Экономико-статистический анализ показателей, характеризующих неравномерность социального развития муниципальных образований Текст научной статьи по специальности «Экономика и бизнес»

ГОСУДАРСТВЕННОЕ РЕГУЛИРОВАНИЕ ЭКОНОМИКИ

Е.Ц. ЧИМИТДОРЖИЕВА, А.Е. ЧЕПИК

Екатерина Цыренжабовна ЧИМИТДОРЖИЕВА — кандидат экономических наук, ст. преподаватель кафедры менеджмента, маркетинга и коммерции Восточно-Сибирского государственного университета технологий и управления.

В 2001 году закончила Забайкальский государственный педагогический университет им. А.П. Черышевского.

Автор 42 публикаций, из них 3 монографии, 1 учебнометодическое пособие.

Сфера научных интересов — бюджетное планирование и прогнозирование, математическое моделирование и обработка статистической информации, оптимизационные методы, региональная экономика.

Александр Евгеньевич ЧЕПИК — аспирант кафедры математической статистики и эконометрики Московского государственного университета экономики, статистики и информатики.

В 1996 г. окончил Рязанскую государственную сельскохозяйственную академию.

Автор 6 публикаций.

Область научной специализации — математическое моделирование и обработка статистической информации, региональная экономика, государственное управление.

^ ^ ^

ЭКОНОМИКО-СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ПОКАЗАТЕЛЕЙ, ХАРАКТЕРИЗУЮЩИХ НЕРАВНОМЕРНОСТЬ СОЦИАЛЬНОГО РАЗВИТИЯ МУНИЦИПАЛЬНЫХ ОБРАЗОВАНИЙ

Введение

Проблема оценки неравномерности социального внутрирегионального развития достаточно активно обсуждается в научной литературе. Причем исследования в данной области сосредоточены на таких направлениях, как измерение степени дифференциации муниципальных образований по отдельным показателям развития или с помощью интегрального показателя [1; 2; 7].

В последнее время все чаще появляются работы, посвященные исследованию социальной неравномерности во взаимосвязи с экономическим ростом. Эта проблема имеет несколько аспектов. Так, например, усиливается неравномерность распределения доходов по группам населения: богатые люди становятся еще богаче, а бедные становятся еще беднее. Одновременно с этим углубляется неравномерность развития российских регионов: богатые территории еще больше богатеют, а бедные становятся еще беднее. Подобная концентрация богатства в относительно небольших социальных группах и регионах приводит к нарушению социального и регионального равновесия и провоцирует возникновение множества социально-экономических проблем. Один из путей решения поставленной проблемы связан с установлением эконометрической зависимости между двумя названными явлениями. Однако

ГРНТИ 06.01.33

© Е.Ц. Чимитдоржиева, А.Е. Чепик, 2014

Е.Ц. Чимитдоржиева, А.Е. Чепик

27

для российской экономики этот путь, по мнению Е.В. Балацкого и К.М. Саакянца, следует признать трудно реализуемым. Основная причина — это разнонаправленная тенденция экономического развития, наблюдаемая в РФ в период с начала 90-х годов до наших дней. Таким образом, на основе аналитического исследования данной проблематики было получено соотношение [3]:

У ^KDIF

Р 1 - A(l - KDIFy

где у — темп экономического роста, — темп роста коэффициента дифференциации доходов, Л — удельный вес «успешных» экономических субъектов в общей численности субъектов, KDIF — коэффициент дифференциации доходов. Отметим, что использование данного подхода для оценки внутрирегиональной неравномерности и ее влияния на экономический рост несколько затруднено. В первую очередь это может быть связано с небольшим числом муниципальных районов, включенных в состав субъекта РФ, что требует разработки новых подходов.

В работе А.Н. Буфетовой [5] показано, что экономический рост может сопровождаться как усилением неравенства региональных центров и их периферии, так и сокращением внутрирегионального центро-периферийного неравенства. Отмеченный подход обладает определенной новизной и включает расчет трех видов коэффициентов:

— коэффициента центро-периферийных различий объемных среднедушевых показателей;

— коэффициента центро-периферийных различий темповых показателей;

— обобщенного коэффициента центро-периферийных различий.

Данные коэффициенты являются относительной длиной разности между векторами удельных показателей, характеризующих состояние регионального центра и региональной периферии, чем выше значение коэффициентов, тем сильнее внутрирегиональная дифференциация [там же]. Отметим, что использование данного подхода осложняется отсутствием критерия, позволяющего оценить степень внутрирегиональной неравномерности при наблюдаемых темпах роста.

К.Ю. Борисов и О.А. Подкорытова представили достаточно фундаментальный труд, посвященный рассматриваемой проблеме. Авторы предложили макроэкономический подход, основанный на модели эндогенного экономического роста, известной в экономической литературе под названием АК-модели [4]. Однако применение указанного подхода для оценки внутрирегиональной дифференциации вызывает определенные трудности.

Таким образом, на основании проведенного обзора в настоящей работе рассматривается проблема неравномерности социального развития на основе изучения воспроизводственных механизмов муниципальных образований в социальной сфере. Отметим, что данный методический подход был использован при исследовании неравномерности экономического развития региона [6]. Его применение для исследования неравномерности социального развития позволяет с помощью корреляционно -регрессионного анализа рассчитать коэффициенты эластичности и дать количественную оценку величины отклика результирующих признаков на изменение факторов воспроизводства.

Оценка неравномерности социального развития муниципальных образований региона на основе коэффициентов эластичности

Предложенный ранее подход к оценке неравномерности социального внутрирегионального развития был апробирован на данных развития муниципальных районов Республики Бурятия. Предварительно отметим, что рассматриваемый субъект РФ представлен 21 муниципальным образованием, которые можно условно разделить на северные, центральные и южные районы.

Большую часть территории республики занимают районы Крайнего Севера — Баргузинский, Ба-унтовский, Курумканский, Муйский, Окинский, Северо-Байкальский, а также 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 Бурятия преобладает 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-рекреационный потенциал.

К южным районам Республики Бурятия относятся Тункинский, Закаменский, Джидинский, Кях-тинский, Бичурский районы. Общим направлением их специализации являются мясомолочное живот-

28

ГОСУДАРСТВЕННОЕ РЕГУЛИРОВАНИЕ ЭКОНОМИКИ

новодство, производство зерновых и кормовых культур, картофеле- и овощеводство. Кроме перечисленных производств, достойное место в экономике занимают лесная и деревообрабатывающая промышленность, производство строительных материалов. Отметим, что районы южной части Республики Бурятия обладают достаточно высоким рекреационным потенциалом, что создает предпосылки для развития туризма.

Для Республики Бурятия характерно поляризованное развитие с центром в г. Улан-Удэ. На территории города проживает 41,74 % населения республики, находится большинство предприятий, в том числе республиканского значения, оборот которых составляет 75,36 % от оборота всех предприятий республики, оборот розничной торговли равен 71,69 % от республиканского. Структура экономики города представлена такими отраслями, как машиностроение — 62 %, электроэнергетика — 20, пищевая промышленность — 10, производство мостовых конструкций — 4 %.

Как показало проведенное ранее исследование, в регионе наблюдается неравномерность социального развития муниципальных районов. Наше предположение заключается в том, что данная неоднородность вызвана различием в характере воспроизводственного процесса, происходящего в районах республики.

Для решения поставленной задачи нами был проведен корреляционный и регрессионный анализ 8 показателей социального развития муниципальных образований. В итоге построено 126 уравнений парной регрессии, отражающих зависимость результатов деятельности в социальной сфере от различных факторов воспроизводства (см. табл. 1).

Таблица 1

Показатели, отражающие результаты социального развития, и факторы, влияющие на них

Показатели, отражающие результаты социального развития Показатели, отражающие влияние факторов на результаты социального развития

Естественный прирост населения на 1000 человек (чел.) — у1 1. Среднемесячная номинальная начисленная заработная плата (руб.) — Xi 2. Численность учителей на 1000 учащихся (чел.) — х2 3. Обеспеченность населения врачами на 10 тыс. жителей (чел.) — х3

Объем платных услуг населению (тыс. руб.) — у2 1. Инвестиции в основной капитал на душу населения (тыс. руб.) — х4 2. Наличие основных фондов на конец года по полной учетной стоимости по коммерческим организациям на душу населения (руб.) — х5 3. Среднегодовая численность занятых в экономике (чел.) — х6

Большая часть уравнений регрессии, полученных для показателей социальной сферы, имеет линейную зависимость. Однако отмечается ряд исключений, которые представляют собой случаи нелинейности. Анализ воспроизводственных процессов населения в районах республики показал следующие «аномалии» в развитии. Так, естественный прирост населения в Баргузинском районе нелинейно зависит от обеспеченности учителями и врачами:

yi = 0,61 х х| 1 00 О X х2 + 134,27, (1)

(2,86) (-2,81) (2,75)

у1 = 0,0125 х х| — 2,60 х х3 — 133,43. (2)

(2,71) (-2,75) (2,82)

Коэффициент детерминации для первого и второго уравнений регрессии составляет соответственно 0,63 и 0,58. Все коэффициенты уравнения удовлетворяют критерию Стьюдента. Одной из причин существования данной нелинейности является проведение в социальной сфере работ по повышению качества предоставляемых услуг. Осуществлялась реализация «Комплексного проекта модернизации образования», в 2009-2010 гг. реконструированы помещения детских садов, что позволило создать более 120 мест в детсадах. Проводились работы по переходу на новые формы и методы социального обслуживания населения. Осуществлялась модернизация системы здравоохранения, направленная на

совершенствование качества и доступности медицинской помощи, повышение эффективности ис*

пользования ресурсов здравоохранения .

Программа социально-экономического развития Баргузинского района Республики Бурятия на 2011-2015 годы. С. 11.

Е.Ц. Чимитдоржиева, А.Е. Чепик

29

а) обеспеченность учителями б) обеспеченность врачами

Рис. 1. Регрессионная зависимость для результирующего признака «естественный прирост населения»,

рассчитанная по данным Баргузинского района

Для Баунтовского, Курумканского и Северо-Байкальского районов характерно снижение естественного прироста населения, несмотря на рост средней заработной платы в северных районах. Для данных районов характерна квадратичная зависимость (см. рис. 1, табл. 2).

Таблица 2

Регрессионная зависимость между показателями естественного прироста населения

и среднемесячной номинальной начисленной заработной платой

Муниципальный район Уравнение регрессии Коэффициент детерминации

Баунтовский у1 = — 0,18 х 10-7 х х? + 0,58 х 10-7 х х1 — 1,97 (-2,65) (2,55) (2,81) 0,56

Курумканский у1 = — 0,28 х 10-4 х х? + 0,54 х х1 — 1192,3 (-2,41) (2,32) (-2,63) 0,65

Северо-Байкальский у1 = — 0,17 х 10-7 х х? + 0,0006 х х1 — 4,29 (-2,49) (2,67) (-2,77) 0,55

Данные уравнения удовлетворяют критерию значимости и могут быть использованы в дальнейшем исследовании. На рис. 2 представлены графики функций, полученных по данным Баунтовского и Курумканского районов.

а) Баунтовский район б) Курумканский район

Рис. 2. Регрессионная зависимость для результирующего признака «естественный прирост населения», рассчитанная по данным Баунтовского и Курумканского районов

С 2006 г. впервые за последний период в Северо-Байкальском районе наблюдается естественный прирост населения. По сравнению с 2004 г. коэффициент рождаемости за этот период увеличился на 18,7 %, а коэффициент смертности сократился на 16,2 %, оба показателя ниже, чем в целом по республике. Коэффициент естественного прироста достиг в 2007 г. 1,9 человек на 1 тыс. населения. Од-

30

ГОСУДАРСТВЕННОЕ РЕГУЛИРОВАНИЕ ЭКОНОМИКИ

нако к 2012 г. наблюдается снижение данного показателя до нулевого уровня (см. рис. 3). Основным фактором сокращения численности населения района остается миграционный отток.

Рис. 3. Регрессионная зависимость для результирующего признака «естественный прирост населения», рассчитанная по данным Северо-Байкальского района

Для показателя объем платных услуг, предоставляемых населению, также отмечены случаи получения нелинейной зависимости. Наибольший интерес представляют функции, полученные для Джи-динского, Заиграевского и Иволгинского районов, имеющие следующий вид:

У2 = 1/(0,0004 X х6). (3)

(7,10)

Коэффициент детерминации составляет 0,51. Коэффициент уравнения удовлетворяет критерию Стьюдента (см. рис. 4).

Рис. 4. Регрессионная зависимость для результирующего признака «объем платных услуг» и независимой переменной «численность занятых в экономике», рассчитанная по данным Джидинского района

Согласно данному уравнению зависимость является убывающей, т. е. несмотря на снижение численности занятых в экономике, объем платных услуг постепенно увеличивается. Так, средний темп роста объема платных услуг на период с 2002 по 2012 г. составил 124 %, аналогичный показатель для численности занятых в экономике района равен 93 %.

Е.Ц. Чимитдоржиева, А.Е. Чепик

31

Характер использования основных фондов в сфере услуг рассматриваемого района носит достаточно неустойчивый характер. Наилучшим уравнением, отражающим зависимость между показателями, является сложная функция следующего вида:

у2 = 433,12 х е0 018 *5. (4)

(2,88) (2,43)

Коэффициент детерминации составляет 0,52, параметры уравнения удовлетворяют критерию Стьюдента (см. рис. 5).

Рис. 5. Регрессионная зависимость для результирующего признака «объем платных услуг» и независимой переменной «наличие основных фондов», рассчитанная по данным Джидинского района

Нелинейный характер отклика объема платных услуг, предоставляемых населению, прослеживается в Заиграевском и Иволгинском районах (см. табл. 3).

Таблица 3

Регрессионная зависимость для показателя «объем платных услуг, предоставляемых населению», рассчитанная для Заиграевского и Иволгинского районов

Муниципальный район Уравнение регрессии Коэффициент детерминации

Заиграевский 0,59 У2 = V (32,83) 0,51

Иволгинский у2 = х059 + 405,08 (11,78) (6,72) 0,71

Представленные уравнения удовлетворяют критериям качества. Отметим, что среднегодовой темп роста объема платных услуг, предоставляемых населению, в период с 2002 по 2012 г. в Заиграевском районе составил 126,4 %, аналогичный показатель по численности занятых равен 97,8 %. Для Ивол-гинского района средний темп роста объема платных услуг в год составляет 99,6 %, по численности занятых — 95,3 %.

Кроме нелинейности развития социальной сферы в районах Республики Бурятия наблюдаются запаздывающие эффекты, связанные с инвестиционными вложениями в основной капитал. Так, в Баргу-зинском, Баунтовском, Муйском районах временной лаг между моментом вложения и моментом получения эффекта от этого вложения в сферу услуг составляет 4, 1, 3 года соответственно (см. табл. 4).

Полученные уравнения регрессии удовлетворяют критериям качества. Для более детального анализа воспроизводственных процессов, происходящих в социальной сфере, нами были рассчитаны коэффициенты эластичности, позволяющие оценить величину отклика результирующих показателей на изменение факторов воспроизводства.

32

ГОСУДАРСТВЕННОЕ РЕГУЛИРОВАНИЕ ЭКОНОМИКИ

Таблица 4

Уравнения регрессии, построенные для объема платных услуг, предоставляемых населению, с лаговой переменной инвестиции в основной капитал

Муниципальный район Уравнение регрессии Коэффициент детерминации F-критерий

Баргузинский у2 = -0,014 х xf-4) + 1625,75 (-3,66) (4,95) 0,61 10,77

Баунтовский у2 = 0,0005 х xf-1) + 937,09 (5,25) (6,84) 0,76 27,59

Муйский у2 = -0,01 х xf-3) + 7969,62 (5,29) (5,78) 0,50 6,45

Для показателя «естественный прирост населения» коэффициенты эластичности представлены на рис. 6.

коэффициент эластичности по заработной плате коэффициент эластичности по обеспеченности врачами '---'коэффициент эластичности по обеспеченности учителями

Рис. 6. Чувствительность величины естественного прироста населения к изменению факторов воспроизводства в Республике Бурятия

Визуальный анализ графика указывает на существенные различия в значениях коэффициентов эластичности, рассчитанных по районам республики. Так, среднее квадратическое отклонение по коэффициенту эластичности естественного прироста населения в зависимости от изменения заработной платы составляет 5,22 %, по обеспеченности врачами — 1,57 % и по обеспеченности учителями — 2,03 %. Максимальная чувствительность естественного прироста населения к изменению заработной платы наблюдается в Тункинском районе и составляет 4,60 %, минимальная — в Мухоршибирском районе (-5,11 %). Наибольшее значение коэффициента эластичности, рассчитанного по естественному приросту, в зависимости от изменения обеспеченности врачами составляет 4,25 % и наблюдается в Хоринском районе, наименьшее — в Прибайкальском районе (-2,80 %). Максимальная и минимальная чувствительность естественного прироста населения к изменению обеспеченности учителями составляет 3,60 % и -3,79 % соответственно для Кяхтинского и Баунтовского районов. Следует отметить, что высокая чувствительность результирующего показателя «естественный прирост населения» к изменению факторов воспроизводства наблюдается в 31 случае из 63.

Е.Ц. Чимитдоржиева, А.Е. Чепик

33

Анализ коэффициентов эластичности, рассчитанных по объему платных услуг, предоставляемых населению, показал высокую волатильность к изменению численности занятых в экономике (см. рис. 7).

коэффициент эластичности по численности занятых в экономике коэффициент эластичности по инвестициям в основной капитал 1 ’коэффициент эластичности по основным фондам

Рис. 7. Чувствительность величины объема платных услуг, предоставляемых населению, к изменению факторов воспроизводства в Республике Бурятия

Среднее квадратическое отклонение по данному коэффициенту эластичности составляет 2,02 %. Для сравнения: рассеянность по коэффициентам эластичности, рассчитанным для объема платных услуг, в зависимости от изменения инвестиций в основной капитал и наличия основных фондов оценивается на уровне 0,44 и 0,73 % соответственно. Максимальная чувствительность объема платных услуг, предоставляемых населению, к изменению численности занятых а экономике наблюдается в Мухоршибирском районе и составляет 0,77 %, минимальная — в Тункинском районе (-6,23 %). Наибольшее значение коэффициента эластичности, рассчитанного по объему платных услуг, предоставляемых населению, в зависимости от изменения инвестиций в основной капитал составляет 1,49 % и наблюдается в Курумканском районе, наименьшее — в Муйском районе (-0,61 %). Максимальная и минимальная чувствительность объема платных услуг, предоставляемых населению, к изменению наличия основных средств составляет 1,39 % и -1,88 % соответственно для Кабанского и Селенгинского районов. Следует отметить, что высокая чувствительность результирующего показателя «объем платных услуг, предоставляемых населению» к изменению факторов воспроизводства наблюдается в 17 случаях из 63, причем большинство из них, а именно 13, отмечены для такого фактора, как численность занятых в экономике.

Таким образом, в ходе исследования воспроизводственного процесса социальной сферы в районах Республики Бурятия были выявлены следующие тенденции:

— неравномерное распределение отклика результирующих признаков социальной сферы на изменение факторов воспроизводства в районах Республики Бурятия;

— исследование коэффициентов эластичности показало высокую чувствительность показателей сферы услуг к изменению численности занятых в экономике;

— несмотря на снижение в ряде районов показателя наличия основных фондов, в этих районах отмечается увеличение объемов платных услуг, предоставляемых населению.

34

ГОСУДАРСТВЕННОЕ РЕГУЛИРОВАНИЕ ЭКОНОМИКИ

ЛИТЕРАТУРА

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. № 8. С. 97-105.

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

4. Борисов К.Ю., Подкорытова О.А. О влиянии неравенства в распределении доходов на темпы экономического развития // Вестник Санкт-Петербургского университета. Сер. 5. 2006. Вып. 1. С. 155-168.

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

6. Ванникова Е.Н., Чимитдоржиева Е.Ц., Гарматаров З.В. Методический подход к оценке пространственного социально-экономического развития региона // Известия Юго-Западного государственного университета. 2012. № 2. С. 12-18.

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