэффициентов их вариации как меры макрорегиональных различий показывает, что в период 2000-2003 гг. макрорегиональная структура РФ по этим показателям достигла состояния, близкого к исходному (рис. 2).
Коэффициент
вариации
0,278 -|
0,276
0,274
0,272 -
0,27
0,268
0,266
0,264
0,262
0,26
0,258
Индекс ТС
104
105
106
107
108
109
Рис. 2. Интегральный индекс территориальной системы РФ и региональные различия в 2000-2003 гг.
Лидеры и аутсайдеры комплексных межрегиональных сравнений в 2003 г. В используемых индикаторах в лидирующую десятку субъектов РФ по сводному индексу положения регионов вошли представители всех федеральных округов (табл. 3). Значительно вырос сводный индекс Сахалинской области. Незначительные его изменения (в обе стороны) можно отметить для Тюменской и Астраханской областей, городов Москвы и Санкт-Петербурга. Не изменился сводный индекс Краснодарского края. Заметно ухудшились позиции республик Саха (Якутия) и Татарстана, Красноярского края и Томской области.
Большинство регионов-аутсайдеров сравнений по сводному индексу (7 из 10) по итогам 2003 г. либо сохранили, либо улучшили свое положение по сравнению с 2000 г. Лишь для Ингушетии и Приморского края отмечается заметное снижение сводного рейтинга, впрочем, у последнего в 2002-2003 гг. появились признаки стабилизации.
Таблица 3
Сводные индексы положения регионов-лидеров и регионов-аутсайдеров в 2003 г.
Регионы 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г.
Регионы-лидеры
Тюменская обл. 212,2 212,7 203,3 202,0
Саха (Якутия) 202,4 205,6 189,7 182,0
Москва 178,1 169,8 170,2 167,9
Сахалинская обл. 125,3 114,0 112,1 159,6
Астраханская обл. 145,4 149,5 140,7 153,2
Санкт-Петербург 125,0 125,7 129,7 135,8
Татарстан 159,2 157,6 144,5 134,5
Краснодарский край 132,7 124,5 136,4 133,0
Красноярский край 153,2 157,8 146,3 131,9
Томская обл. 144,7 129,6 122,2 129,9
Регионы-аутсайдеры
Марий Эл 44,9 45,3 56,9 58,0
Приморский край 66,7 59,5 55,0 56,5
Псковская обл. 53,9 55,9 57,5 56,4
Тамбовская обл. 47,4 48,1 52,3 55,6
Дагестан 46,8 55,4 50,1 55,0
Брянская обл. 47,7 48,7 48,7 50,9
Тува 50,4 59,1 55,6 49,4
Ивановская обл. 53,7 52,7 48,1 48,6
Курганская обл. 41,3 38,4 38,4 41,8
Ингушетия 47,9 46,4 43,6 38,8
Индексы динамики развития макрорегионов РФ. В табл. 4 приведены средние оценки четырех частных индексов динамики развития, содержащихся в исходном массиве данных: индекса промышленного производства, оборота розничной торговли, платных услуг, реальных денежных доходов.
Таблица 4
Индекс динамики макрорегионов РФ
Федеральный округ 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г.
Россия в целом 106,0 105,0 105,4 109,7
Центральный 105,5 104,1 106,1 111,9
Северо-Западный 105,2 104,0 108,0 112,8
Южный 106,7 106,0 106,4 107,5
Приволжский 102,1 104,6 104,4 107,6
Уральский 105,0 107,6 107,5 109,5
Сибирский 102,2 102,4 106,2 107,5
Дальневосточный 99,7 103,9 100,9 107,5
По темпам изменения индексов динамики развития все субъекты РФ были разбиты на четыре группы. В изменении размеров групп по числу входящих в них регионов обнаружились интересные закономерности (табл. 5). Во-первых, за четыре года средняя оценка годовых распределений регионов по группам (18; 20; 19,5; 21,5) близка к равномерному распределению с плотностью 79/4 = 19,75 (возможной гипотезой для объяснения может быть предположение об отсутствии в России сильной государственной региональной политики). Во-вторых, изменение по годам местоположения наиболее многочисленной группы описывает некоторый цикл, подобный фазе синусоидальной волны. Вполне возможно, что в этом проявляются влияния жизненного цикла основных факторов региональной динамики, которые, распространяясь по регионам, вызывают регулярные колебания темпов их развития.
Таблица 5
Число регионов в группах по индексу динамики развития
Группа прироста индекса динамики, % 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г.
0,0-4,0 18 30 16 8
4,1-7,0 20 16 24 20
7,1-10,0 22 13 22 21
10,1 и выше 19 20 17 30
Общие итоги за 2000-2003 гг. по среднегодовым темпам изменения индексов динамики приведены в табл. 6. В основном в каждой группе представлены регионы из всех федеральных округов. Лишь в низшей группе отсутствуют регионы Уральского округа, а в высшей - Центрального округа.
Таблица 6
Распределение регионов по величине индекса динамики развития (в среднегодовом исчислении за 2000-2003 гг.)
Группа прироста индекса динамики, % Субъект РФ
О, 1 о Красноярский край, Костромская обл., Курская обл., Калмыкия, Кировская обл., Магаданская обл., Новгородская обл., Ульяновская обл., Хакасия, Камчатская обл., Мурманская обл.
о к 1 Воронежская обл., Новосибирская обл., Саратовская обл., Коми, Пермская обл., Белгородская обл., Нижегородская обл., Амурская обл., Северная Осетия, Тульская обл., Ивановская обл., Владимирская обл., Пензенская обл., Самарская обл., Карелия, Курганская обл., Хабаровский край, Удмуртия, Приморский край, Марий Эл, Смоленская обл., Адыгея, Иркутская обл., Челябинская обл.
7,1 - 10,0 Брянская обл., Ленинградская обл., Псковская обл., Саха (Якутия), Свердловская обл., Сахалинская обл., Московская обл., Башкортостан, Астраханская обл., Бурятия, Рязанская обл., Орловская обл., Калужская обл., Калининградская обл., Мордовия, Тува, Чукотский АО, Москва, Ставропольский край, Краснодарский край, Татарстан, Тамбовская обл., Чувашская респ., Ярославская обл., Волгоградская обл., Липецкая обл., Алтай, Вологодская обл., Кемеровская обл.
10,1 и выше Дагестан, Кабардино-Балкария, Омская обл., Карачаево-Черкессия, Ингушетия, Еврейская АО, Читинская обл., Ростовская обл., Тюменская обл., Санкт-Петербург, Томская обл., Архангельская обл., Алтайский край
Инфляция. В наименьшей мере различаются по регионам ценовые индексы. Различия по федеральным округам индексов цен промышленности не превышали 20% в 2000 г. и 14% в 2003 г. Региональные индексы потребительских цен варьируют по округам в пределах 3-4%. Сводные ценовые индексы по федеральным округам, построенные как средневзвешенные оценки региональных индексов, изменяются в промежуточном диапазоне (табл. 7).
Таблица 7
Сводные ценовые индексы в 2000-2003 гг.
Федеральный округ 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г.
Россия в целом 127,6 113,9 115,8 113,1
Центральный 124,7 116,7 114,9 113,8
Северо-Западный 128,3 112,0 117,5 112,4
Южный 126,0 117,2 114,1 112,3
Приволжский 130,5 110,8 113,4 112,9
Уральский 140,3 111,8 119,7 107,1
Сибирский 123,8 111,3 118,9 117,7
Дальневосточный 122,3 118,7 117,1 111,3
Региональные удорожания. Единственными прямыми измерителями уровня региональных удорожаний среди показателей оперативной статистики являются оценки стоимости минимальных продуктовых наборов. Отнесенные к среднему по стране уровню они фиксируют слабовыраженные различия между регионами (в пределах 40%), не отражающие реальной дифференциации ценовой ситуации в регионах. Рассчитанные по специальной методике на имеющихся данных сводные индексы региональных удорожаний полнее отражают ценовые неравенства в регионах (табл. 8).
Таблица 8
Оценки региональных удорожаний в 2000-2003 гг.
Федеральный округ По минимальной корзине Сводные индексы
2000 г. 2003 г. 2000 г. 2003 г.
Центральный 100,2 101,3 88,9 74,3
Северо-Западный 104,7 108,0 112,3 99,5
Южный 90,2 91,4 60,4 53,4
Приволжский 93,7 91,8 74,9 59,4
Уральский 108,7 104,1 174,0 143,7
Сибирский 100,1 100,4 115,3 108,2
Дальневосточный 134,0 131,3 203,2 197,8
В оценках, элиминирующих региональные удорожания (или, по крайней мере, снижающих их влияние), макрорегионы страны выглядят иначе: сводные индексы состояния территорий, у которых эти удорожания высоки, снижаются (Уральский, Дальневосточный округа), в округах с более низким уровнем удорожаний -повышаются (табл. 9). Соответствующие изменения характерны и для субъектов РФ, однако их проявления более заметны.
Таблица 9
Индексы состояния макрорегионов в номинальных и приведенных оценках
Федеральный округ Номинальные Приведенные
2000 г. 2003 г. 2000 г. 2003 г.
Центральный 122,6 131,6 133,7 159,0
Северо-Западный 106,2 116,7 89,7 106,1
Южный 78,1 77,8 99,6 109,8
Приволжский 120,7 106,2 106,2 124,4
Уральский 167,0 164,8 93,0 104,1
Сибирский 70,4 71,7 66,4 68,2
Дальневосточный 106,2 110,3 54,3 59,7
Результаты вычислительных экспериментов показали, что оперативная статистика Госкомстата России обладает главным преимуществом - она дает возможность незамедлительных, комплексных межрегиональных сравнений состоявшихся событий и аналитических выводов, более разносторонних, чем традиционные комментарии, сопровождающие обычно публикуемые статистические материалы6. Сама ограниченность перечня оперативных
показателей предопределяет использование в анализе методик сравнения, которые могут показаться излишне упрощенными и недостаточно точными, особенно с позиций их применения в условиях более разнообразной информации. Вместе с тем на их основе уже можно более качественно исследовать процессы регионального развития.
* * *
Развитие методов анализа социально-экономического положения регионов РФ должно идти по пути систематизации основных проблем межрегиональных сопоставлений; формирования общей методологической основы разных подходов к сравнениям регионов; совершенствования традиционных методик и разработки новых методов межрегиональных сравнений.
Литература
6 См. например [4].
1. Суспицын С.А. Моделирование и анализ межуровневых отношений в Российской Федерации. Новосибирск: ИЭиОПП СО РАН, 1999.
2. Проект СИРЕНА: методы измерения и оценки региональной асимметрии. Новосибирск: ИЭиОПП СО РАН, 2002.
3. Суспицын С.А. Барометры социально-экономического положения регионов России. Новосибирск: ИЭОПП СО РАН, 2004.
4. Российская газета. № 31, 16 февраля 2002; № 49, 15 марта 2003; № 46, 6 марта 2004.
