Проблемы пенсионного обеспечения Республики Бурятия Текст научной статьи по специальности «Экономика и бизнес»

ПРОБЛЕМЫ

ПЕНСИОННОГО ОБЕСПЕЧЕНИЯ РЕСПУБЛИКИ БУРЯТИЯ

RETIRMENT BENEFITS ISSUES IN THE REPUBLIC OF BURYATIA

УДК 338.49

БУРЛОВ Дмитрий Юрьевич

доцент кафедры финансы и кредит Восточно-Сибирского государственного университета технологии и управления, кандидат экономических наук, доцент, budim15@mail.ru

BURLOV, Dmitriy Yurievich

Associate Professor at the Finance and Credit Department, the East Siberian State University of Technology and Management, Candidate of Economic Sciences, Associate Professor, budim15@mail.ru

ДОРЖИЕВ Ринчин Леонидович

магистрант кафедры финансы и кредит Восточно-Сибирского государственного университета технологии и управления, richiboss@yandex.ru

DORZHIEV, Rinchin Leonidovich

Marster's Student of the Finance and Credit Department, the East Siberian State University of Technology and Management, richiboss@yandex.ru

Аннотация.

В статье рассмотрены проблемы пенсионного обеспечения Республики Бурятия. Проанализированы данные по пенсионному обеспечению за 20072014 гг., из официальных источников. Выявлены проблемы пенсионного обеспечения Республики Бурятия, связанные с численностью экономически активного населения и с уровнем заработной платы в данном регионе. Показаны пути решения проблем пенсионного обеспечения в республике. Проведен корреляционный анализ оценки динамики роста пенсий, а также роста числа пенсионеров республики и его соотношения к численности экономически активного населения региона.

Ключевые слова: пенсионное обеспечение, численность экономически активного населения, численность пенсионеров, пенсия, заработная плата.

Abstract.

The article deals with the problem of pension provision in the Republic of Buryatia. It analysis the official data on pensions between 2007-2014. It defines the problems of the Republic of Buryatia pension related to the number of economically active population and wage levels in the region. It shows the way to solve pension problems in the country. The paper carries out the correlation analysis of the assessment of the pensions' growth dynamics, as well as the growing number of pensioners of the Republic and its relation to the economically-active population in the region.

Key words: pensions, the number of economically active population, the number of pensioners, pension, wage.

© Бурлов Д. Ю., Доржиев Р Л., 2017.

Пенсионное обеспечение - это базовая и одна из самых важных социальных гарантий, которая непосредственно касается интересов нетрудоспособного населения России, составляющего около трети жителей страны. Качественные и количественные характеристики государственного пенсионного обеспечения свидетельствуют об уровне социального, экономического, правового и культурного развития общества и государства. Вместе с тем показатели структуры и функционирования государственной пенсионной системы во многом определяют ее устойчивость и динамику экономического и социального развития. Эффективное пенсионное обеспечение является одним из ключевых факторов социально-экономической безопасности любого государства. Трудоспособное население должно иметь уверенность в том, что при достижении пенсионного возраста уровень пенсионных выплат будет достаточным для поддержания достойного уровня жизни.

В настоящее время российская демографическая ситуация характеризуется низким уровнем рождаемости и старением населения, что к тому же сопровождается смещением соотношения лиц трудоспособного возраста и пенсионеров в сторону последних.

Отчасти указанные проблемы носят объективный характер и обусловлены современным типом демографической ориентации большинства экономически развитых стран. Однако при таком развитии событий в среднесрочной перспективе государство столкнется с тем, что лица пенсионного возраста будут составлять весьма существенную долю экономически активного населения. Именно от наличия платежеспособного спроса со стороны данной категории граждан будет во многом зависеть успешное функционирование нашей экономики. Таким образом, проблема формирования адекватной и реально работающей системы пенсионного обеспечения является залогом национальной экономической безопасности страны.

В широком смысле существуют две основные проблемы отечественной пенсионной системы - прогрессивно растущий дефицит бюджета Пенсионного фонда России (ПФР) и низкий уровень пенсионного обеспечения.

Анализ данных таблицы 1 показал, что по сравнению с 2007 г. уровень пенсий и заработных плат к 2014 г. значительно возрос. К сожалению, мнимое благополучие можно легко развеять, проведя более глубокий анализ и приведя данные к уровню инфляции 2014 г. Из этого видно, что пенсии росли не в таких больших темпах, а небольшими скачками, увеличиваясь в год примерно на 7-10% по отношению к предшествующему году. Самый большой прирост пенсии мы наблюдаем в период с 2008 по 2009 г. - он составил почти 20%. В дальнейшем рост пенсий продолжался до 2013 г., но в 2014 г. они сократились на 2%. Отношение средней пенсии к средней заработной плате составляет примерно 37%, самый большой прирост наблюдается в 2010 г. - 39,4% от средней заработной платы.

Таким образом, за последние пять лет уровень пенсий в целом все же возрос, если привести его к уровню инфляции 2014 г. Однако с 2011 по 2012 г. рост пенсий замедлился, а в 2014 г. и вообще прекратился (снижение среднего размера пенсии на 239 руб.). Исходя из полученных данных и учитывая социально-политические обстоятельства, следует, что улучшений в системе пенсионного обеспечения не предвидится [2].

Численность постоянного населения, проживающего в Республике Бурятия, на конец 2014 г. составила 978,5 тыс. человек (таблица 2). Из общей численности населения численность пенсионеров, состоящих на учете, составила 254 146 человек. За 2014 г. общая численность получателей трудовых пенсий составила 223 044 человека, в том числе получателей пенсии по старости 194 142 человека, по инвалидности - 16 484 человека, по случаю потери кормильца - 12 418 человек.

Из общей численности пенсионеров, получающих трудовые пенсии, количество пенсионеров, получающих пенсии по старости, увеличилось по сравнению с 2013 г. на 3 637 человек; получающих пенсии по инвалидности - уменьшилось на 1 191 человек; получающих пенсии по случаю потери кормильца - уменьшилось на 76 человек.

Численность получателей пенсий по государственному пенсионному обеспечению составила 31 102 человека (на 354 пенсионера

РГСКИЙ ЭКОНОМИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ • № 1 • 2017 I

Таблица 1

Данные пенсионного обеспечения Республики Бурятия за период с 2007 по 2014 г.

Показатель 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014

Средний размер месячной пенсии, руб. 3483,1 4281,2 5828,4 7093,2 7709,1 8534 9337 10158

Средний размер заработной платы, руб. 12264,4 15400 15976,2 17 999 19 924 22 900 26 011 27 820

Отношение среднего размера месячной пенсии к среднему размеру начисленной зарплаты, % 28,4 27,8 36,1 39,4 38,7 37,3 35,9 36,5

Величина прожиточного минимума, руб. 3256 3538 3817 4 342 5 003 5 423 5 735 6 399

Отношение среднего размера месячной пенсии к величине прожиточного минимума, % 107 121 152,7 163,4 154,1 157,4 162,8 158,7

Отношение среднего размера месячной пенсии в РБ к среднему размеру месячной пенсии в РФ, % 93,2 92 93,4 93,4 93,2 94,5 93,1 93

Уровень инфляции в России, % 1,1187 1,1328 1,0880 1,0878 1,0610 1,0658 1,0645 1,1136

Средний размер месячной пенсии, скорректированной на индекс инфляции к 2014 г., руб. ¥ 6259,84 6792,18 8498,93 9508,42 9739,90 10116,44 10397,68 10158,00

Средний размер заработной платы, скорректированной на индекс инфляции к 2014 г., руб. Л~ 22041,62 24432,32 23296,38 24127,61 25172,55 27146,28 28965,85 27820,00

* Таблица составлена автором по данным финансовой и статической отчетности Отделения ПФР по РБ, данных форм налоговой отчетности, отчетности Госкомстата РБ и официального сайта органов государственной власти РБ [1].

Таблица 2

Численность пенсионеров РБ за период с 2007 по 2014 г. [1]

Показатель 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014

Численность пенсионеров 229,5 234,6 239,9 242,7 246,1 248,5 251,4 254,1

Удельный вес численности пенсионеров в общей численности населения, % 23,9 24,4 24,9 25 25,3 25,6 25,8 26

Численность населения в Республике Бурятия, тыс. чел. 964,6 965,1 966,6 970,8 971,4 971,8 973,9 978,5

Численность экономически активного населения, занятого в экономике, тыс. чел. 402,8 429,2 397,7 426,7 422,7 425 423,5 417,8

Численность экономически активного населения, занятого в экономике, приходящихся на одного пенсионера 1,73 1,82 1,73 1,73 1,79 1,71 1,68 1,64

больше по сравнению с 2013 г.). Удельный вес пенсионеров, получающих пенсии по государственному пенсионному обеспечению, составляет 12,2% от общей численности пенсионеров.

Численность пенсионеров из числа граждан, пострадавших вследствие радиационных и техногенных катастроф и членов их семей, составила 62 человека, или 0,02% от общей численности пенсионеров. Численность пенсионеров из числа военнослужащих и членов их семей - 336 человек, или 0,13% от общей численности пенсионеров.

Доля пенсионеров в общей численности населения Республики Бурятия остается достаточно высокой и составляет 26%. Доля пенсионеров по отношению к численности занятых в экономике составляет 60,8% (численность экономически активного населения -417,8 тыс. чел.). За отчетный период назначено

14,8 тысяч пенсий. Из числа вновь назначенных пенсий доля лиц, вышедших на трудовую пенсию по старости, составляет 65,5% (9 713 пенсионеров), в том числе не достигших установленного возраста 20,7% (3 074). Из общего числа вновь назначенных пенсий доля трудовой пенсии по инвалидности составляет 7,3% (1 079), по случаю потери кормильца -8% (1 188). Численность пенсионеров, которым была назначена пенсия в отчетном году по государственному пенсионному обеспечению, 2 847 человек, или 19,2% от общего числа вновь назначенных пенсий [1].

Сделаем вывод на основе представленных выше таблиц: численность экономического активного занятого населения сокращается, в то время как численность пенсионеров растет, как и численность занятых пенсионеров. Таким образом, нагрузка на экономически активное население будет только расти, к тому

же сейчас на рынок труда выходит поколение 1990-х гг. - именно то время, когда случилась так называемая «демографическая яма», и, соответственно, соотношение лиц, уходящих на пенсионное обеспечение, и лиц, замещающих их, не выглядит равноценным.

Уровень средней заработной платы еще с 2012 г. находится примерно на одном уровне, и дальнейшее его увеличение не предвидится. Из этого следует, что нагрузка на население будет только расти, страховые взносы увеличатся. Особенно тяжелый удар придется на частный сектор экономики и бюджетные учреждения, ведь именно они выплачивают большую часть страховых взносов.

Проведенный корреляционный анализ на основе имеющихся данных пенсионного обеспечения показал, насколько велика зависимость пенсий от уровня заработной платы в регионе. Основными показателями при этом являются уровни заработной платы и пенсии в Республике Бурятия с 2007 по 2014 г., приведенные к уровню инфляции 2014 г. Расчет параметров регрессии представлен в таблице 3.

Этот метод применяют для наглядного изображения формы связи между изучаемыми экономическими показателями. Для этого в

прямоугольной системе координат строят график, по оси ординат откладывают индивидуальные значения результативного признака У, а по оси абсцисс - индивидуальные значения факторного признака X. Совокупность точек результативного и факторного признаков называется полем корреляции.

На основании поля корреляции можно выдвинуть гипотезу (для генеральной совокупности) о том, что связь между всеми возможными значениями X и У носит линейный характер.

Линейное уравнение регрессии имеет вид у = Ьх + а. Оценочное уравнение регрессии (построенное по выборочным данным) будет иметь вид у = Ьх + а + £, где е. - наблюдаемые значения (оценки) ошибок £., а и Ь соответственно оценки параметров а и в регрессионной модели, которые следует найти.

Здесь £ - случайная ошибка (отклонение, возмущение). Причины существования случайной ошибки: невключение в регрессионную модель значимых объясняющих переменных; агрегирование переменных; неправильное описание структуры модели; неправильная функциональная спецификация; ошибки измерения.

Таблица 3

Показатели пенсии и заработной платы с 2007 по 2014 г., приведенные к уровню инфляции на 2014 г.

Год X У X2 У2 ху

2007 22041.62 6259.84 485833012.22 39185596.83 137977014.54

2008 24432.32 6792.18 596938260.58 46133709.15 165948715.26

2009 23296.38 8498.93 542721321.1 72231811.14 197994302.87

2010 24127.61 9508.42 582141564.31 90410050.9 229415449.48

2011 25172.55 9739.9 633657273.5 94865652.01 245178119.75

2012 27146.28 10116.44 736920517.84 108111749.38 274623712.84

2013 28965.85 10397.68 839020466.22 108111749.38 301177639.23

2014 27820 10158 773952400 103184964 282595560

Итого 203002.61 71471.39 5191184815.79 656465891.69 1834910513.96

Примечания:

Показатель X - средний размер заработной платы, скорректированной на индекс инфляции к 2014 г., руб. Показатель У - средний размер месячной пенсии, скорректированной по индексу инфляции к 2014 г., руб.

Так как отклонения е. для каждого конкретного наблюдения i - случайны и их значения в выборке неизвестны, то: 1) по наблюдениям xi и у. можно получить только оценки параметров а и в; 2) оценками параметров а и в регрессионной модели являются соответственно величины а и Ь, которые носят случайный характер, так как соответствуют случайной выборке.

Для оценки параметров а и в используют метод наименьших квадратов (МНК).

Метод наименьших квадратов дает наилучшие (состоятельные, эффективные и несмещенные) оценки параметров уравнения регрессии. Но только в том случае, если выполняются определенные предпос лки относительно случайного члена (е) и независимой переменной (х).

Формально критерий МНК можно записать так:

Б = Е(у. - у*.)2 ^шт.

Система нормальных уравнений

а п + ЬЕх = Еу аЕх + ЬЕх2 = Еу^х

Эмпирические коэффициенты регрессии а и Ь являются лишь оценками теоретических коэффициентов в., а само уравнение отражает лишь общую тенденцию в поведении рассматриваемых переменных.

1. Параметры уравнения регрессии.

Выборочные средние.

203002.61 х = — =---= 25375.33.

Среднеквадратическое отклонение:

п

_ ЕУ

У =

8

71471.39

п 8

_ 2*гУг 1834910513.96

XV =-

' п 8

Выборочные дисперсии:

52(х)= ^ -*2 =

= 8933.92.

229363814.25.

5191184815 .79

П

- 25375.332 = 4990919.68.

2

-ЕЖ - Тл =

^2 (У) =

656465891.69

П

У2 =

5(х) = 752 О) = 74990919.68 = 2234.037. 5(у) = 2 (у) = 72243242.89 = 1497.746.

Коэффициент корреляции Ь можно находить по формуле, не решая систему непосредственно:

X * у — X * у Ь = =

_ 229363814.25 — 25375.33 * 8933.92 _

= 4990919.68 =

= 0.5335. а = у — Ьх = = 8933.92 — 0.5335 * 25375.33 = —4603.4504.

1.1. Коэффициент корреляции

соъ"0, у) = х * у — х * у = = 229363814.25 — 25375.33 * 8933.92 = = 2662584.4.

Линейный коэффициент корреляции принимает значения от -1 до +1.Связи между признаками могут быть слабыми и сильными (тесными). Их критерии оцениваются по шкале Чеддока:

0.1 <г < 0.3: слабая;

ху

0.3 <гху < 0.5: умеренная;

0.5 <г < 0.7: заметная;

ху

0.7 <г < 0.9: высокая;

ху

0.9 <г < 1: весьма высокая.

ху

В нашем примере связь между признаком У фактором X высокая и прямая. Кроме того, коэффициент линейной парной корреляции может быть определен через коэффициент регрессии Ь:

5 О) 2234.037 г™ = Ь^-т = 0.53 ______= 0.796.

х ,у

1497.746

- 8933.922 = 2243242.89.

1.2. Значимость коэффициента корреляции.

Выдвигаем гипотезы:

Н0: г = 0, нет линейной взаимосвязи между переменными;

Н1: гху Ф 0, есть линейная взаимосвязь между переменными;

Для того чтобы при уровне значимости а проверить нулевую гипотезу о равенстве нулю генерального коэффициента корреляции

нормальной двумерной случайной величины при конкурирующей гипотезе H1 Ф 0, надо вычислить наблюдаемое значение критерия (величина случайной ошибки)

_ урп-2

^паЫ

'ху

VI-

'ху

|t J >t

I наол I крит

t

nabi

= 0.796

VI-0.7962

= 3.22.

Принятие H0 Отклонение H0, принятие H

95% 5%

2.447 3.22

г — t,

крит

[1 — г2 п — 2

; г + t

крит

|1 — г2 п — 2

Доверительный интервал для коэффициента корреляции

(0.796 — 2.447

0.7962

8 — 2

и по таблице критических точек распределения Стьюдента, по заданному уровню значимости а и числу степеней свободы k = п - 2 найти критическую точку ккрит двусторонней критической области. Если t , осно-

± набл крит

ваний отвергнуть нулевую гипотезу. Если нулевую гипотезу отвергают.

По таблице Стьюдента с уровнем значимости а = 0.05 и степенями свободы k = 6 находим t :

крит

ккрит (п-т-1;а/2) = (6;0.025) = 2.447,

где m = 1 - количество объясняющих переменных.

Если к , | >к , то полученное значение ко-

набл крит

эффициента корреляции признается значимым (нулевая гипотеза, утверждающая равенство нулю коэффициента корреляции, отвергается). Поскольку к ,| >к , то отклоняем гипотезу

набл крит

о равенстве нулю коэффициента корреляции. Другими словами, коэффициент корреляции статистически - значим.

Отметим значения на числовой оси.

В парной линейной регрессии к2г = к2Ь, и тогда проверка гипотез о значимости коэффициентов регрессии и корреляции равносильна проверке гипотезы о существенности линейного уравнения регрессии.

1.3. Интервальная оценка для коэффициента корреляции (доверительный интервал).

1 - 0.7962 0.796 + 2.447 I—8-2—)

(0.191;1).

2. Уравнение регрессии (оценка уравнения регрессии).

Линейное уравнение регрессии имеет вид у = 0.53х - 4603.45.

Коэффициентам уравнения линейной регрессии можно придать экономический смысл.

Коэффициент регрессии Ь = 0.53 показывает среднее изменение результативного показателя (в единицах измерения у) с повышением или понижением величины фактора х на единицу его измерения. В данном примере с увеличением на одну единицу у повышается в среднем на 0.53.

Коэффициент а = -4603.45 формально показывает прогнозируемый уровень у, но только в том случае, если х = 0 находится близко с выборочными значениями.

Но если х = 0 находится далеко от выборочных значений х, то буквальная интерпретация может привести к неверным результатам, и даже если линия регрессии довольно точно описывает значения наблюдаемой выборки, нет гарантий, что также будет при экстраполяции влево или вправо.

Подставив в уравнение регрессии соответствующие значения х, можно определить выровненные (предсказанные) значения результативного показателя у(х) для каждого наблюдения.

Связь между у и х определяет знак коэффициента регрессии Ь (если > 0 - прямая связь, иначе - обратная). В нашем примере связь прямая.

Коэффициенты регрессии (в примере Ь) нежелательно использовать для непосредственной оценки влияния факторов на результативный признак в том случае, если существует различие единиц измерения результативного показателя у и факторного признака х.Для этих целей вычисляются коэффициенты эластичности и бета-коэффициенты.

Средний коэффициент эластичности Е показывает, на сколько процентов в среднем по совокупности изменится результат у от своей средней величины при изменении фактора х на 1% от своего среднего значения.

Коэффициент эластичности находится по формуле

Е =

ь х

dxy у.

25375.33 Е = 0.53^——— = 1.52. 8933.92

В нашем примере коэффициент эластичности больше 1.Следовательно, при изменении Х на 1%, У изменится более чем на 1%.

Другими словами, Х существенно влияет на У.

Из всего вышесказанного можно сделать вывод, что взаимосвязь между уровнем заработной платы и уровнем пенсионного обеспечения высокая и прямая. Наблюдается небольшой рост заработной платы до 2013 г., однако в 2014 г. имеет место небольшое понижение, что сразу сказалось на значении месячной пенсии граждан Республики Бурятия.

Наблюдается ежегодный прирост пенсионеров и увеличение удельного веса численности пенсионеров к общей численности населения Республики Бурятия. С учетом постоянного роста численности пенсионеров и небольших скачков численности экономически активного населения можно смело утверждать, что на-

грузка в ближайшие годы только возрастет, будет наблюдаться увеличение страховых взносов, выделение более крупных средств из государственного бюджета на выплату пенсий. С учетом роста страховых взносов будет расти и количество так называемых «уклонистов», ведь основным плательщиком обязательных платежей являются работодатели, которые совершенно не заинтересованы в полноте их уплаты, так как получателями материальной выгоды по социальному страхованию являются наемные работники.

Пока сами граждане страны не оценят свою финансовую ответственность перед собой в области социального страхования и не увидят, что только исходя из уплаченной ими суммы взносов они будут получать социальные выплаты, до тех пор они, с одной стороны, будут способствовать своим работодателям снижать налоговое бремя за счет уклонения от уплаты платежей на социальное страхование, с другой - требовать от государства предоставить им достойные социальные выплаты, так как государство имеет специальный налоговый источник, предназначенный на эти цели, и, соответственно, обязательства перед населением по осуществлению данных выплат.

Создать действительно сознательное общество можно только в том случае, если доходы системы социального страхования будут формироваться не на налоговых, а на страховых принципах.

Список литературы

1. Информационно-статистический сборник Отделения Пенсионного фонда Республики Бурятия за 2014 год. Улан-Удэ, 2014. 40 с.

2. Официальный сайт Госкомстата Республики Бурятия. URL: http://burstat.gks.ru/ wps/wcm/connect/rosstat_ts/burstat/ru/ (дата обращения: 19.04.2016).

3. Аксютик Е. А. Направления совершенствования государственного управления качеством социальных услуг в современных условиях хозяйствования // Петербургский экономический журнал. 2014. № 3. С. 20-24.