CC BY
19
думай,, думай, голова...
макроэкономическая оценка
социальной нормы отдачи образования
Окончание. Начало в № 12/2007 «кэ»
Образование создаёт позитивные экстерналии, то есть даёт выгоды не только владельцам человеческого капитала, но и всем окружающим их людям, в том числе предпринимателям.
Действительно, если рассматривать условия в России, то заработная плата здесь составляет менее половины всех дохо-селения регионов, а уровень заработной платы в регионах не обнаруживает статистически значимой связи с уровнем образования занятых в их экономике.
Следовательно, статистически значимую положительную связь уровня доходов занятых со средним уровнем их образования можно объяснить только наличием существенной положительной связи уровня образования и прочих доходов: доходов предпринимателей, от собственности и пр. (включая скрытую заработную плату).
Аналогичные явления прослеживаются при анализе данных табл. 2, где представлены результаты расчета аналогичного уравнения регрессии, в котором переменная, характеризующая уровень накопления человеческого капитала в регионе представлена не показателем «средний уровень образования» занятых в экономике региона, а показателем «доля занятых с высшим образованием» в общем числе занятых в экономике региона. Коэффициенты детерминации всех уравнений регрессии Я2 довольно высоки и стабильны во времени, они колеблются по годам в пределах от 0,72 до 0,75, то есть вариация переменных урав-
Корицкий А.В.
канд. экон. наук, доцент кафедры «Экономическая теория» Сибирского университета потребительской кооперации, г. Новосибирск
интеллектуальный ка.
питал
Таблица 2
Результаты расчёта регрессионного уравнения по формуле (4) на основе статистических данных по регионам России за 2000-2005 гг.
(уровень доходов 1 занятого - доля занятых с высшим образованием)
Показатели регрессии 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г. 2005 г.
Константа а Станд. ошибка 4,279* (0,371) 5,602* (0,310) 5,987* (0,295) 6,089* (0,306) 6,047* (0,311) 7,021 * (0,342)
Коэф. a (Beta) Станд.ошибка B Станд. ошибка 0,614* (0,065) 0,633* (0,067) 0,526* (0,062) 0,455* (0,053) 0,519* (0,062) 0,403* (0,048) 0,569* (0,067) 0,438* (0,052) 0,581* (0,063) 0,455* (0,049) 0,486* (0,073) 0,335* (0,050)
Коэф. Y (Beta) Станд.ошибка B Станд. ошибка 0,254* (0,078) 0,021* (0,006) 0,181* (0,070) 0,016* (0,006) 0,259* (0,069) 0,020* (0,005) 0,185* (0,073) 0,014* (0,005) 0,213* (0,068) 0,017* (0,005) 0,179* (0,073) 0,013* (0,005)
Коэф. а1 (север) Beta Станд. ошибка B Станд. ошибка 0,298* (0,067) 0,348* (0,078) 0,469* (0,063) 0,543* (0,073) 0,438* (0,064) 0,469* (0,068) 0,272* (0,069) 0,267* (0,068) 0,344* (0,065) 0,366* (0,069) 0,372* (0,074) 0,359* (0,071)
Коэф. А2 (Beta) Станд. ошибка B Станд.ошибка 0,188** (0,077) 0,522** (0,213) 0,176** (0,068) 0,484** (0,189) 0,176** (0,068) 0,449** (0,175) 0,321* (0,072) 0,798* (0,178) 0,221* (0,066) 0,559* (0,167) 0,251* (0,074) 0,610* (0,181)
Коэф. A3 (Beta) Станд. ошибка B Станд. ошибка 0,130** (0,057) 0,170** (0,074) 0,133** (0,056) 0,172** (0,073) 0,139** (0,057) 0,167** (0,068) 0,184* (0,059) 0,199* (0,063) 0,173* (0,056) 0,197* (0,063) 0,198* (0,058) 0,226* (0,067)
Коэф. детерминации F P - уровень Количество регионов 0,745 47,834 0,0000 88 0,749 48,913 0,0000 88 0,740 46,712 0,0000 88 0,734 44,630 0,0000 87 0,755 50,606 0,0000 88 0,734 44,682 0,0000 87
*) Параметр имеет 1% значимость.
**) Параметр имеет 5% значимость.
***) Параметр имеет 10% значимость.
Числа в скобках означают стандартную ошибку оценки.
нений объясняет свыше 72% вариации доходов одного занятого в экономике регионов России.
Как следует из данных приведённых в табл. 2, как и в предыдущем случае, наблюдается явная тенденция к росту константы 1пА, и к
•шхрр.ат.1.
ивная экономика, 2008, № 1
снижению коэффициента а , характеризующего эластичность дохода одного занятого по фондовооружённости труда. Коэффициенты Y, характеризующие социальную норму отдачи человеческого капитала, не проявляют какой-либо тенденции к изменению со временем, их вариация происходит в пределах стандартной ошибки оценки, как и коэффициенты а1. Коэффициенты а2 и а3 имеют явную тенденцию к росту, то есть со временем растёт проявление эффектов городской агломерации в виде более быстрого роста доходов населения крупных городов (см. табл. 1 и 2).
В регрессионном уравнении (6) исключены фиктивные переменные, характеризующие города - мегаполисы и регионы с городами -миллионерами.
Результаты расчёта параметров данного уравнения регрессии приведены в табл.3. После исключения фиктивных переменных, характеризующих особенности экономики крупных городов, значения коэффициента У существенно возросли, почти в полтора-два раза (см. табл. 2 и 4). При этом значения других коэффициентов изменились не значительно. Значения коэффициентов У в табл. 6 колеблются от 0,14 до 0,3 (для Beta) и от 0,18 до 0,33 (для B), в то время, как в табл. 8 они изменяются, соответственно, от 0,27 до 0,38 (для Beta) и от 0,33 до 0,42 (для B), что показывает «размывание» социальной нормы отдачи образования при учёте эффектов городских агломераций. Что особенно интересно, частная норма отдачи образования в России близка к нулю, так как соответствующие коэффициенты в уравнениях регрессии, где используется в качестве зависимой переменной уровни заработной платы занятых в экономике регионов, статистически незначимы.
Результаты расчёта регрессионного уравнения по формуле (5) на основе статистических дан-
образование даёт выгоды не только владельцам человеческого капитала, но и всем окружающим их людям
интеллектуальный капитал
-/3
Таблица 3
Показатели регрессии 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г. 2005 г.
Константа а Станд. ошибка 1,056 (0,805) 1,763 (0,912) 1,404 (0,816) 2,233** (0,993) 3,899* (1,074) 2,349** (1,077)
Коэф. a (Beta) Станд. ошибка B Станд. ошибка 0,487* (0,077) 0,502* (0,079) 0,449* (0,067) 0,388* (0,058) 0,437* (0,065) 0,339* (0,051) 0,523* (0,074) 0,420* (0,060) 0,526* (0,074) 0,412* (0,058) 0,478* (0,082) 0,329* (0,057)
Коэф. Y (Beta) Станд. ошибка B Станд. ошибка 0,341* (0,067) 0,354* (0,069) 0,292* (0,061) 0,364* (0,076) 0,386* (0,060) 0,429* (0,067) 0,270* (0,066) 0,338* (0,083) 0,304* (0,065) 0,419* (0,089) 0,312* (0,066) 0,399* (0,085)
Коэф. а1 (север) Beta Станд. ошибка B Станд. ошибка 0,258* (0,072) 0,301* (0,084) 0,423* (0,064) 0,490* (0,074) 0,359* (0,063) 0,386* (0,068) 0,303* (0,071) 0,325* (0,076) 0,300* (0,072) 0,319* (0,076) 0,277* (0,081) 0,267* (0,078)
Коэф. детерминации F P - уровень Количество регионов 0,677 58,731 0,0000 88 0,717 70,963 0,0000 88 0,722 72,662 0,0000 88 0,672 56,602 0,0000 87 0,682 59,948 0,0000 88 0,649 51,148 0,00000 87
*) Параметр имеет 1% значимость.
**) Параметр имеет 5% значимость.
***) Параметр имеет 10% значимость.
Числа в скобках означают стандартную ошибку оценки.
_уровень
заработной платы
_в регионах не
_обнаруживает
_статистически
_значимой
_связи с уровнем
_образования
_занятых в их
_экономике
ных по регионам России за 2000-2005 гг. (уровень образования)
Денежные выгоды от образования, которые представляют положительные и статистически значимые коэффициенты У , обнаруживаются в уравнениях регрессии, где в качестве зависимой переменной используются суммарные доходы занятых, включающие, помимо заработной платы, доходы предпринимателей, доходы от собственности, социальные выплаты и прочие доходы (включая скрытую заработную плату). Для проверки данного вывода, рассмотрим результаты расчёта уравнений регрессии, в которых в качестве зависимой переменной используется переменная «доходы предпринимателей, от собственности и прочие дохо-
„якреат
ивная экономика, 2008, № 1
ды (включая скрытую заработную плату)» в расчёте на одного занятого в экономике региона (табл. 4).
Сразу бросаются в глаза высокие значения коэффициентов Y , характеризующих социальную норму отдачи образования. Значения коэффициентов Y в табл. 9 колеблются от 0,35 до 0,36 (для Beta) и от 0,60 до 0,75 (для B), что свидетельствует о высокой степени зависимости доходов предпринимателей и смешанных доходов от уровня образования занятых в экономике регионов России. Социальная норма отдачи образования, в данном контексте, колеблется от 60 до 75 процентов. Зависимость данной группы
статистически
значимое влияние
на доходы
населения
оказывают
природно-
климатические
факторы
(в северных
регионах России)
и факторы
городской
агломерации
(в крупных городах)
Таблица 4
Результаты расчёта регрессионного уравнения по формуле 5 — на основе статистических данных по регионам России _ за 2000-2005 гг. (уровень образования) _
Показатели регрессии 2003 г. 2004 г. 2005 г.
Константа а Станд.ошибка -1,937 (1,885) -4,453 (2,347) -3,862 (2,612)
Коэф. a (Beta) Станд.ошибка B Станд.ошибка 0,365* (0,106) 0,389* (0,113) 0,395* (0,104) 0,535* (0,141) 0,397* (0,119) 0,457* (0,138)
Коэф. Y (Beta) Станд.ошибка B Станд.ошибка 0,366* (0,095) 0,609* (0,158) 0,357* (0,095) 0,748* (0,198) 0,351* (0,096) 0,753* (0,207)
Коэф. а1 (север) Beta Станд.ошибка B Станд.ошибка -0,074 (0,101) -0,106 (0,145) -0,285* (0,099) -0,463* (0,141) -0,370* (0,118) -0,599* (0,190)
Коэф. детерминации F P - уровень Количество регионов 0,328 13,511 0,00000 87 0,364 15,454 0,00000 85 0,265 9,951 0,00001 87
*) Параметр имеет 1% значимость.
**) Параметр имеет 5% значимость.
***) Параметр имеет 10% значимость.
Числа в скобках означают стандартную ошибку оценки.
ва.
гчительная часть предпринимателей ■■ России являются
_образованными
_людьми
и носителями человеческого
капитала
доходов от фондовооружённости значительно слабее.
Очевидной особенностью северных регионов является, в данном случае, их отрицательное влияние на доходы предпринимателей, доходы от собственности и прочие (смешанные) доходы (включая скрытую заработную плату), характерные для малого и среднего бизнеса, а также для лиц свободных профессий. Такой результат можно объяснить тем, что в северных регионах чрезмерно высоки как трансформационные, так и трансакци-онные издержки, что резко снижает выгоды от ведения в них среднего и малого предпринимательства. В то же время возможное развитие в них добывающей промышленности крупными компаниями сопровождается выведением прибыли из данных регионов в «центры прибыли», расположенные, как правило, в крупных городах, или даже в других странах.
Можно сделать вывод, что уровень образования занятых в экономике регионов России, также как и фондовооружённость труда, является доходообразующим фактором. Кроме этих главных факторов, статистически значимое влияние на доходы населения оказывают природно-климатические факторы (в северных регионах России) и факторы городской агломерации (в крупных городах). Последние факторы, по мнению ряда известных западных экономистов, связаны с экстерналиями человеческого капитала, с эффектами «расплёскивания» знаний, сетевыми эффектами городского соседства и эффектами масштаба производства в городах, что подтверждается анализом результатов расчёта регрессионных уравнений.
Величина норм отдачи образования, выгоды от которого реализуются в относительно более высоких доходах населения регионов РФ, согласно проведённым вычислениям, довольно высока - от 18 до 33% (В) (табл. 1), в расчётах которой выделены эффекты городских агломераций - в том числе экстерналии человеческого капитала. И от 35 до 43% (В)
«креати 76
ивная экономика, 2008, № 1
(табл. 3), в расчётах которой не выделены эти эффекты, они, по-видимому, увеличивают значения коэффициентов у , то есть социальной нормы отдачи образования. В том, что экстер-налии человеческого капитала существуют в России, свидетельствуют повышенные нормы отдачи образования, рассчитанные с использованием в качестве зависимой переменной «доходов предпринимателей, от собственности и прочие доходы (включая скрытую заработную плату)». Действительно, коэффициент У в табл. 4 колеблется в интервале от 61 до 75%, что близко к оценкам Г. Дженкинс. Можно сделать вывод, что денежные выгоды от образования получают в России в основном работодатели, а не сами собственники человеческого капитала - наёмные работники. Конечно, нельзя исключать возможность, что значительная, если не подавляющая, часть предпринимателей в России, сами являются образованными людьми и носителями значительного человеческого капитала, и вполне закономерно они получают выгоды от него. Но в целом по стране, личные доходы в виде заработной платы и прочих доходов (включая скрытую заработную плату), в расчёте на одного занятого в экономике регионов РФ, не обнаруживают статистически значимой связи со средним уровнем образования этих занятых, что говорит о крайне низкой частной норме отдачи образования, о чём свидетельствуют данные расчётов этой нормы, сделанные на основе социологических исследований. Поэтому можно достаточно уверенно говорить о наличии в России существенных внешних эффектах образования, при которых выгоды от него реализуются в доходах третьих лиц, не участвующих в производстве человеческого капитала. Но можно надеяться, что в длительном периоде, как и в других странах, будут проявляться эффекты рыночной конкуренции, в том числе и на рынке труда в России, которые приведут к выравниванию частных и социальных норм отдачи образования.
можно достаточно уверенно говорить о наличии в России существенных внешних эффектах образования, при которых выгоды от него реализуются в доходах третьих лиц
человеческий капитал
