Экономико-статистическая оценка неравномерности развития муниципальных образований региона Текст научной статьи по специальности «Экономика и бизнес»

Потенциалрегиона

УДК 311.313

ЭКОНОМИКО-СТАТИСТИЧЕСКАЯ ОЦЕНКА НЕРАВНОМЕРНОСТИ РАЗВИТИЯ МУНИЦИПАЛЬНЫХ ОБРАЗОВАНИЙ РЕГИОНА

Е.Ц. ЧИМИТДОРЖИЕВА,

кандидат экономических наук, старший преподаватель кафедры менеджмента, маркетинга и коммерции E-mail: katrin_c@mail.ru Восточно-Сибирский государственный университет технологий и управления

А.Е. ЧЕПИК,

аспирант кафедры математической статистики и эконометрики E-mail: mikhaylov_vasiliy@bk.ru Московский государственный университет экономики, статистики и информатики

Несмотря на широкое обсуждение проблемы неравномерности внутрирегионального развития, недостаточно освещенной остается связь между такими явлениями, как неравномерность развития и экономический рост. Именно этот аспект составил предмет исследования и определил его актуальность. С помощью корреляционно-регрессионного анализа осуществлено исследование воспроизводственных механизмов муниципальных образований, рассчитаны коэффициенты эластичности, позволяющие количественно оценить величину отклика результирующих признаков на изменение факторов воспроизводства. Основное предположение заключается в том, что ресурсы (факторы воспроизводства) концентрируются там, где выше отдача, следовательно, в этих муниципальных районах наблюдается ускоренный экономический рост, превышающий темпы роста в других муниципальных образованиях, что и является основной причиной развития неоднородности. Теоретические положе-

ния были подтверждены изысканиями прикладного характера. В ходе исследования были выявлены особенности экономического развития, характерные для муниципальных образований Республики Бурятия, выраженные в виде нелинейных зависимостей между показателями и в наличии эффектов отложенного характера. Различия в отклике результирующих признаков на изменение факторов производства в муниципальных образованиях Республики Бурятия могут быть причиной неравномерности внутрирегионального развития.

Ключевые слова: Республика Бурятия, неравномерность экономического развития, корреляционно-регрессионный анализ, коэффициент эластичности, муниципальные образования

Проблематика неравномерности внутрирегионального развития в настоящее время стоит достаточно остро. Исследования в данной области

сосредоточены на таких направлениях, как измерение степени дифференциации муниципальных образований по отдельным показателям развития, или с помощью интегрального показателя [1-3, 5-15]. Однако из рассмотрения выпадает такой аспект, как неравномерное развитие воспроизводственных процессов на уровне муниципальных образований. Понимание проблем внутрирегионального экономического развития через призму неоднородности воспроизводства дает возможность для исследования связи двух процессов - экономического роста и неравномерности.

Наиболее изученной является проблема сопряжения экономического роста и неоднородности распределения доходов. Так, в исследовании, проведенном Е.В. Балацким и К.М. Саакянцем [3], были рассмотрены два эффекта, связанные с ростом производства и ростом (снижением) дифференциации доходов. Если рост производства сопровождается ростом дифференциации доходов населения, то имеет место эффект компенсации (замещения) в том смысле, что рост дифференциации доходов поглощает (замещает) часть эффекта от прироста совокупного дохода. Если рост производства идет на фоне снижения дифференциации доходов населения, то имеет место эффект дополнения в том смысле, что прирост совокупного дохода дополняется ростом равномерности доходов. Результатом аналитического исследования данной проблематики стало следующее соотношение: Y _ XKd,f

р-1-я (i - к^ Г

где у - темп экономического роста;

ß - темп роста коэффициента дифференциации;

X - удельный вес успешных экономических субъектов в общей численности субъектов; Kdf - коэффициент дифференциации [3, с. 589]. В работе А.Н. Буфетовой [4] показано, что экономический рост может сопровождаться как усилением неравенства региональных центров и их периферии, так и сокращением внутрирегионального центропериферийного неравенства. Отмеченный подход обладает определенной новизной и включает расчет трех видов коэффициентов:

- коэффициента центропериферийных различий объемных среднедушевых показателей;

- коэффициента центропериферийных различий темповых показателей;

- обобщенного коэффициента центропериферий-

ных различий.

Эти коэффициенты являются относительной длиной разности между векторами удельных показателей, характеризующих состояние регионального центра и региональной периферии. Чем выше значение коэффициентов, тем сильнее внутриреги-нальная дифференциация [4, с. 59]. Использование этого подхода осложняется отсутствием критерия, позволяющего оценить степень внутрирегиональной неравномерности при наблюдаемых темпах роста.

В работе К.Ю. Борисова и О.А. Подкорыто-вой представлены результаты фундаментального исследования, посвященного рассматриваемой проблеме *. Авторы представили макроэкономический подход, основанный на модели эндогенного экономического роста, известной в экономической литературе под названием АК-модели. Однако применение указанного подхода для оценки внутрирегиональной дифференциации вызывает определенные трудности.

Для исследования проблемы неравномерности внутрирегинального развития во взаимосвязи с экономическим ростом предлагается рассмотреть воспроизводственный механизм муниципальных образований. Основное предположение заключается в том, что ресурсы (факторы воспроизводства) концентрируются там, где выше отдача, следовательно, в этих муниципальных районах наблюдается ускоренный экономический рост, превышающий темпы роста в других муниципальных образованиях, что и является основной причиной развития неоднородности. В качестве измерителей отдачи предлагается использовать коэффициент эластичности.

Проведенное исследование для муниципальных образований Республики Бурятия показало неравномерность экономического развития. Исследование неравномерности экономического развития с использованием коэффициентов эластичности позволило оценить характер воспроизводства в районах республики.

Республика Бурятия представлена 23 муниципальными образованиями, которые существенно различаются по уровню социально-экономического развития. Удельный вес районов в основных об-

* Борисов К.Ю., Подкорытова О.А. О влиянии неравенства в распределении доходов на темпы экономического развития // Вестник Санкт-Петербургского университета. 2006. Вып. 1. С. 155-168.

Потенциалрегиона Region 's potentiaC - 30 -

щереспубликанских экономических показателях в 2012 г. представлен в табл. 1.

Большую часть территории республики занимают районы Крайнего Севера. Это Баргузинский, Баунтовский, Курумканский, Муйский, Окинский, Северо-Байкальский районы и г. Северобайкальск. Эти муниципальные образования обладают богатейшим природным потенциалом, который включает лесные, водные, рекреационные ресурсы, запасы полезных ископаемых.

В структуре экономики районов центральной части республики преобладают сельское хозяйство, лесная промышленность, добывающая и обрабатывающая промышленность. Сельское хозяйство специализируется на производстве мяса, молока, зерна. В настоящее время основной точкой роста центральных районов является туристско-рекреа-ционный потенциал.

К южным районам Республики Бурятия относятся Тункинский, Закаменский, Джидинский, Кяхтинский, Бичурский. Общим направлением

их специализации являются мясомолочное животноводство, производство зерновых и кормовых культур, картофеле- и овощеводство. Кроме перечисленных производств достойное место занимают лесная и деревообрабатывающая промышленность, производство строительных материалов. Районы южной части республики обладают достаточно высоким рекреационным потенциалом, что создает предпосылки для развития туризма.

Для территорий Республики Бурятия характерно поляризованное развитие с центром. В Улан-Удэ проживает более 40% населения республики, находится большинство предприятий, в том числе республиканского значения, оборот которых составляет более 75% от оборота всех предприятий республики, оборот розничной торговли - около 72% от республиканского.

Для оценки неравномерности внутрирегионального развития был проведен корреляционный и регрессионный анализ девяти показателей экономического развития муниципальных районов.

Таблица 1

Удельный вес муниципальных образований в основных общереспубликанских экономических показателях в 2012 г., %

Числен- Оборот Объем отгру- Числен- Объем произ- Инвес-

Город, район Террито- ность пос- розничной женных това- ность водства продук- тиции в

рия тоянного торговли ров собственно- занятых в ции сельского основной

населения го производства экономике хозяйства капитал

Улан-Удэ 0,1 42,37 72,36 75,01 53,51 3,70 49,75

Северобайкальск 0,0 2,53 3,91 0,73 2,67 0,27 0,13

Баргузинский 5,3 2,39 0,60 0,05 1,54 3,13 0,18

Баунтовский 19 0,97 1,01 1,18 0,98 0,63 10,76

Бичурский 1,8 2,54 1,07 0,17 1,31 8,47 1,21

Джидинский 2,4 2,82 0,87 0,12 1,64 11,06 0,17

Еравнинский 7,3 1,89 0,77 0,40 1,26 0,43 0,44

Заиграевский 1,9 5,10 1,65 0,59 3,65 5,62 4,21

Закаменский 4,3 2,88 0,65 0,96 2,06 5,81 0,24

Иволгинский 0,8 4,03 0,77 0,07 1,22 4,63 0,11

Кабанский 3,8 6,10 4,07 4,35 5,95 7,46 7,18

Кижингинский 2,2 1,67 0,63 0,07 4,21 3,17 0,04

Курумканский 3,6 1,51 0,49 0,02 0,89 3,30 0,23

Кяхтинский 1,3 4,05 1,88 1,26 2,81 6,54 2,08

Муйский 7,2 1,33 1,18 4,47 2,25 0,22 1,64

Мухоршибирский 1,3 2,53 1,06 1,27 2,72 8,09 5,91

Окинский 7,4 0,56 0,12 3,04 1,64 1,53 0,98

Прибайкальский 4,4 2,77 1,76 1,11 2,29 4,09 2,84

Северо-Байкальский 15,4 1,41 0,65 0,36 1,73 0,67 1,30

Селенгинский 2,4 4,67 2,06 4,50 3,42 5,03 7,64

Тарбагатайский 0,9 1,71 0,63 0,04 0,94 5,91 0,21

Тункинский 3,4 2,30 1,17 0,22 1,69 6,20 2,40

Хоринский 3,8 1,87 0,66 0,03 1,26 4,02 0,36

Источник: Территориальный орган Федеральной службы государственной статистики по Республике Бурятия.

Из дальнейшего исследования были исключены Улан-Удэ и Северобайкальск. В итоге построено 294 уравнения парной регрессии, отражающие зависимость результатов экономической деятельности от различных факторов воспроизводства. В качестве результирующих признаков были использованы следующие показатели с 2002 по 2012 г.:

- отгруженные товары собственного производства, выполненные работы и услуги собственными силами по чистым видам экономической деятельности на душу населения, руб.;

- объем продукции сельского хозяйства на душу населения, руб.;

- оборот розничной торговли на душу населения, руб.

В качестве факторов воспроизводства выступили:

- инвестиции в основной капитал на душу населения, тыс. руб.;

- наличие основных фондов на конец года по полной учетной стоимости по коммерческим организациям на душу населения, руб.;

- среднегодовая численность занятых в экономике, чел.;

- естественный прирост населения на 1 000 чел. населения, чел.;

- среднемесячная номинальная начисленная заработная плата, руб.

При исследовании величины отклика собственных доходов бюджетов муниципальных образований на душу населения в качестве факторов выступили следующие:

- отгруженные товары собственного производства, выполненные работы и услуги собственными силами по чистым видам экономической деятельности на душу населения;

- объем продукции сельского хозяйства на душу населения;

- оборот розничной торговли на душу населения;

- естественный прирост населения на 1 000 чел. населения;

- среднемесячная номинальная начисленная заработная плата.

На основе уравнений регрессии рассчитаны коэффициенты эластичности по формуле

Е- (у) = - у,

У

где х - фактор, влияющий на результат;

у - показатель результата экономической деятельности, у = /(-).

В большинстве случаев наблюдается линейная зависимость между переменными. Нелинейная статистическая связь имеется в 42 уравнениях регрессии.

Для результирующего показателя отгруженных товаров собственного производства, выполненных работ и услуг собственными силами по чистым видам экономической деятельности на душу населения нелинейные зависимости получены по данным Баргузинского и Заиграевского районов. Для Баргу-зинского района зависимость отгруженных товаров собственного производства от численности занятых в экономике имеет следующий вид:

у = 67,77 х2 - 573,92х +1212,72,

(4,04) (-3,98)

где у - отгруженные товары собственного производства, выполненные работы и услуги собственными силами по чистым видам экономической деятельности на душу населения по Баргузинскому району; х - среднегодовая численность занятых в экономике Баргузинского района. Коэффициент детерминации для данного уравнения составляет 0,85 (рис. 1, а).

Кубическая зависимость по показателю отгруженных товаров собственного производства для того же района отмечается и в случае с переменной наличия основных фондов на конец года по полной учетной стоимости по коммерческим организациям на душу населения

у = -0,00002 х3 + 0,01 х2 - 1,19 х + 54,98,

(-2,75) (2,68) (-2,28)

где у - отгруженные товары собственного производства, выполненные работы и услуги собственными силами по чистым видам экономической деятельности на душу населения по Баргузинскому району; х - наличие основных фондов на конец года по полной учетной стоимости по коммерческим организациям на душу населения по Баргузин-скому району.

Коэффициент детерминации для данного уравнения составляет 0,73 (рис. 1, б).

По мнению авторов, существующая нелинейность вызвана неустойчивостью в протекании экономических процессов. Так, в Баргузинском районе с 2002 по 2012 г. темп роста по показателю отгруженных товаров собственного производства колеблется в пределах от 10,53 до 1 179,31%.

Для Заиграевского района также по переменным отгруженных товаров собственного произ-

4,0 4,2 4,4 4,6

Занятые в экономике а

180 160 140

к120

=Г

1юо

0

CL [=

| 80 X

1

a 60

о

40 20 0

-20 -50

о

0 в

0 0

0 0 j

О 0

0 50 100 150 200 250 300 350

Основные фонды б

Рис. 1. Регрессионная зависимость, полученная по данным Баргузинского района, результирующего показателя объема отгруженных товаров собственного производства на душу населения: а - от численности занятых в экономике; б - от основных фондов

водства и наличию основных фондов наблюдается квадратичная зависимость

у = -0,004 х2 + 2,27 х + 238,77,

(-3,58) (3,63)

где у - отгруженные товары собственного производства, выполненные работы и услуги собственными силами по чистым видам экономической деятельности на душу населения по Заиграевскому району; х - наличие основных фондов на конец года по полной учетной стоимости по коммерческим

организациям на душу населения по Заиг-раевскому району.

Коэффициент детерминации для данного уравнения составляет 0,68 (рис. 2). В районе изменение темпов роста по величине отгруженных товаров собственного производства находится в пределе от 68,32 до 207,21%.

Все уравнения удовлетворяют критериям качества, предъявляемым к данным моделям. Основной причиной нелинейности является недостаточно устойчивый характер воспроизводственных процессов в районах.

При исследовании воспроизводственных механизмов сельскохозяйственного производства было выявлено 10 случаев нелинейного характера зависимости между переменными, причем четыре из них - по показателю наличия основных фондов. Следует отметить, что кроме полиномиальной функции присутствует степенная с рациональным показателем.

Нелинейность воспроизводственных механизмов сельскохозяйственного производства характерна для Баунтовского района и некоторых районов сельскохозяйственного кластера (Джидинский, Еравнинский, Закаменский, Иволгинский, Кижингинский, Кяхтинский). Такая ситуация, по мнению авторов, вызвана нестабильностью воспроизводства, которая зависит как от экономических, так и от природно-климатических факторов. В качестве примера приведем зависимость между объемом производства сельскохозяйственной продукции и наличием основных фондов, рассчитанную по данным Баунтовского района:

у = -1672,79+ 7 628,21 х0'31,

(4,09) (4,26)

где у - объем производства продукции сельского хозяйства на душу населения по Баунтовскому району;

х - наличие основных фондов на конец года по полной учетной стоимости по коммерческим организациям на душу населения по Баунтов-скому району.

Коэффициент детерминации составляет 0,6. Параметры уравнения удовлетворяют критерию Стьюдента. График полученной зависимости представлен на рис. 3.

400

Для розничной торговли в целом характерен линейный воспроизводственный процесс. Однако отмечаются три случая нелинейности, два из которых наблюдаются по переменной «наличие основных фондов», а один - для инвестиций в основной капитал на душу населения. Районы, в которых наблюдается данная ситуация, входят в четвертый кластер. Отдельно отметим случай получения по данным Джидинского района сложной функции вида

у = 15 305,6 + в0'003*,

(9,71)

где у - величина розничного оборота на душу населения по Джидинскому району; х - наличие основных фондов на конец года по полной учетной стоимости по коммерческим организациям на душу населения по Джидин-скому району.

Коэффициент детерминации составляет 0,61. Коэффициенты уравнения удовлетворяют критерию Стьюдента. Характер данной нелинейности отражает особенности экономического развития Джидинского района. Основными целями на среднесрочную перспективу в сфере потребительского рынка являются максимально полное удовлетворение потребностей населения в качественных и доступных товарах и услугах, повышение уровня торгового обслуживания населения района на основе схем территориального развития с учетом достижения нормативов обеспеченности населения торговыми площадями. График данной зависимости представлен на рис. 4.

Уравнения регрессии, построенные для собственных доходов муниципальных образований на душу населения, имеют, как правило, линейный характер, исключение составляют Баунтовский, Бичурский и Джидинский районы.

Рис. 2. Регрессионная зависимость, полученная по данным Заиграевского района, результирующего показателя объема отгруженных товаров собственного производства от основных фондов

1.2Е5

1Е5

а 8оооо

60 ооо

40 000

20 000

—20 Р00

о

о

о с "о

о о о/

СО

500

1.000 1 500 2 000 2 500 Основные фонды

3 000

3 500 4 000

4 500

Для Баунтовского района характерна нелиней-43 (394) - 2014

Рис. 3. Регрессионная зависимость, полученная по данным Баунтовского района, результирующего показателя объема производства продукции сельского хозяйства от основных фондов

ность по факторам естественного прироста населения, объема отгруженных товаров собственного производства, выполненных работ и услуг собственными силами по чистым видам экономической деятельности на душу населения и оборота розничной торговли на душу населения. В первом случае квадратичная функция выпукла вниз, а в остальных - выпукла вверх.

В Бичурском районе наблюдается квадратичная зависимость между собственными доходами муници-

Рис. 4. Регрессионная зависимость, полученная по данным Джидинского района, результирующего признака величины розничного оборота от основных фондов

пальных образований и объемом сельскохозяйственной продукции. Наибольшую долю производственного потенциала района составляет сельское хозяйство. Республика Бурятия находится в зоне рискового земледелия, что откладывает отпечаток на стабильность воспроизводства в отрасли и на поступление доходов в бюджет муниципального образования.

Кроме нелинейности воспроизводства отмечается запаздывающий характер в развитии различных видов производств. Так, по переменной инвестиций в основной капитал отмечаются задержки экономических эффектов в 15 случаях (табл. 2).

Все уравнения удовлетворяют критерию значимости и могут

Таблица 2

Уравнения регрессии с лаговой переменной инвестиций в основной капитал

Муниципальный район Уравнение регрессии Результирующий признак у Коэффициент детерминации ^-критерий

Баргузинский y = 0,001xt 4 +1,07 (5,71) (3,13) Объем отгруженных товаров собственного производства 0,86 32,57

y = 0,25 xt _ 4 +10 812,83 (5,09) (5,47) Оборот розничной торговли 0,83 26,01

y = 2,8xt _4 + 286 866 (3,11) (8,01) Объем производства продукции сельского хозяйства 0,65 9,68

Баунтовский y = 0,0003xt _ + 488,49 (24,53) (24,86) Объем отгруженных товаров собственного производства 0,98 601,74

Бичурский y = 6,7 x _2 + 742 914,5 (2,82) (8,39) Объем производства продукции сельского хозяйства 0,53 7,97

y = 0,41xt_4 + 20 695,5 (3,51) (4,68) Оборот розничной торговли 0,71 12,29

Джидинский y = 0,0006xt _4 + 24,96 (3,03) (3,09) Объем отгруженных товаров собственного производства 0,64 9,19

y = x_045 +1106 967 (12,5) (28,1) Объем производства продукции сельского хозяйства 0,64 —

y = 0,09 x _4 +17 283,09 (4,69) (8,29) Оборот розничной торговли 0,81 22,00

Закаменский y = _151044 log 2 (15,24) Объем производства продукции сельского хозяйства 0,68 —

y = 0,04 xt _4 +13 057,9 (3,34) (7,36) Оборот розничной торговли 0,69 11,21

Муйский y = 0,008xt _4 +1277,66 (5,39) (2,75) Объем отгруженных товаров собственного производства 0,85 29,06

y = 0,02 x _4 +18 845,35 (3,11) (9,49) Объем производства продукции сельского хозяйства 0,65 9,68

Прибайкальский y = 0,0009x 3 + 351,28 (2,59) (2,75) Объем отгруженных товаров собственного производства 0,52 6,69

Селенгинский y = 0,6 x _4 + 447194,6 (3,47) (8,32) Объем производства продукции сельского хозяйства 0,71 12,09

быть использованы для дальнейшего анализа.

Эффекты отложенного характера во всех видах экономической деятельности, подверженных анализу, наблюдаются в Баргузинском и Джидинском районах. Для этих районов временной лаг составляет 4 года, другими словами, инвестиции, вложенные в основной капитал, принесут определенные экономические эффекты только через 4 года.

Интересная нелинейная зависимость по лаговой переменной получена для уравнения регрессии, где в качестве результирующего признака выступает объем производства сельскохозяйственной продукции, построенного по данным Джидинского и Закаменского районов (рис. 5).

Таким образом, проведенный корреляционно-регрессионный анализ показал, что районы Республики Бурятия имеют ряд о собенностей в экономическом механизме воспроизводственного процесса. Более детальную информацию о характере экономического развития можно получить на основе анализа коэффициентов эластичности, рассчитанных на основе полученных уравнений регрессий.

В районах Республики Бурятия наблюдается высокая волатиль-ность значений коэффициентов эластичности, особенно по таким факторам производства, как трудовые ресурсы и основные фонды. График значений коэффициента эластичности, рассчитанного для объема отгруженных товаров по районам республики, представлен на рис. 6.

Распределение максимальных и минимальных значений для коэффициентов эластичности, рассчитанных для отгруженных товаров собственного производства в зависимости от изменения инвестиций

1.5Е5 2Е5

Инвестиции (лаг 2)

б

Рис. 5. Регрессионная зависимость для результирующего признака объема производства продукции сельского хозяйства и инвестиций: а - Джидинский район; б - Закаменский район

в основной капитал, следующее: максимум принадлежит Кяхтинскому району и составляет 1,67%, минимум - Тарбагатайскому району (-0,03%). Наибольшая чувствительность к изменению основных фондов составляет 3,82% и наблюдается в

а

Рис. 6. Чувствительность объема отгруженных товаров собственного производства к изменению факторов производства по районам Республики Бурятия

Рис. 7. Чувствительность объема производства сельскохозяйственной продукции к изменению факторов производства по районам Республики Бурятия

Кабанском районе, минимальное - в Кяхтинском районе (-2,16%).

Необходимо отметить, что для районов Республики Бурятия характерно снижение численности занятых в экономике при одновременном увеличении объема отгруженных товаров собственного производства, выполненных работ и услуг собственными силами по чистым видам экономической деятельности.

В силу указанных причин для большинства районов значение коэффициента эластичности

является отрицательным. Аналогичная ситуация отмечается и с коэффициентом эластичности, рассчитанным по основным фондам. Чувствительность отгруженных товаров собственного производства от изменения инвестиций в основной капитал в районах примерно одинакова.

Анализ чувствительности объема производства продукции сельского хозяйства к изменению факторов производства показал наибольшую во-латильность по численности занятых в экономике. Среднее квадратичес-кое отклонение в данном случае составляет 1,4%, по инвестициям в основной капитал и основным фондам - соответственно 0,39 и 1,05% (рис. 7).

Наибольшая чувствительность к изменению численности занятых в экономике отмечается в Северо -Байкальской р айо -не и составляет 1,67%, минимальная - в Прибайкальском (-5,49%). Максимальное значение коэффициента эластичности, рассчитанного для объема производства сельскохозяйственной продукции в зависимости от изменения инвестиций в основной капитал, наблюдается в Иволгинском районе и равно 1,85%, минимальное значение составляет -0,11% и принадлежит Закаменскому району. По отношению к основному капиталу максимальное значение находится на уровне 2,65% (Кабанский район), минимальное -0,85% отмечается в Селенгинском районе.

Визуальный анализ графика указывает на существование высокой колеблемости коэффициента эластичности по численности занятых в

экономике. Максимальное значение данного показателя наблюдается в Муйском районе и составляет 4,44%, т.е. увеличение численности занятых в районе на 1% позволит увеличить объем отгруженных товаров на 4,44%, минимальное -в Прибайкальском районе (-5,48%). Среднее квад-ратическое отклонение по коэффициенту эластичности, определенное для численности занятых в экономике, составляет 3,83%. Для сравнения: среднее квадратическое

• Коэффициент эластичности по численности занятых в экономике ■ Коэффициент эластичности по инвестициям в основные средства

---Коэффициент эластичности по наличию основных фондов

Рис. 8. Чувствительность величины розничного товарооборота к изменению факторов производства по районам Республики Бурятия

отклонение по инвестициям в основной капитал равно 0,45%, для основных фондов - 1,28%. Наблюдаются отрицательные значения коэффициентов эластичности по численности занятых в экономике и наличию основных фондов. Анализ значений коэффициентов эластичности, определенных для розничной торговли, указывает на сильную чувствительность воспроизводственного процесса от численности занятых в экономике (рис. 8).

В районах сложилась такая ситуация, при которой снижение занятых в экономике сопровождается увеличением розничного товарооборота.

Максимальные и минимальные значения коэффициентов эластичности по районам республики для розничной торговли распределись следующим образом:

- в Баргузинском районе отмечено максимальное значение чувствительности к изменению численности занятых в экономике (2,89%), в Селенгинском районе - минимальное значение (-6,2%);

- наибольшее значение коэффициента эластичности по инвестициям в основной капитал отмечено в Селенгинском районе (1,41%), минимальное - в Окинском районе (-0,09%);

- максимальная величина к изменению основных фондов прослеживается в Кабанском районе (4,8%), минимальное - в Селенгинском районе (-4,19%).

Поступление собственных доходов в муниципальные бюджеты районов является одним из ос-

новных индикаторов экономического развития. Значения коэффициентов эластичности собственных доходов бюджетов, рассчитанных для различных факторов, представлены на рис. 9. Их величины в основном находятся в промежутке [-1; 1], что указывает на низкую чувствительность к изменению. Для данного показателя волатильность несколько меньше, чем в предыдущих случаях.

Так, среднее квадратическое отклонение коэффициента эластичности к изменению естественного прироста населения составляет 0,41%, для производства продукции сельского хозяйства - 0,31%, для объема отгруженных товаров - 0,29%, для заработной платы - 0,32%, для розничной торговли - 0,35%.

Таким образом, для воспроизводственного процесса в районах Республики Бурятия характерны следующие тенденции:

- убывающий тренд по численности занятых в экономике и основным фондам при увеличении объемов производства в различных отраслях экономики;

- в большинстве районов показатель наличия основных фондов снижается, несмотря на устойчивую тенденцию к росту инвестиций в основной капитал, следовательно, возникают вопросы, связанные с эффективностью вложения финансовых средств в районах республики;

- высокая чувствительность результирующих показателей к изменению факторов производства, а значит, необходимо умелое воздействие на них для ускорения экономического развития;

1,5

<0*

-Коэффициент эластичности по естественному приросту населения

..............Коэффициент эластичности по производству сельскохозяйственной продукции

-Коэффициент эластичности по объему отгруженных товаров

----Коэффициент эластичности по заработной плате

— • — Коэффициент эластичности по обороту розничной торговли

Рис. 9. Чувствительность величины собственных доходов муниципального бюджета к изменению факторов производства по районам Республики Бурятия

- неравномерное распределение отклика результирующих признаков на изменение факторов производства в районах республики.

Список литературы

1. Айвазян С.А. Интегральные индикаторы качества жизни населения: их построение и использование в социально-экономическом управлении и межрегиональных сопоставлениях. М.: ЦЭМИ РАН, 2000. 117 с.

2. Александрова А., Гришина Е. Неравномерность развития муниципальных образований // Вопросы экономики. 2005. № 13. С. 12-17.

3. Балацкий Е.В., Саакянц К.М. Дивергенция доходов и экономический рост // Институт народнохозяйственного прогнозирования РАН: научные труды. М.: Институт народнохозяйственного прогнозирования РАН, 2006. Т. 4. С. 583-601.

4. Буфетова А.Н. Неравномерность пространственного развития: региональные центры и региональная периферия // Регион: экономика и социология. 2009. № 4. С. 55-68.

5. Ворошилов Н.В. Дифференциация социально-экономического развития муниципальных образований Вологодской области 1991-2011 гг. // Проблемы развития территории. 2013. Вып. 3. С. 31-41.

6. Гранберг А.Г. Возможны ли распад или сжатие России? // Регион: экономика и социология. 2011. № 2. С. 9-18.

7. Глушакова О.В., Вайсберг Я.А. Принципы и подходы к обоснованию методического инструментария оценки эффективности публичного управления неравномерностью социально-экономического развития // Сибирская финансовая школа. 2013. № 5. С. 3-8.

43 (394) - 2014

ЭКОНОМИЧЕСКИМ АНАЛИЗ: ECONOMIC ANALYSIS:

теория и практика theory and practice

8. Гришина Е., Александрова А. Неравномерность развития муниципальных образований. М.: Фонд «Институт экономики города», 2006. 49 с.

9. Ильин В.А., Ускова Т.В. Методы преодоления пространственной социально-экономической дифференциации // Федерализм. 2012. № 3. C. 7-18.

10. Клисторин В.И. Российский федерализм: региональная политика, направленная на поддержку муниципальных образований // Регион: экономика и социология. 2009.№ 3. С. 41-54.

11. Кузнецова И.И. Проблемы территориальной дифференциации в региональной экономике и возможности ее исследования на городском уровне. URL: http://www.isa.ru/proceedings/images/ documents/2006-22/261-268.pdf.

12. Ларина Т.Н. Теоретико-методологические аспекты статистического исследования регионального развития. Оренбург: ОГАУ, 2010. 150 с.

13. Победин А.А. Внутрирегиональная дифференциация муниципальных образований как проблема социально-экономического развития Свердловской области // Вопросы управления. 2010. № 4. С. 100-116.

14. Разорвин И.В., Победин А.А. Дифференциация социально-экономического развития муниципальных образований Свердловской области. URL: http://urlid.ru/c1o5.

15. СоколовскийМ.В., ГрентиковаИ.Г. Влияние внешнеэкономической деятельности на неравномерность внутрирегионального развития (на примере Кемеровской области). URL: http://e.lanbook. com/journal/issue.php?p_fjournal=2213&p_f_ year=2012&p_f_issue=1.

Economic analysis: theory and practice Region's potential

ISSN 2311-8725 (Online) ISSN 2073-039X (Print)

ECONOMIC-STATISTICAL EVALUATION OF DEVELOPMENT DISPARITY OF MUNICIPALITIES IN THE REGION

Ekaterina Ts. CHIMITDORZHIEVA, Aleksandr Е. CHEPIK

Abstract

Importance Contrary to the wide discussion on the issue of the disparity of intraregional development of a region, the link between such phenomena as development disparity and economic growth still stays poorly covered. This particular aspect is the subject of the present research, and it determined its relevance. Objectives We are studying the relationship of development disparity and economic growth at the level of region municipal formations. Using a correlation and regression analysis, we carried out a study of the reproductive mechanisms of municipalities and calculated coefficients of elasticity to quantify the magnitude of the response of resulting signs to the change of reproduction factors . Results The basic assumption is that the resources (factors of reproduction) get concentrated where there is a higher impact, therefore, in these municipalities there has been rapid economic growth exceeding the growth rate in other municipalities, what the major cause of heterogeneity is. The theoretical positions

have been confirmed by studies of applied character. As part of the study, we have identified the features of economic development typical of the Republic of Buryatia municipalities and expressed as non-linear dependencies between indicators and as the availability of delayed effects

Conclusions and Relevance The differences in the response of the resulting attributes to the change of production factors in the municipalities of the Republic of Buryatia may become the causes of intraregional development irregularity

Keywords: Republic of Buryatia, economic development disparity, correlation analysis, regression analysis, elasticity coefficient, municipal formations

References

1. Aivazyan S.A. Integral'nye indikatory kache-stva zhizni naseleniya: ikh postroenie i ispol'zovanie v sotsial'no-ekonomicheskom upravlenii i mezh-regional'nykh sopostavleniyakh [Integral indicators of

the population's quality of life: the construction and use in socio-economic governance and interregional comparison]. Moscow, CEMI of RAS Publ., 2000, 117 p.

2. Aleksandrova A., Grishina E. Neravnomernost' razvitiya munitsipal'nykh obrazovanii [The uneven development of municipalities]. Voprosy Economiki,

2005, no.13, pp.12-17.

3. Balatskii E.V., Saakyants K.M. Divergentsiya dokhodov i ekonomicheskii rost [Divergence of incomes and economic growth]. Institut narodnokhozyaistven-nogoprognozirovaniya RAN: nauchnye trudy - Institute of Economic Forecasting of RAS: scientific works,

2006, vol. 4, pp. 583-601.

4. Bufetova A.N. Neravnomernost' prostranstven-nogo razvitiya: regional'nye tsentry i regional'naya periferiya [Unevenness of spatial development: regional centers and regional peripherals]. Region: ekonomika i sotsiologiya - Region: economics and sociology, 2009, no. 4, pp. 55-68.

5. Voroshilov N.V. Differentsiatsiya sotsial'no-eko-nomicheskogo razvitiya munitsipal'nykh obrazovanii Vologodskoi oblasti 1991-2011 gg [Differentiation of socio-economic development of the municipal formations of the Vologda region in 1991-2011]. Problemy razvitiya territorii - Problems of development of territory, 2013, vol. 3, pp. 31-41.

6. Granberg A.G. Vozmozhny li raspad ili szhatie Rossii? [Is dissolution or compression of Russia possible?]. Region: ekonomika i sotsiologiya - Region: economics and sociology, 2011, no. 2, pp. 9-18.

7. Glushakova O.V., Vaisberg Ya.A. Printsipy i podkhody k obosnovaniyu metodicheskogo instrumen-tariya otsenki effektivnosti publichnogo upravleniya neravnomernost'yu sotsial'no-ekonomicheskogo razvitiya [Principles and approaches to the methodical evaluation tools substantiation of the effectiveness of public administration of uneven socio-economic development]. Sibirskaya finansovaya shkola - Siberian financial school, 2013, no. 5, pp. 3-8.

8. Grishina E., Aleksandrova A. Neravnomernost' razvitiya munitsipal'nykh obrazovanii [The uneven development of municipalities]. Moscow, Fond Institut ekonomiki goroda Publ., 2006, 49 p.

9. Il'in V.A., Uskova T.V. Metody preodoleniya prostranstvennoi sotsial'no-ekonomicheskoi differ-entsiatsii [Methods to overcome the socio-economic spatial differentiation]. Federalizm - Federalism, 2012, no. 3, pp. 7-18.

10. Klistorin V.I. Rossiiskii federalizm: regi-onal'naya politika, napravlennaya na podderzhku

munitsipal'nykh obrazovanii [Russian federalism: regional policies to support municipalities]. Region: ekonomika i sotsiologiya - Region: economics and sociology, 2009, no. 3, pp. 41-54.

11. Kuznetsova I.I. Problemy territorial'noi dif ferentsiatsii v regional'noi ekonomike i vozmozhnosti ee issledovaniya na gorodskom urovne [The problem of territorial differentiation in the regional economy and the possibilities of its research at the city level]. Available at: http://www.isa.ru/proceedings/images/ documents/2006-22/261-268.pdf. (In Russ.)

12. Larina T.N. Teoretiko-metodologicheskie aspekty statisticheskogo issledovaniya regional'nogo razvitiya [Theoretical and methodological aspects of the statistical research of regional development]. Orenburg, OSAU Publ., 2010, 150 p.

13. Pobedin A.A. Vnutriregional'naya differentsiatsiya munitsipal'nykh obrazovanii kak problema sotsial'no-ekonomicheskogo razvitiya Sverdlovskoi oblasti [Intraregional differentiation of municipalities as an issue of socio-economic development of the Sverdlovsk region]. Voprosy upravleniya - Management issues, 2010, no. 4, pp. 100-116.

14. Razorvin I.V., Pobedin A.A. Differentsiatsiya sotsial 'no-ekonomicheskogo razvitiya munitsipal 'nykh obrazovanii Sverdlovskoi oblasti [Differentiation of socio-economic development of municipalities of the Sverdlovsk region]. Available at: http://urlid.ru/c1o5. (In Russ.)

15. Sokolovskii M.V., Grentikova I.G. Vliyanie vneshneekonomicheskoi deyatel'nosti na neravnomernost ' vnutriregional 'nogo razvitiya (na primere Kemerovskoi oblasti) [The influence of foreign economic activity on the irregularity of intraregional development (the case of the Kemerovo region)]. Available at: http://e.lanbook.com/journal/issue. php ?p_f_j ournal=2213 &p_f_year=2012&p_f_issue=1. (In Russ.)

Ekaterina Ts. CHIMITDORZHIEVA

East Siberia State University of Technology and Management, Ulan-Ude, Republic of Buryatia, Russian Federation katrin_c@mail.ru

Aleksandr E. CHEPIK

Moscow State University of Economics, Statistics and Informatics, Moscow, Russian Federation mikhaylov_vasiliy@bk.ru