CC BY
93
кегианааистика
у
£
SP Г % У
SV"
DOI: 10.14530/reg.2014.
■ ;■,,/ if; ■ .1 i'V.. .v5*^
ИСАЕВ Артём
Геннадьевич
Кандидат экономических наук, заведующий сектором
Институт экономических исследований ДВО РАН, ул. Тихоокеанская, 153, Хабаровск, Россия, 680042
ISAEV Artyom Gennadyevich
Ph.D. in economics, section head Economic Research Institute FEB RAS, 153, Tikhookeanskaya Street, Khabarovsk, Russia, 680042
isaev@ecrin.ru
УДК 330.4
ГОСУДАРСТВЕННЫЕ КАПИТАЛОВЛОЖЕНИЯ КАК ДЕТЕРМИНАНТЫ ЭКОНОМИЧЕСКОГО РОСТА РОССИЙСКИХ РЕГИОНОВ
В статье исследуются государственные капиталовложения как фактор экономической динамики российских регионов в 2000-2011 гг. На основе модифицированной эмпирической модели экономического роста Барро и Сала-и-Мартина при помощи обобщённого метода моментов получены оценки, указывающие на статистическую значимость государственных инвестиций в плане поддержания экономической активности в регионах России. Выявлено, что государственные инвестиции из региональных бюджетов оказывают почти вдвое больший мультипликативный эффект на региональный выпуск по сравнению с федеральными инвестициями.
Региональный рост, конвергенция, государственные инвестиции
PUBLIC INVESTMENT AS A DETERMINANT OF ECONOMIC GROWTH OF THE RUSSIAN REGIONS
Public investments as a factor of economic dynamics of Russian regions during period 2000-2011 are investigated in the paper. A modification of Barro and Sala-i-Martin empirical framework of growth model and Generalized Method of Moments are used. Results demonstrate statistical significance of public investment as drivers of economic activity in Russian regions. It is shown that investment from regional budgets have multiplicative effect on regional output doubled in comparison with investment from federal one.
Regional growth, convergence, public investment
rf
© Исаев А.Г., 2014
мШфй д ■ /фг
/ ж
щ м ж
и^г 1-И
Введение
В 2000-х годах в России значительно активизировалась государственная инвестиционная политика. В 2005 г. был создан Инвестиционный фонд РФ - институт развития, задачей которого является софинан-сирование проектов государственно-частного партнёрства, главным образом нацеленных на улучшение инфраструктурного обеспечения. Государственные капиталовложения (то есть инвестиции в основной капитал за счёт средств федерального бюджета и бюджетов субъектов РФ) составляют пятую часть всех инвестиций в основной капитал в Российской Федерации, и этот показатель относительно стабилен на протяжении последних 15 лет. Помимо этого, за первую декаду XXI в. доля государственных инвестиций в ВРП возросла почти на 30%.
За исключением случаев, когда капиталовложения осуществляются предприятиями, находящимися в государственной собственности, бюджетные инвестиции рассматриваются, как правило, в качестве комплементарных по отношению к частным инвестициям, обеспечивающим бизнес объектами инфраструктуры общего пользования. В научной среде существует мало сомнений в том, что инфраструктура является одним из ключевых факторов экономической активности. В одном из ранних эмпирических исследований этого вопроса [6] был сделан вывод о том, что замедление роста производительности труда в ведущих капиталистических странах в 1965-1985 гг. было связано со снижением инвестиций в инфраструктуру. Мнения расходятся лишь в механизмах воздействия инфраструктуры на экономику. Так, многие исследователи рассматривают общественный капитал как один из факторов (наряду с частным физическим капиталом) в агрегированной производственной функции. Другие подходят к вопросу с позиций микроэкономики, полагая, что развитие инфраструктуры влияет на снижение фиксированных издержек фирм
001: 10.14530/гед.2014. _
ш
[9]. Однако, несмотря на различия теоретических конструкций, все они указывают на важность накопления инфраструктуры для экономического роста (особенно бедных стран).
В Российской Федерации региональная государственная инвестиционная политика, помимо упомянутого Инвестиционного фонда, осуществляется также посредством формирования особых экономических зон и зон территориального развития, а также через Федеральную адресную инвестиционную программу (ФАИП) [5, с. 235-273]. Если проекты Инвестфонда РФ служат главным образом целям выравнивания уровня регионального развития, то особые зоны являются инструментом инвестиционной политики, имеющим выраженную региональную привязку. Базовые направления ФАИП в первую очередь определяются целями общегосударственного масштаба.
Целью настоящей статьи является выяснение того, в какой мере государственные капиталовложения, трактующиеся как вложения главным образом в инфраструктурный капитал, являются детерминантом экономического роста российских регионов1. Несмотря на то, что по сравнению с общим объёмом капиталовложений величина бюджетных инвестиций относительно мала, представляется важным выяснение того, являются ли их объём и территориальное распределение существенным фактором, оказывающим стимулирующее влияние на экономическую активность в российских регионах.
Модель
Широко используемым инструментом количественного исследования различных аспектов государственной экономической политики являются неоклассиче-
1 За последние 20 лет опубликовано немало исследований факторов межрегионального неравенства в РФ. Подробный обзор этих работ см. в [3].
1 згноналистика
/ . ■ '.: 1 .. " --"т&'Г^ ' >' 1 \ '. % J\\
Гч------- 1 а lt--j. - ■ ■ - .-- ■, 1 • у.
К-1ГГ £
/ Ж
■5? а, jffiz?
-V
ш
WT
ские модели экономического роста. Они основываются на предположении, что каждая страна (регион) имеет свой собственный равновесный (steady-state) уровень дохода на душу населения (подробнее см. [2]), который определяется исходя из индивидуальных значений детерминант этого состояния (рост населения, накопление физического и человеческого капитала). Предполагается, что экономики с одинаковыми детерминантами (предпочтения и вкусы потребителей, технологии и т.д.) имеют одинаковые равновесные состояния. Как правило, различия во вкусах, технологиях, институтах имеются и среди регионов одной страны, однако они гораздо менее выражены, чем на уровне отдельных стран [8, ch. 11]. Такая относительная однородность даёт основания предполагать, что регионы имеют приблизительно одинаковые равновесные состояния. Однако это не единственный аргумент в пользу применимости моделей роста, созданных с целью анализа национальных экономик, для исследований межрегиональных траекторий роста в рамках одной страны. Эти модели строятся на предположении о закрытой экономике, более реалистичном применительно к национальным экономикам (по крайней мере, существуют меж-страновые ограничения мобильности факторов производства), нежели к регионам одной страны. Законодательные, культурные, институциональные барьеры для перемещения факторов на уровне регионов намного ниже, чем аналогичные барьеры между отдельными странами. Следовательно, предположение о закрытой экономике нарушается при рассмотрении регионов. Однако в [8, ch. 3] показано, что динамические свойства экономик, открытых для движения капитала, идентичны свойствам закрытых экономик, если по крайней мере какая-то часть капитала первых (включая человеческий) ограничено мобильна. Следовательно, неоклассические модели экономического роста могут быть применимы (и широко применяются) к ис-
DOI: 10.14530/reg.2014. _
~ W!"
следованиям региональной динамики.
Одной из особенностей неоклассических моделей является предсказание конвергенции. Однако это не конвергенция экономик к одному равновесному состоянию, а только лишь конвергенция к своему собственному равновесному состоянию. Другими словами, общая конвергенция возможна только в том случае, если учитывать различия в детерминантах равновесного состояния. Ключевым свойством указанных моделей является предсказание условной конвергенции. Последнюю необходимо отличать от абсолютной конвергенции, когда бедные экономики растут более быстрыми темпами в сравнении с богатыми. Говорят, что две экономики могут демонстрировать конвергенцию в условном смысле (скорость роста замедляется по мере приближения к собственному равновесному состоянию), но не в абсолютном (богатая экономика может расти быстрее бедной, если первая находится дальше от своего равновесного состояния). Обе концепции идентичны, если группа экономик имеет тенденцию к конвергенции к одному равновесному состоянию.
В данном исследовании в качестве одного из детерминантов равновесного уровня регионального дохода выступал общественный капитал, формируемый за счёт государственных капиталовложений. Рассмотрение частного и государственного капитала как отдельных факторов производства оправдано и с той точки зрения, что критерием эффективности первого является прибыль на каждый вложенный рубль, тогда как второго - некоторая величина достигаемого социального оптимума. Предположим, что каждому региону г соответствует производственная функция вида:
У = ^ (, о,, ц, X,) ^ уц = у, = /(к,, , х,) (1)
где У, - валовый продукт в момент времени ,, К, - запас физического капитала предприятий, о - запас общественного
■ГШ
/А ///
(¿ж ■
ш кл
капитала, пополняемый за счёт государственных инвестиций, Ьг - трудовые ресурсы, X! - вектор прочих факторов производства, оказывающих влияние на выпуск, а строчными буквами обозначены те же величины в расчете на одного занятого. Предполагая, что производственная функция является однородной первой степени (например, функция Кобба-Дугласа), доход, производимый экономикой, можно представить (в случае двухфакторной модели) как:
а т 1-а
у,=Ак ап,
(2)
где Лг - совокупная факторная производительность, а - параметр производственной функции.
Предполагается, что трудовые ресурсы растут с постоянным ежегодным темпом п, а постоянная доля дохода ^ ежегодно инвестируется. В соответствии с неоклассической теорией, экономика имеет равновесный уровень дохода на душу населения у* = (к*)а, определяемый из равновесного уровня капиталовооружённости к*:
к * =
/ „ \
1-а
(3)
Таким образом, равновесная капиталовооружённость положительно связана с нормой сбережений и отрицательно - с темпом роста рабочей силы.
В каждый данный момент времени экономика стремится к своему равновесному уровню дохода на душу населения с некоторой скоростью X. При аппроксимации вокруг равновесного состояния, выражение для темпов роста среднедушевого выпуска имеет вид (подробнее см. [8; 12;
13]):
Дуг 1п у
у1
йг
■ = А(1п у * - 1п Уг)
(4)
Принимая во внимание, что й1пуг/йг = 1пуг - 1пуг-1, после преобразования получа-
- - V • 1
' Ж Ч
ем:
1п уг =( - е)1п у * +е1п уг-
(5)
Вычитая из обеих частей 1пуг-1, выражение может быть переписано:
Д 1п уг = = (1 - е^ ) у * -1)1" уг-1 (6)
Уравнение (6) является общей чертой всех исследований процессов конвергенции различных стран, а также регионов внутри национальных экономик, в основе которых лежат неоклассические модели экономического роста. Для построения регрессионных моделей, как правило, используется следующая панельная аппроксимация данного уравнения:
1п у,г = а 1п у. ! + Р Х, + Пг + £г ,г
(7)
где угг - ВРП на душу населения в регионе г в период г, уг,г-1 - ВРП на душу населения в регионе г в (базовый) период г-1, а = е-Хх -параметр, характеризующий темп конвергенции, Хг,г - вектор контрольных переменных в регионе г в период г.
Данные и методы оценивания
Анализируемые в настоящей работе данные по 82 субъектам РФ1 охватывают 2000-2011 гг. Все стоимостные показатели
представлены в постоянных ценах 2011 г. Источником всех данных послужили статистические сборники Госкомстата «Регионы России. Социально-экономические показатели» за 2002-2013 гг. В таблице 1 содержится перечень контрольных пере-
1 Из анализа исключена Чеченская Республика по причине отсутствия данных за ряд лет. Автономные округа (Ненецкий, Ханты-Мансийский и Ямало-Ненецкий) были выделены в отдельные субъекты соответственно из Архангельской и Тюменской областей. Отдельные статистические «выбросы» из совокупности не исключались. Также были проведены отдельные расчёты, исключающие г. Москва (традиционного «кандидата» на исключение во многих пространственных исследованиях), однако это не оказало существенного влияния на полученные оценки.
1
—
Таблица 1
Контрольные переменные
Переменная Описание
ЧУМ)« Логарифм ВРП на душу населения. Для момента времени , используется в качестве зависимой переменной, для (-1 - в качестве лаговой объясняющей переменной
Б2009 Фиктивная переменная для 2009 г., контролирующая влияние мирового финансово-экономического кризиса
1п(1рщуАТЕ/Н)и Логарифм частных инвестиций на душу населения
Ы(1оог/Я)и Логарифм государственных инвестиций на душу населения
Ы(1РЕО/Щ,, Логарифм инвестиций из федерального бюджета на душу населения
ЫЫЩц Логарифм инвестиций из бюджета субъекта РФ на душу населения
НЫЯ),., Логарифм ресурсного индекса региона
Примечание: все переменные заданы для региона г= 1, ..., 82 в период , = 2000, ..., 2011.
менных, которые использовались в регрессионном уравнении.
В качестве переменной, контролирующей влияния внешних шоков на экономику, была выбрана фиктивная переменная для 2009 г., когда финансово-экономический кризис внёс заметные возмущения в относительно плавный тренд развития российской экономики, что отразилось на статистических данных, описывающих динамику выпуска практически всех отраслей национального хозяйства. Эта переменная была призвана «проконтролировать», чтобы данный экзогенный шок по возможности не вносил заметных искажений в оценки.
Инвестиции в основной капитал (как с теоретической точки зрения, так и согласно многочисленным эмпирическим исследованиям) являются важным фактором экономического роста. В данном исследовании в качестве одной из задач стояла оценка влияния государственных капиталовложений на территориальную экономическую динамику, поэтому они были включены в модель в качестве фактора регионального развития (наряду с частными инвестициями). Для более деталь-
ной оценки эффектов государственных капиталовложений последние были разбиты на две составляющие - федеральные и региональные. В модель не были включены запасы капитала, а лишь их изменение. При этом предполагалось, что эффект запаса капитала проявляет себя косвенно через лаговую переменную регионального продукта.
В модель был включён логарифм ресурсного индекса, поскольку природные ресурсы являются для России существенным фактором экономического роста, и их наличие в регионах выступает как дополнительный фактор производства. Теория утверждает, что полезные ископаемые в действительности являются фактором замедления роста, однако в реалиях российской экономики данный вывод может не подтверждаться. Как правило, ресурсный индекс включает в себя данные об объёмах добываемых ресурсов, однако Госкомстат с некоторого времени публикует такие данные только в разрезе федеральных округов. В данном исследовании в качестве Я взято отношение выпуска сектора добычи полезных ископаемых в регионе г в период , к среднеарифметическому выпуску
ТГГЧ^С ' V -■ ' : , 11
regionalistica.org 2014 Том 1 № 4 65
-I / Ш к *Ь> г, . ' /
i XNji1".-/'
V^-i'J-
Р%УУ E
кегионалмстика
ЧЛ R V^
■ГШ
/ ж
Aл
M
Ш
ILK I.
этого сектора по всем 82 регионам в тот же период1.
Была проведена оценка двух уравнений, характеризующих различную детализацию источников инвестиционных ресурсов:
ln
VN>
= a ln
vN,
+
i ,t-1
+ 01 ln + 03 ln
1 PRIVATE
N
+ 02 ln
1 GOV
)гг
N
+
(8)
угг
vnA
+ в4 D 2009 + v,. + ^ +et,
ln
vN Jit
■ aln
V N Ji ,t -1
+ 0ln
N
+
угг
+ 02 ln
+ 04 ln
'l 4
' FED
V N Jit
' R л
KNJt
+ 03 ln
1 REG
v N >t
+
(9)
+ 05 D2009 + y,. + rt + £,
где V,- - регион-специфический эффект, тг -период-специфический эффект, общий для всех регионов, егг - ошибка наблюдения.
В настоящей работе фактически был применён метод анализа, схожий с тем, который был использован в [13]. Основные отличия заключаются в наборах объясняющих переменных, обусловленные различиями поставленных задач. Однако в той части, где объясняющие переменные совпадают, оказалось возможным провести сравнение полученных результатов для разных временных отрезков и сделать выводы, представляющие определённый интерес.
Набор переменных представлял собой панельные данные, оценка которых традиционно проводится на основе моделей с фиксированным ^Б) или случайным
1 В [13] для 1996-2005 гг. ресурсный индекс регионов был рассчитан схожим образом - как среднеарифметическое аналогичных отношений, представляющих выпуск нефти, газа, угля, чёрных металлов, а также электричества.
? vis;
(ЯБ) эффектами. В случае, когда в качестве одной из объясняющих переменных выступают лаговые значения зависимой переменной, МНК-оценки имеют недостатки, приводящие в итоге к смещению и несостоятельности этих оценок. Первый недостаток связан с тем, что лаговая переменная коррелирует с ошибками наблюдения (и зависимая, и лаговая переменные являются одновременно функцией от V,). Второй недостаток - широко известная для такого класса моделей проблема эндогенности, на которую впервые было указано в [10]. Например, инвестиции в основной капитал, как правило, очень тесно коррелируют с темпом роста экономики. Государственные расходы также порождают данную проблему, поскольку разумно полагать, что они распределяются между регионами не в случайном порядке. Эти обстоятельства требуют оценивания модели с помощью инструментальных переменных.
Для оценивания регрессионных уравнений на основе динамических панельных данных в современных исследованиях применяется обобщённый метод моментов (ОММ) позволяющий решить обе указанные проблемы. В отличие от других способов оценивания панельных данных, ОММ не требует принятия многих ограничительных гипотез относительно поведения переменных. Существует несколько разновидностей данного метода. Наиболее часто используется двухшаго-вый ОММ на основе первых разностей. Исходное уравнение (7) преобразуется на основе первых разностей переменных (что исключает из уравнения регион-специфические эффекты V,):
Д 1п у,г =аД 1п у.,-! + Р,ДХ + (10)
После чего лаговые зависимая и объясняющие переменные используются в качестве инструментов для самой лаговой, а также для эндогенных объясняющих переменных. Если независимые переменные экзогенны (то есть ковариация Е(хгуг,) = 0 для всех г^), то они все (как текущие, так и
PRIVATE
/ Ш
"5? а, jffijp
-V
Ж
DOI: 10.14530/reg.2014.
-/•■' ■ -• Л' п.
■ г?— Vfi" .. г> $£ S* . -' Л '—',^ . " " ■
лаговые) являются подходящими инструментами. Если независимые переменные являются предопределёнными (Е(хг&гз) = 0 только для ,<э), тогда подходящими инструментами являются только (хг1, хг2, ..., хг>1). Наконец, в случае эндогенных переменных (Е(ХгД'гх) = 0 только для í<s), только их лаговые значения второго порядка (хг1, х,2, ..., хг>2) являются хорошими инструментами (подробнее см. [7, еЬ. 8]). Оценка параметров уравнения (10) исходит из предположения, что инструменты экзоген-ны, для чего к уравнению применяется тест Саргана.
Анализ результатов
Параметры уравнения (8) были оценены с помощью модели с фиксированным эффектом1 (для сравнения полученных оценок), а также с использованием ОММ. Уравнение (9) было оценено только вторым способом (табл. 2). Объясняющие переменные были приняты как эндоген-ные2 и использовались в качестве инструментов с лагом 2.
При использовании ОММ на основе первых разностей предполагается отсутствие автокорреляции второго порядка ЛЯ(2)3. Тест на отсутствие ЛЯ(2) был положителен для обеих моделей. Тест Саргана на годность набора инструментов (проверка верности спецификации модели и отсутствия коррелированности инструментов и ошибок) также подтвердил гипотезу о верной спецификации.
Полученные оценки различаются для двух способов оценивания. Особое внимание следует обратить на недооценку фак-
1 Выбор типа модели FE/RE обусловлен тестом Ха-усмана.
2 Это продиктовано как теорией, так и тем обстоятельством, что только при таком предположении тесты на качество моделей показали хорошие результаты при 5%-ом уровне значимости.
3 Ввиду использования в уравнении лаговой зави-
симой переменной можно ожидать наличие автокорреляции первого порядка AR(1), однако это не является признаком плохой спецификации модели.
тора инвестиции и ресурсного потенциала территорий в модели с фиксированным эффектом. Кроме этого, более высокое значение параметра при лаговой зависимой переменной указывает на более низкую скорость конвергенции4. Далее анализ полученных результатов проводился на основе оценок, полученных обобщённым методом моментов (ОММ1).
Уравнение (7) путём вычитания из обеих частей lnyi,t-1 преобразуется к виду:
Аln yit =(а- l)ln yt^ + ß'XM + n + eut (11)
где (a-1) является оценкой (e-Xt-1) из уравнения (6). Согласно неоклассической теории экономического роста, отрицательная величина коэффициента в скобках указывает на наличие конвергенции по направлению к равновесной траектории. Другими словами, экономики (регионы) с относительно низким базовым уровнем дохода приближаются к своему равновесному уровню более быстрыми темпами, чем «богатые» экономики (регионы) к своему. В нашем случае параметр (а-1) равен -0,31, что указывает на наличие условной ß-конвергенции (регионы с более низким стартовым уровнем ВРП растут быстрее при прочих равных условиях). Говоря языком цифр, регионы, чьи «стартовые позиции» на 1% выше, теряют в годовом темпе роста в среднем 0,31%.
Можно также оценить скорость конвергенции X (равная -lna для t = 1). Для а=0,69 скорость конвергенции составила 0,37%. Таким образом, в среднем ежегодно сокращается 0,37% разрыва между текущим и равновесным уровнями ВРП. Это очень низкая скорость конвергенции, если сравнивать с оценками, полученными для 1996-2005 гг. (1,24%) [13].
Фиктивная переменная D2009, контролирующая влияние финансово-экономического кризиса 2009 г., оказалась
На этот недостаток МНК-оценок в ранних исследованиях, посвящённых экономическому росту, указывается в [11].
\ -Л \\ // Ml- " - -Чв- ЛЧ - Каджя^.
Таблица 2
Оценки панельных данных
Переменная FE Уравнение (8) ОММ1 Уравнение (8) ОММ2 Уравнение (9)
Const. 0,857 (14,42)
ln(Y/N)i.M 0,808 (61,32) 0,690 (52,99) 0,710 (60,22)
ln(IpRiVATE/N)ht 0,049 (10,27) 0,096 (25,97) 0,092 (23,9)
ln(WNb 0,021 (5,29) 0,03 (10,7)
ln(WNb 0,010(5,04)
ln(WN)it 0,016(3,48)
ln(R/N)i, t 0,003 (0,75) 0,058 (9,93) 0,057 (10,37)
D2009 -0,085 (-15,31) -0,069 (-25,39) -0,068 (-23,46)
Количество наблюдений 902 738 738
R2 adj 0,996
J-статистика (Sargan) 71,14 (p-value 0,049) 71,1 (p-value 0,049)
AR(1) -2,78 (p-value 0,006) -2,82 (p-value 0,005)
AR(2) -2,14 (p-value 0,032) -2,51 (p-value 0,012)
Примечания: 1) 1п(7/у)гд - зависимая переменная;
2) в скобках указана ^статистика;
3) все оценки параметров значимы на 5%-ом уровне.
значимым фактором как в ББ-, так и в ОММ-моделях. Отрицательный коэффициент при ней указывает на тот факт, что общее ухудшение экономической ситуации в указанном году замедлило региональный рост ВРП на душу населения. В частности, при прочих равных условиях кризис снизил годовой рост среднедушевого ВРП на 0,07%. Также для учёта влияния общеэкономических шоков на экономику была оценена ОММ-модель с фиктивными переменными для каждого года. При этом только для 2009 г. было выявлено статистически значимое отрицательное воздействие, однако тесты показали существенное ухудшение качества спецификации модели в данной постановке. Следует отметить, что для получения адекватных оценок экономической динамики исследуемый период должен характеризоваться
устойчивой тенденцией роста. Можно сказать, что в данном исследовании это требование было выполнено, поскольку в 2000-2011 гг. наблюдалась тенденция роста российской экономики, а влияние кризиса 2009 г. было учтено при оценке.
Оценки показали, что частные инвестиции в основной капитал являются наиболее значимым источником экономического роста. Такой результат подтверждается большинством эмпирических исследований. Прирост частных инвестиций на 1% приводит к увеличению темпов экономического роста примерно на 0,1% \ Это весьма низкий результат: для 1996-2005 гг. отдача от инвестиций составляла порядка
1 Если рассматривать внутрироссийские инвестиции из различных источников как целое, то отдача несколько выше - 0,13%.
J
мШфй д ■ /фг
/ ж
щ м ж
^ШМ^ЬкМж^^ 1-Й
0,34% [13]. Вероятно, причина низкой эффективности частных инвестиций состоит в том, что, как отмечают Л.М. Григорьев и С.В. Кондратьев [5, с. 139-162], хотя общий объём капиталовложений в 2000-е годы значительно увеличился, их основная доля формировалась за счёт инвестиций нефтегазового комплекса, транспорта, торговли и ЖКХ, в то время как вложения в обрабатывающую промышленность оставались небольшими.
Сопоставление полученных в настоящем исследовании оценок с вышеуказанными фактами, а также с оценками, приведёнными в [13], возможно, позволит дать объяснение столь низкой эффективности частных капиталовложений в 2000-х годах. Исследование, основанное на данных за 1996-2005 гг., показало незначимость фактора ресурсного потенциала регионов для экономического роста: «природные ресурсы сами по себе не обязательно ускоряют экономический рост в коротком периоде. Однако внутренние инвестиции в добывающие сектора экономики могут быть весьма продуктивны, в особенности, если эти сектора связаны с экспортом. Таким образом, ресурсы могут положительно влиять на экономический рост через переменную инвестиций» [13, р. 95]. В то же время, согласно результатам настоящего исследования, ресурсы оказывали хотя и небольшое, но статистически значимое положительное воздействие на экономический рост1 . Вполне вероятно, что на отрезке 1996-2005 гг. (который сам по себе характеризовался двумя разнонаправленными тенденциями развития -«до» 1999 г. и «после») влияние ресурсного потенциала регионов (в условиях относительно невысоких мировых цен на энергоресурсы) проявлялось через показатель инвестиций, что и выразилось в незначимости оценок первого и более высокой
001: 10.14530/гед.2014. _
■
1 В обоих исследованиях ресурсный индекс регионов рассчитывался на основе различных категорий данных, однако, по мнению автора, полученные результаты уместно сопоставлять.
оценки (по сравнению с настоящим исследованием) у вторых. В 2000-х годах, в условиях растущих мировых цен на энергоносители, инвестиции в добывающие сектора частично проявляли свое положительное влияние через параметр отдачи от ресурсов (вз в уравнении (8)). Тогда параметр отдачи от частных капиталовложений в} в большей мере учитывает влияние инвестиций в остальные «нересурсные» сектора, отдача от которых, как указывалось выше, была относительно низкой2.
Оценка параметра отдачи от государственных капиталовложений оказалась ожидаемо положительной и более низкой, чем от частных инвестиций. Государственные инвестиции осуществляются, как правило, в инфраструктурные объекты и являются производными от частных инве-стиций3. Это означает, что часть положительного эффекта от государственных вложений может учитываться в составе других переменных, таких, как частные инвестиции или ресурсный сектор. Кроме того, довольно низкая прямая отдача от инфраструктуры и длительные сроки строительства также отражаются на величине соответствующего параметра. В [4] показано, что в таком значимом инструменте государственной инвестиционной политики, как федеральные целевые программы, отношение запланированных внебюджетных средств к бюджетным в 20082009 гг. составляло всего 6%.
Более низкая эффективность федеральных инвестиций в сравнении с региональными в плане обеспечения регионального выравнивания может объясняться
Удаление из уравнения (8) переменной ресурсов
не привело к существенным изменениям коэффициента в}, однако указанные суждения требуют более глубокого анализа и иной спецификации модели.
3 Зачастую условием реализации компаниями крупных инвестиционных проектов является финансирование государством строительства инфраструктуры, обеспечивающей функционирование таких проектов.
кегианалиспжа
DOI: 10.14530/reg.2014.4
r.f-
mili
тем, что в структуре федеральных инвестиций основными статьями расхода являются средства, направляемые на осуществление проектов, имеющих общегосударственное значение и реализуемых лишь в ограниченном количестве субъектов РФ, а также проектов социального комплекса, что, как отмечает Д.С. Иванов, «привело к относительному улучшению позиций в первую очередь столичных регионов, где доля инвестиционных расходов в социальную инфраструктуру устойчиво выше среднестранового уровня» [5, с. 251].
Полученные оценки позволяют рассчитать мультипликатор государственных капиталовложений. Коэффициенты в2 и вз в уравнении (9) представляют собой эластичности соответственно федеральных и региональных государственных инвестиций. Для вычисления мультипликаторов MI = dYIdl необходимо соответствующие оценки эластичностей умножить на выборочные средние YII. В таблице 3 приведены оценки мультипликаторов суммарных, федеральных и региональных государственных инвестиций.
Основываясь на этих данных, можно сделать заключение о том, что увеличение государственных инвестиций на 1 рубль приводит в среднем к увеличению ВРП на 0,83 рубля. В то же время отдача от инвестиций из региональных бюджетов в среднем выше (она даже превышает единицу), чем от федеральных инвестиций. Отсюда следует вывод, важный с точки зрения государственных финансов: инвестиционные проекты, осуществляемые на уровне региональных властей, практически в два раза более эффективны с точки зрения
стимулирования экономической активности, чем инвестиционные проекты, финансируемые из федерального центра. Вероятно, это может объясняться более короткими лагами между финансированием и запуском проектов, а также нацеленностью на реализацию проектов с более высоким экономическим эффектом.
Заключение
В статье были подвергнуты эмпирической проверке некоторые детерминанты экономического роста российских регионов в 2000-2011 гг. Оценки показали, что стартовые позиции регионов (степень «удалённости» регионов от равновесного состояния) и инвестиции в основной капитал являлись наиболее значимыми факторами экономического роста. Положительную роль в исследуемый период играла ресурсная обеспеченность регионов. При этом природные ресурсы оказывали влияние не только напрямую (как фактор производства), но и косвенно, забирая на себя определённую часть региональных инвестиционных потоков.
В то же время полученные оценки указывают на относительно низкие значения скорости конвергенции и фактора частных инвестиций, если сравнивать с результатами других исследований. В частности, А.В. Белоусова пришла к выводу, что в 2012 г. рост объёмов инвестиций в высокоразвитые регионы привёл к повышению темпов роста национальной экономики и снижению межрегионального неравенства по сравнению с предыдущим годом [1]. Вполне вероятно, здесь могут
Таблица 3
Мультипликаторы государственных инвестиций
Суммарные государственные инвестиции Инвестиции, осуществляемые из федерального бюджета Инвестиции, осуществляемые из бюджетов субъектов РФ
Средневыборочный YII 27,59 59,84 70,49
Мультипликатор MI 0,83 0,6 1,13
_
regionalistica.org 2014 Том 1 № 4 70
/ - ¿ttf Л V П .... ' Л, ' /
i Ш-*
¡ЙШ С /ГХ
Т'Ш
/ Ж
Ал
Ж
игТ
проявляться ограничения самой неоклассической модели при её использовании российской экономике исследуемого периода, и необходим более глубокий анализ, основанный на альтернативных точках зрения на механизмы экономического роста.
Государственные капиталовложения также оказались значимым фактором региональной динамики, если рассматривать их как дополнительный фактор производства. Инвестиции в основной капитал из региональных бюджетов по сравнению с федеральными инвестициями оказывали больший эффект на региональную динамику, демонстрируя и заметно более высокий мультипликативный эффект. Впрочем, такой результат вовсе не уникален для российской экономики: в результате анализа государственных инвестиций в префектурах Японии похожие выводы были сделаны в [10]. Начиная с 2009 г. общий годовой объём инвестиций из федерального бюджета превышает объёмы инвестиций региональных бюджетов на 20-30%. Эти инвестиции идут главным образом на проекты общегосударственного масштаба, количество которых в последние годы заметно возросло.
Значимость государственных капиталовложений для регионального развития проявляется и в том, что они выступают не только фактором производства, оказывающим прямой эффект на экономику, но и обязательным условием привлечения частного капитала. Например, условием финансирования многих крупных проектов в рамках реализации государственных программ является их софинансирование из внебюджетных источников. С другой стороны, привлечение частного капитала в регионы обуславливает необходимость инфраструктурного развития последних. Здесь, как показало выполненное исследование, местные власти могут быть более эффективны по сравнению с федеральным центром. Полученные оценки позволяют сделать некоторые выводы касательно го-
DOI: 10.14530/reg.2014. ¿т+ШшШШяшшш
сударственной инвестиционной политики. В частности, учитывая ограниченность региональных государственных ресурсов, можно предположить, что трансферты региональным бюджетам могли бы иметь большую эффективность, нежели прямые федеральные инвестиции в регионы.
Список литературы
1. Белоусова А. В. Пространственное распределение инвестиций в РФ: влияние на межрегиональное неравенство // Пространственная экономика. 2014. № 3. С. 26-43.
2. Глущенко К.П. Исследования неравенства по доходам между российскими регионами // Регион: экономика и социология. 2010. № 4. С.88-119.
3. Глущенко К.П. Методы анализа межрегионального неравенства по доходам // Регион: экономика и социология. 2010. № 1. С. 54-87.
4. Михеева Н.Н., Ананьева Р.И. Инструменты региональной политики: оценка эффективности использования // Регион: экономика и социология. 2011. № 3. С. 39-57.
5. Российские регионы: экономический кризис и проблемы модернизации / Под ред. Л.М. Григорьева, Н.В. Зубаревич, Г.Р. Хасаева. М.: ТЕИС, 2011. 357 с.
6. Aschauer D. Public Investment and Productivity Growth in the Group of Seven // Economic Perspectives. 1989. Vol. 13. Pp. 17-25.
7. Baltagi B. Econometric Analysis of Panel Data. 3rd ed. New York: Wiley, 2005. 320 p.
8. Barro R., Sala-i-Martin X. Economic Growth. 2nd ed. Cambridge, MA: The MIT Press, 2004. 672 p.
9. Bougheas S., Demetriades P., Mamuneas T. Infrastructure, Specialization, and Economic Growth // Canadian Journal of Economics. 2000. Vol. 33. № 2. Pp. 506-522.
10. Bruckner M., Tuladhar A. The Effectiveness of Government Expenditures during Crisis: Evidence from Regional Government Spending in Japan 1990-2000. Research Paper No. 2011-10. URL: https://economics.adelaide.edu.au/research/ papers/doc/wp2011-10.pdf (дата обращения: 5.11.2014).
11. Caselli F., Esquivel G., Lefort F. Reopening the Convergence Debate: A New Look at Cross-
Ш-Т"
Ispciap ■
кегионалмстика
■ГШ
/А
///
(Li ■
Aл 'I
'КГ:
Country Growth Empirics // Journal of Economic Growth. 1996. № 1. Pp. 1-23.
12. Islam N. Growth Empirics: A Panel Data Approach // The Quarterly Journal of Economics. 1995. Vol. 110. № 4. Pp. 1127-1170.
13. Ledyaeva S., Linden M. Determinants of Economic Growth: Empirical Evidence from Russian Regions // The European Journal of Comparative Economics. 2008. Vol. 5. № 1. Pp. 87105.
References
1. Belousova A.V. Spatial Distribution of Investment in Russia: Impact on Inter-Regional Inequality. Prostranstvennaya economika [Spatial Economics]. 2014. No. 3. Pp. 26-43. (In Russian)
2. Glushchenko K.P. Studies of Income Inequality among Russian Regions. Region: economika i sociologia [Region: Economics and Sociology]. 2010. No. 4. Pp. 88-119. (In Russian)
3. Glushchenko K.P. Methodologies of Analyzing Inter-regional Income Inequalities. Region: economika i sociologia [Region: Economics and Sociology]. 2010. No. 1. Pp. 54-87. (In Russian)
4. Mikheyeva N.N., Ananyeva R.I. Tools of Regional Policy: Assessing the Efficiency of Their Application. Region: economika i sociologia [Region: Economics and Sociology]. 2011. No. 3. Pp. 39-57. (In Russian)
5. Russian Regions: Economic Crisis and Problems of Modernization. Ed. by L.M. Grigoryev, N.V. Zubarevich, G.R. Khasaev. Moscow, 2011. 357 p. (In Russian)
6. Aschauer D. Public Investment and Productivity Growth in the Group of Seven. Economic Perspectives. 1989. Vol. 13. Pp. 17-25.
7. Baltagi B. Econometric Analysis of Panel Data. 3rd ed. New York: Wiley, 2005. 320 p.
8. Barro R., Sala-i-Martin X. Economic Growth. 2nd ed. Cambridge, MA: The MIT Press, 2004. 672 p.
9. Bougheas S., Demetriades P., Mamuneas T. Infrastructure, Specialization, and Economic Growth. Canadian Journal of Economics. 2000. Vol. 33. No. 2. Pp. 506-522.
10. Bruckner M., Tuladhar A. The Effectiveness of Government Expenditures during Crisis: Evidence from Regional Government Spending in Japan 1990-2000. Research Paper No. 2011-10.
■
Available at: https://economics.adelaide.edu.au/ research/papers/doc/wp2011-10.pdf (accessed 5 November 2014).
11. Caselli F., Esquivel G., Lefort F. Reopening the Convergence Debate: A New Look at CrossCountry Growth Empirics. Journal of Economic Growth. 1996. No. 1. Pp. 1-23.
12. Islam N. Growth Empirics: A Panel Data Approach. The Quarterly Journal of Economics. 1995. Vol. 110. No. 4. Pp. 1127-1170.
13. Ledyaeva S., Linden M. Determinants of Economic Growth: Empirical Evidence from Russian Regions. The European Journal of Comparative Economics. 2008. Vol. 5. No. 1. Pp. 87-105.
Для цитирования:
Исаев А.Г. Государственные капиталовложения как детерминанты экономического роста российских регионов // Регионали-стика. 2014. Т. 1. № 4. С. 61-72.
For citing:
Isaev A.G. Public Investment as a Determinant of Economic Growth of the Russian Regions. Regionalistica [Regionalistics]. 2014. Vol. 1. No. 4. Pp. 61-72. (In Russian)
