CC BY
26
ВЕСТН. МОСК. УН-ТА. СЕР. 6. ЭКОНОМИКА. 2006. № 6
ОТРАСЛЕВАЯ И РЕГИОНАЛЬНАЯ ЭКОНОМИКА
Г.Г. Фетисов
РЕГИОНАЛЬНАЯ ДИФФЕРЕНЦИАЦИЯ
ДОХОДОВ НАСЕЛЕНИЯ И ЗАДАЧИ
СОЦИАЛЬНО-ЭКОНОМИЧЕСКОЙ ПОЛИТИКИ
1. Региональная дифференциация доходов населения как проблема социально-экономического развития
Региональная дифференциация среднедушевых денежных доходов населения (ДДН) является важной проблемой социально-экономического развития как на региональном, так и на макроэкономическом уровне.
Во-первых, от региональной дифференциации ДДН зависит распределение по регионам валовых (суммарных) доходов населения, а следовательно, и таких показателей экономического развития, как потребительские расходы и спрос на товары и услуги. В статистической практике среднедушевые денежные доходы населения (в месяц) исчисляются делением годового объема денежных доходов на 12 и на среднегодовую численность населения1. С экономической точки зрения годовой объем валовых ДДН является суммой доходов населения, проживающего в регионе. Соответственно валовые ДДН региона можно рассматривать как произведение численности населения и среднедушевых доходов. При этом соотношения численности населения в регионах гораздо стабильнее, чем соотношения среднедушевых доходов. Поэтому изменение региональной дифференциации среднедушевых денежных доходов населения выступает основным фактором изменения регионального распределения валовых ДДН.
Если рассматривать экономику не как «точечную», а как имеющую пространственную протяженность, то оказывается, что валовые доходы населения в различных регионах по-разному влияют на общенациональные величины потребительского спроса и производства товаров. Ведь транспортировка продукции из одних регионов в другие требует затрат, что приводит к неполной заменяемости продукции в разных регионах. Услуги же, как правило, вообще нетранспортабельны. Поэтому избыточный спрос в одних регио-
1 Социальное положение и уровень жизни населения России. 2005. С. 120.
нах может приводить к росту потребительских цен и наращиванию импорта товаров при одновременной недогрузке производственных мощностей и к высокой безработице в других регионах. Следовательно, рост доходов населения в наиболее благополучных регионах не обязательно ведет к пропорциональному увеличению спроса на продукцию и услуги, производимые во всех регионах России. Уже поэтому анализ и прогнозирование региональной дифференциации среднедушевых денежных доходов населения имеет важное значение при прогнозировании и регулировании социально-экономического развития Российской Федерации.
Во-вторых, от региональной дифференциации доходов населения зависит доля сбережений в доходах населения, структура и динамика инвестиций домохозяйств, а также структура потребительских расходов населения, спроса на товары и услуги в регионах и по России в целом. Известно, например, что по мере роста доходов домохозяйств в их потребительских расходах падает доля расходов на приобретение продуктов питания (закон Энгеля) и увеличивается склонность к сбережению. Соответственно, структура потребительского спроса может весьма сильно различаться по регионам, влияя на структуру потребления продукции и услуг на региональном и макроуровнях.
В-третьих, региональная дифференциация доходов имеет большое политическое значение, особенно в стране со столь сложным государственно-административным устройством, как Россия. Многие ее регионы представляют собой субфедеральные национально-государственные образования со специфическими проблемами развития, интересами и способами достижения своих целей. Впрочем, и «ненациональные» субъекты РФ обладают значительными возможностями воздействия на принятие решений на федеральном уровне. Хотя региональные различия в уровне доходов неизбежны, разброс их значений по регионам в разы порождает социально-политическую напряженность и является самостоятельной проблемой государственной политики2.
В-четвертых, региональная дифференциация доходов населения представляет интерес с точки зрения социальной политики, т.е. политики, направленной на предотвращение чрезмерного социального неравенства и бедности.
2 Многие авторы отмечали, что уровни денежных доходов и валового регионального продукта на душу населения различаются по регионам на порядок. См., например, Гранберг А.Г. Российские особенности в региональном разрезе // ЭКО. 1998. № 6. С. 96; Михеева Н.Н. Анализ дифференциации социально-экономического положения российских регионов // Проблемы прогнозирования. 1999. № 5. С. 91; Мухетдинова Н.М. Социально-экономическая дифференциация регионов России // ЭКО. 1999. № 6. С. 55.
Под социальным неравенством понимается столь высокая дифференциация уровня благосостояния и качества жизни различных групп общества, что возможность перехода представителей низкодоходных групп в более высокодоходные слабо зависит от способностей и усилий индивидов. Региональный аспект проблемы социального неравенства заключается, в частности, в наличии многочисленных барьеров для межрегиональной миграции и выравнивания заработной платы в различных регионах. Они способствуют возникновению депрессивных регионов, неспособных обеспечить нормальный уровень доходов населения и их рост пропорционально общероссийскому. Если при формулировании целей и применении инструментов социально-экономической политики органы государственной власти и управления ориентируются только на максимизацию среднедушевых доходов граждан и других средних показателей благосостояния в целом по России, то может усилиться социальное неравенство в его региональной форме.
Важнейшим аспектом проблемы бедности также является ее региональная дифференциация. Доля населения, имеющего доходы ниже величины прожиточного минимума (далее — индекс бедности) по Российской Федерации в целом снизилась с 29,0% в 2000 г. до 24,6% в 2002 г. и 17,8% в 2004 г.3 Однако значение индекса бедности по России в целом не согласуется с его значениями по регионам. Так, в 2000 г. среднеарифметическое по 79 регионам4 значение индекса бедности составило 38,0% (что на 9,0 процентных пункта выше официального показателя), в 2002 г. — 30,2% (на 5,6 процентных пункта выше официального показателя), в 2004 г. — 23,3% (на 5,5 процентных пункта выше официального показателя).
Среднеарифметический по всем регионам индекс бедности в определенном году рассчитывался следующим образом. Сначала рассчитывалась численность населения с денежными доходами ниже величины прожиточного минимума в каждом регионе путем умножения индекса бедности в регионе на среднегодовую величину численности населения в соответствующем году. Затем полученные величины суммировались и делились на суммарную численность населения по всем 79 регионам. Другими словами, суммарная по всем регионам численность населения с денежными доходами ниже величины прожиточного минимума соотносилась с
3 Источник: Социальное положение и уровень жизни России. 2005. С. 179—180.
4 Здесь и далее расчеты проводятся по 79 субъектам РФ. Исключены Чеченская Республика (из-за отсутствия данных), а также субъекты РФ, входящие в другие субъекты, — чтобы избежать двойного счета.
общей численностью населения России. При этом общероссийская численность населения с денежными доходами ниже величины прожиточного минимума (рассчитанная путем умножения официального индекса бедности на среднегодовую численность населения) оказалась в 2000 г. меньше рассчитанной автором вышеуказанным способом на 12,9 млн человек; в 2002 г. — на 8,0 млн; в 2004 г. — на 7,8 млн человек.
Различие официального и расчетного значений индекса бедности объясняет статистическую аномалию, наблюдающуюся в опубликованной Роскомстатом таблице: в 2000 г. индексы бедности были выше официального общероссийского показателя в 66 регионах из 79; в 2002 г. — в 60 регионах, а в 2004 г. — в 70 регионах. Для сравнения: в 2000 г. индексы бедности были выше среднеарифметического индекса в целом по России в 42 регионах; в 2002 г. — в 46 регионах и в 2004 г. — в 45 регионах. Хотя индексы бедности были выше общероссийского среднеарифметического индекса бедности в большинстве российских регионов, число последних не превышает 59% от общего числа регионов. Для сравнения: в 2004 г. индекс бедности превышал официальный общероссийский показатель в 89% от общего числа регионов.
В связи с вышеизложенным возникают вопросы о том, каким образом рассчитан индекс бедности по России в целом и почему он столь сильно отличается от среднеарифметического по всем регионам индекса бедности? Причина, по-видимому, в том, что величина прожиточного минимума, представляющая собой стоимостную оценку потребительской корзины, а также обязательные платежи и сборы в соответствии с Федеральным законом от 24 октября 1997 г. № 134-Ф3«0 прожиточном минимуме в Российской Федерации», в целом по России устанавливается Федеральным законом, а в ее субъектах — законодательными (представительными) органами субъектов РФ. Численность населения с денежными доходами ниже величины прожиточного минимума определяется на основе данных о распределении населения по величине среднедушевых денежных доходов и является результатом их соизмерения с величиной прожиточного минимума5. В результате независимого друг от друга установления величин прожиточного минимума в регионах и по России в целом и возникает столь существенная аномалия. При этом в отдельных регионах России в 2004 г. численность населения с денежными доходами ниже величины прожиточного минимума составляла от общей численности населения региона 73% (Республика Ингуше-
3 Социальное положение и уровень жизни населения России. 2005. С. 148.
тия); 55,1% (Республика Калмыкия); 53% (Ивановская область) и т.д.6 Таким образом, проблема бедности имеет во многих регионах повышенную остроту и должна быть предметом особого внимания со стороны не только региональных, но и федеральных органов государственной власти и управления.
Основными причинами региональной дифференциации среднедушевых номинальных денежных доходов населения (НДДН) выступают неравномерность размещения производительных сил по территории страны и определяемые ею различия в профессионально-квалификационном составе работников предприятий и учреждений. Кроме того, доходы населения по регионам дифференцируются вследствие различий в половозрастной структуре населения. В первую очередь речь идет о долях численности детей и пенсионеров в общей численности населения. Различна и исторически сложившаяся обеспеченность населения регионов землей и другими природными ресурсами, а также движимым имуществом. Таким образом, региональная дифференциация доходов населения во многом производна от дифференциации доходов населения в целом по экономике и территориального размещения производственных и финансовых институтов. Важную роль в определении доходов населения играет структура производства, в том числе доли аграрного, индустриального и информационного секторов экономики в общем объеме производства валового регионального продукта.
Существует и дополнительная причина усиления региональной дифференциации доходов населения, а именно положительная обратная связь «среднедушевые доходы—потребительский спрос и сбережения—уровень экономического развития и налоговых поступлений в бюджет—величины зарплаты и социальной поддержки населению—среднедушевые доходы». В регионах-лидерах высокие среднедушевые доходы населения снижают индекс бедности и позволяют региональным властям обеспечивать нормальный уровень доходов работникам бюджетных учреждений и лицам, нуждающимся в социальной помощи. Одновременно в некоторых регионах сочетание большинства вышеуказанных условий социально-экономического развития настолько неблагоприятно, что возникает патовое состояние региональной социально-экономической системы: высокая безработица и низкая загруженность производственных мощностей препятствуют осуществлению новых инвестиций на технологически прогрессивной основе. Поэтому при формулировании задач социально-экономической политики необ-
6 Источники: Росстатежегодник. 2000. С. 164; Социальное положение и уровень жизни населения России. 2005. С. 179—180.
ходимо учитывать наличие такой связи. Другими словами, для создания в депрессивных регионах условий для повышения доходов населения необходимо обеспечить некоторый приемлемый уровень этих доходов. Например, выплата социальных трансфертов должна осуществляться из федерального бюджета в размерах, не зависящих от доходов соответствующих территориальных бюджетов. В первую очередь речь идет о трансфертах, обеспечивающих конституционные права граждан на получение образования и услуг здравоохранения7. С данной точки зрения независимость пенсионной системы от объемов поступления единого социального налога в региональном разрезе выступает важнейшим фактором сокращения региональной дифференциации доходов населения. Во многих регионах с низким уровнем заработной платы и высокой безработицей денежные доходы пенсионеров являются иногда основными источниками денежных доходов семей, обеспечивая их выживание. Аналогичную роль могла бы играть система выплат пособий на несовершеннолетних детей нуждающимся семьям из федерального бюджета хотя бы в размере прожиточного минимума. Для снижения региональной дифференциации доходов населения требуются не только межбюджетные трансферты, обеспечивающие предоставление минимальных социальных гарантий гражданам, но и специальные программы регионального развития, финансируемые из федерального бюджета, а также другие меры государственной поддержки граждан и предприятий в депрессивных регионах. В целом можно сделать вывод: важной задачей экономической политики является противодействие эффекту самоусиления бедности в регионах с неблагоприятными условиями для получения населением доходов от занятости.
Прежде чем разрабатывать меры по снижению региональной дифференциации доходов населения, необходимо оценить, насколько высока эта дифференциация в целом по России и по отдельным регионам, а также проанализировать тенденции ее изменения. Если региональная дифференциация доходов населения высока, но наблюдается тенденция ее быстрого снижения, то, возможно, не требуется осуществления специальных мер социально-экономической политики, направленных на снижение региональной дифференциации доходов. И наоборот, если региональная дифференциация быстро нарастает, то необходимо принятие экстренных мер, обеспечивающих ее снижение.
7 В Докладе Всемирного банка об экономике России (№ 9. Ноябрь 2004 г.) указывается, в частности, что «без принятия серьезнейших мер, направленных на решение этой проблемы (доступности образования и медицинского обслуживания. — Г.Ф.), может возникнуть замкнутый круг воспроизводства беднейших слоев населения» (с. 25). Данная проблема имеет и ярко выраженный региональный аспект.
2. Анализ динамики и региональной дифференциации доходов населения в 1990—2005 гг.
Снижение межрегиональной дифференциации доходов населения в условиях общего сокращения реальных доходов населения (РДД) представляет собой трудную задачу. В российской экономике 1990-х гг. такое сокращение произошло дважды. Реальные доходы населения в 1992 г. снизились почти вдвое. Затем они возросли к 1997 г. до 60% от уровня 1991 г., сократившись за следующие два года на 16% в результате августовского кризиса 1998 г. В 2005 г. РДД достигли 86% от уровня 1991 г.8 Такая неустойчивая динамика РДД по России в целом сопровождалась значительными сдвигами в региональном распределении доходов населения. Многие регионы, ранее лидировавшие по данному показателю, утратили прежние позиции, а другие, наоборот, повысили свой ранг относительно других регионов. При этом для формулирования целей и мер региональной социально-экономической политики значительный интерес представляет выявление закономерностей в изменении относительных и абсолютных величин реальных доходов населения российских регионов. Были ли эти изменения хаотичными или можно проследить определенные тенденции? Как показывает анализ имеющихся статистических данных, такие тенденции прослеживаются.
При анализе региональной дифференциации денежных доходов населения (ДДН) необходимо учитывать особенности методики расчета показателей номинальных и реальных ДДН. Первичным статистическим показателем являются номинальные денежные доходы населения. Показатели реальных денежных доходов населения рассчитываются путем деления НДДН на индексы-дефляторы номинальных доходов, рассчитываемые на основе индексов потребительских цен (ИПЦ)9. При исследовании РДД населения в региональном разрезе задача построения динамических рядов РДД по регионам осложняется необходимостью учета региональной дифференциации ИПЦ. Рассмотрим, как рассчитываются показатели реальных денежных доходов населения и производные от них по-
8 Рассчитано по данным статсборников: Росстатежегодник. 1999. С. 16, 145— 146; Социальное положение и уровень жизни населения России. 1999. С. 104—106; 2002. С. 125—127; 2005. С. 144—146; Социально-экономическое положение Российской Федерации. Январь 2006. В 1992, 1993 и 2005 гг. индексы-дефляторы денежных доходов населения принимались равными индексам-дефляторам начисленной заработной платы.
9 В Российской Федерации ИПЦ публикуются в виде «конец месяца к концу месяца», а индексы-дефляторы являются индексами изменения среднегодовых уровней цен.
казатели (индексы роста РДД — годовые и нарастающим итогом к определенному году; доли отдельных регионов в общероссийской величине РДД и показатели их изменения во времени) с учетом региональной дифференциации ИПЦ.
В статистических сборниках Роскомстата приведены данные (по регионам и по России в целом10) о среднедушевых номинальных денежных доходах населения за 1990—2005 гг. в расчете на месяц (до 1998 г. — в тыс. руб., позже — в рублях)11. По РФ в целом среднедушевые НДДН возросли с 1990 по 1997 г. с 215 руб./чел. до 930 тыс. руб./чел., а с 1998 по 2005 г. — с 1012 руб./чел. до 7774 руб./чел. Общий темп роста НДДН составил 36158 раз (с учетом деноминации в 1000 раз с 1 января 1998 г.). Особенно высокие темпы роста были характерны для среднедушевых номинальных доходов населения в первой половине 1990-х гг. Поскольку величины НДДН в различные годы измерены в рублях с различной покупательной способностью, они несопоставимы. Однако величины относительных среднедушевых НДДН (НДДН-О) в разные годы уже можно сравнивать между собой (величины НДДН-0 рассчитываются как соотношение НДДН в данном регионе и НДДН в целом по России). В табл. 1 приведены НДДН-0 по регионам России, вошедшим в десятку регионов с наиболее высокими величинами НДДН-0 хотя бы в одном из следующих годов: 1990, 1993, 1999, 2002 и 2005. Выбор 1990 и 2005 гг. очевиден. В 1999 г. наблюдался локальный минимум среднедушевых реальных доходов населения, вызванный последствиями кризиса 1998 г. Данные об индексах реальных доходов населения опубликованы в Росстатежегодниках и статсборниках «Регионы России» с 1994 г., следовательно, можно построить динамические ряды РДД нарастающим итогом к 1993 г. или к более позднему году. В качестве базы для расчетов выбран 2002 г., поскольку наиболее точные данные по численности населения имеются на конец этого года.
Для анализа изменений региональной дифференциации среднедушевых НДДН-0 удобно использовать ранжировки регионов (т.е. векторы рангов регионов, упорядоченных по значению НДДН-О)
10 Показатели ДДН по России в целом, приведенные в статсборниках (далее — официальные показатели), могут не совпадать с аналогичными показателями, рассчитанными на основе региональных показателей.
11 Источники данных за 1990—2004 гг.: Социальное положение и уровень жизни населения России. 1999. С. 101-103; 2002. С. 116-118; 2003. С. 121-123; 2005. С. 135—137. Регионы России. Социально-экономические показатели. 2001. С. 110— 111. Среднедушевые НДДН за 2005 г. рассчитаны как средние величины из среднедушевых НДДН за 12 месяцев 2005 г., приведенных в ежемесячных статсборниках «Социально-экономическое развитие Российской Федерации» за 2005 г.
Среднедушевые номинальные денежные доходы населения относительно РФ в целом (НДДН-О) в 1990—2005 гг., %. Объединенная группа регионов с максимальными НДДН-О
Регионы НДДН-О
НДДН-О Ранги по НДДН-О*
1990 1993 1999 2002 2005 1990 1993 1999 2002 2005
г. Москва 160 200 412 316 319 5 4 1 1 1
Чукотский АО 331 331 158 287 149 1 2 4 2 3
Тюменская О 156 231 196 217 168 6 3 2 3 2
Магаданская О 212 340 148 171 126 2 1 6 4 8
Р Саха (Якутия) 165 187 181 161 127 4 6 3 5 7
Р Коми 128 144 125 158 140 9 9 8 6 6
Камчатская О 187 198 151 150 115 3 5 5 7 10
Мурманская О 139 167 142 149 118 8 7 7 8 9
Сахалинская О 153 153 114 140 144 7 8 11 9 5
** Хабаровский К 115 144 112 119 108 12 10 12 10 12
г. Санкт-Петербург 115 96 111 114 145 11 25 13 11 4
Красноярский К 108 120 117 110 90 16 13 10 12 20
Самарская О 93 109 122 108 111 35 16 9 13 11
Томская О 121 104 90 100 94 10 20 18 18 15
Примечания: ранги регионов с 1 по 10 выделены полужирным шрифтом; здесь и далее используются сокращения: О — область; К — край; Р — республика; АО — автономный округ или автономная область.
в различные годы. В табл. 1 представлена динамика рангов регионов, которые входили в десятку регионов с максимальным значением НДДН-О хотя бы в один из выбранных для анализа годов. Регионы ранжированы по величинам НДДН-О в 2002 г. Можно сделать вывод о том, что составы групп из 10 регионов с максимальными НДДН-О в 1990, 1993, 1999, 2002 и 2005 гг. мало отличаются друг от друга, хотя ранги отдельных регионов изменились значительно. Например, Санкт-Петербург, занимавший в 1990 г. одиннадцатое место, а в 1993 г. — двадцать пятое, в конце периода переместился на четвертое место. Москва, занимавшая в 1990 г. пятое место, переместилась на первое. В то же время понизились ранги Магаданской обл. — со второго до восьмого; Камчатской обл. — с третьего до десятого места; Республики Саха (Якутия) — с четвертого до седьмого. Устойчивы были ранги регионов по относительным номинальным денежным доходам в Чукотском АО, Сахалинской и Мурманской областях. Возросли ранги Тюменской обл. (с шестого до второго) и Республики Коми (с девятого до шестого).
В состав объединенной группы регионов с максимальными душевыми доходами входят в основном северные и дальневосточные регионы с суровыми климатическими условиями. Поэтому на основании относительно высоких денежных доходов населения в них нельзя делать вывод об относительно высоком уровне жизни в этих регионах.
Кроме того, необходимо проверить: сохранится ли их лидирующее положение по доходам населения при устранении влияния региональной дифференциации стоимости жизни. Например, стоимость фиксированного набора потребительских товаров и услуг (СФНПТУ) для межрегиональных сопоставлений покупательной способности населения в 2002 г. составила по России 2995 руб. в месяц, а по Москве — 4619 руб.; Камчатской обл. — 4916 руб.; Магаданской обл. — 4300 руб.; Мурманской обл. — 4039 руб.; Сахалинской обл. — 4454 руб.; Республике Саха (Якутия) — 4344 руб.; Чукотскому АО — 6582 руб.12
В табл. 2 представлена объединенная группа регионов, которые входили в десятку регионов с минимальным значением НДДН-0 хотя бы в один из выбранных для анализа годов. Группа из 10 регионов с минимальными относительными доходами населения гораздо менее устойчива, чем группа с максимальными
нддн-0.
В состав данной объединенной группы входят в основном северокавказские и поволжские республики. Относительно низкие доходы населения в них вряд ли объясняются только относительно невысокой стоимостью жизни. Например, СФНПТУ в 2002 г. в Кабардино-Балкарской Республике составила 2612 руб.; в Карачаево-Черкесской Республике — 2449 руб.; в Адыгее — 2595 руб.; в Дагестане — 2693 руб.; в Ингушетии — 2967 руб.; в Республике Марий Эл — 2578 руб.; в Мордовии — 2690 руб.; в Северной Осетии — Алании — 2548 руб.; в Чувашской Республике — 2491 руб.; в Ивановской обл. — 2680 руб.; во Владимирской обл. — 2409 руб., т.е. везде ниже среднероссийской величины.
Таким образом, учет межрегиональной дифференциации стоимости жизни должен приводить к снижению региональной дифференциации доходов населения.
Наряду с номинальными денежными доходами населения Рос-комстат рассчитывает реальные денежные доходы путем корректировки первых на индекс-дефлятор, отражающий изменение цен на различные компоненты денежных расходов населения13. Публику-
12 Источники: ежемесячные статсборники «Социально-экономическое развитие Российской Федерации» за 2002 г.
13 Методологические положения по статистике. Госкомстат России. М. 1996. Вып. 1. С. 77.
Среднедушевые номинальные денежные доходы населения относительно РФ в целом (НДДН-О) в 1990—2005 гг., %. Объединенная группа регионов с минимальными НДДН-О
Регионы НДДН-О
НДДН-О Ранги по НДДН-О*
1990 1993 1999 2002 2005 1990 1993 1999 2002 2005
** Р Хакасия 59 107 78 80 60 77 19 28 27 57
Читинская О 86 87 48 76 68 66 36 73 37 42
Р Тыва 75 60 47 61 46 74 73 74 61 75
** Р Алтай 53 91 51 60 50 79 32 69 63 73
** Р Адыгея 57 53 58 55 48 78 76 61 68 74
Владимирская О 88 76 59 55 51 57 58 58 69 71
Р Мордовия 87 64 50 54 51 65 69 70 70 70
Кабардино- Балкарская Р 77 58 54 53 52 72 74 68 71 69
Чувашская Р 77 62 49 52 51 73 71 71 72 72
Карачаево-Черкесская Р 63 49 43 51 54 75 78 77 73 65
Р Северная Осетия — Алания 82 53 66 50 67 69 75 46 74 45
Р Марий Эл 80 64 48 46 41 70 70 72 75 77
Ивановская О 88 64 44 45 42 58 68 75 76 76
Р Дагестан 60 51 41 39 59 76 77 78 78 58
Р Ингушетия 78 24 22 30 32 71 79 79 79 78
Примечания: * Ранги регионов с 70 по 79 выделены курсивом; ** в 1990 г. — оценки.
ются только годовые индексы РДД. На их основе можно рассчитать и индексы-дефляторы РДД. Величины РДД, полученные путем деления НДДН на индексы-дефляторы к 2002 г., назовем реальными денежными доходами в постоянных ценах 2002 г. (п.ц. 2002 г.). Очевидно, что относительные величины РДД в п.ц. 2002 г. могут существенно отличаться от НДДН-О, так как индексы-дефляторы дифференцированы по регионам, причем эта дифференциация тем сильнее, чем дальше отстоит данный год от 2002 г. Однако еще более отличаются от НДДН-О величины относительных РДД в сопоставимых ценах 2002 г. (с.ц. 2002 г.), получаемых путем деления величин РДД в постоянных ценах 2002 г. на межрегиональный индекс-дефлятор в 2002 г. (МИД-2002). Как были получены эти индексы-дефляторы?
Роскомстат ежемесячно публикует начиная с декабря 2000 г. показатели СФНПТУ. Вычислив среднегодовые величины СФНПТУ по всем регионам и разделив их на аналогичную величи-
ну по России в целом, получим относительные величины СФНПТУ. МИД-2002 пропорциональны этим величинам, а абсолютные величины межрегиональных индексов-дефляторов к 2002 г. получаются единственным образом из условия равенства суммы валовых РДД населения по всем регионам величине НДДН по России (6814 млрд руб.).
Валовые НДДН по регионам рассчитаны путем умножения среднедушевых НДДН на численность населения в регионах на конец 2002 г., чтобы устранить влияние изменений в распределении населения по регионам на результаты проводимого анализа динамики доходов населения и их региональной дифференциации.
По вышеуказанным причинам суммарная величина РДД в сопоставимых ценах 2002 г. по всем регионам может существенно отличаться от показателя в целом по России, полученного путем дефлятирования НДДН (также в целом по России) за соответствующие годы. Например, в 1993 г. первая величина превышает вторую на 199 млрд руб. В 2005 г., наоборот, вторая величина превышает первую на 120 млрд руб.
В табл. 3 представлены показатели РДД в с.ц. 2002 г. и рангов регионов, которые входили в десятку регионов с максимальной величиной среднедушевых РДД в сопоставимых ценах 2002 г. хотя бы в один из следующих годов: 1993, 1999, 2002, 2005.
Состав объединенной группы лидирующих по величине РДЦ-0 регионов расширился по сравнению с табл. 1 (с 14 до 20). Все регионы, представленные в табл. 1 (за исключением Томской обл.), представлены и в табл. 3.
Высокие ранги в 2002 и 2005 гг. присвоены Москве (1), Тюменской обл. (2), а в 2005 г. — Санкт-Петербургу (3). В целом за период ранг Москвы возрос с 5 до 1; Тюменской обл. — с 7 до 2; Санкт-Петербурга — с 45 до 3; Республики Коми — с 13 до 4; Самарской обл. — с 21 до 5; Свердловской обл. — с 30 до 6; Омской обл. — с 26 до 7; Республики Татарстан — с 33 до 8 и т.д.
В то же время значительно понизились ранги Республики Хакасия — с 10 до 64; Камчатской обл. — с 6 до 41; Хабаровского края — с 9 до 22; Сахалинской обл. — с 4 до 9; Республики Карелия — с 8 до 18; Мурманской обл. — с 3 до 23; Чукотского АО — с 1 до 56.
Можно сделать вывод о гораздо большей изменчивости рангов в группе регионов—лидеров по РДД населения в сопоставимых ценах, чем в группе регионов — лидеров по величине НДДН.
Объединенная группа регионов с наиболее низкими РДД населения (табл. 4) несколько больше (17), чем группа регионов с низкими НДДН (15). Она также состоит в основном из северокавказских и поволжских республик. Кроме того, в нее к концу
Среднедушевые реальные денежные доходы населения в сл. 2002 г. относительно РФ в целом (РДД-О) в 1993—2005 гг., %. Объединенная группа регионов с максимальными РДД-О
Регионы РДД-О Ранги по РДД-О
1993 1999 2002 2005 1993 1999 2002 2005
г. Москва 182 253 218 227 5 1 1 1
Тюменская О 163 169 184 167 7 2 2 2
Р Коми 122 138 158 133 13 4 3 4
Чукотский АО 340 125 139 71 1 7 4 56
Магаданская О 291 141 127 102 2 3 5 14
Р Саха (Якутия) 91 130 118 105 48 6 6 11
Мурманская О 191 131 118 90 3 5 7 23
Р Карелия 143 117 116 95 8 10 8 18
г. Санкт-Петербург 93 111 112 140 45 14 9 3
Пермская О 110 117 110 100 22 11 10 15
Кемеровская О 129 99 109 106 11 18 11 10
Самарская О 111 123 108 113 21 8 12 5
Красноярский К 111 121 105 88 19 9 14 25
Свердловская О 103 96 104 112 30 19 15 6
Омская О 105 86 103 112 26 40 17 7
Р Татарстан 101 95 102 109 33 25 19 8
Сахалинская О 188 90 100 106 4 32 22 9
Хабаровский К 134 106 100 91 9 15 23 22
Камчатская О 177 111 97 77 6 13 25 41
Р Хакасия 130 91 84 65 10 30 41 64
Примечания: с.ц. — сопоставимые цены, периода вошли Владимирская обл., Республика Калмыкия и Ивановская обл. Республики Башкортостан и Северная Осетия — Алания, наоборот, резко повысили свой ранг (с 70 до 12 и с 75 до 29).
Группы регионов с максимальными и минимальными рангами в указанные годы не пересекаются, хотя теоретически это возможно.
Анализ изменения группировок регионов по величине реальных доходов населения в 1993—2005 гг.
Выше была проанализирована динамика относительных величин доходов населения в регионах с наибольшими и наименьшими доходами. Однако неменьший интерес представляет анализ динамики доходов во всей совокупности регионов с их разбиением на группы регионов с относительно высокими и низкими доходами. Результаты проведенного выше анализа не зависят от значений
Среднедушевые реальные денежные доходы населения в с.ц. 2002 г. относительно РФ в целом (РДД-О) в 1993—2005 гг., %. Объединенная группа регионов с минимальными РДД-О
Регионы РДД-О Ранги по РДД-О
1993 1999 2002 2005 1993 1999 2002 2005
Р Башкортостан 75 95 102 104 70 22 20 12
Псковская 0 72 76 87 76 71 52 35 45
Читинская 0 113 60 76 72 18 71 53 54
Владимирская 0 92 79 73 63 46 48 59 71
Р Алтай 62 60 69 63 74 72 64 70
Р Адыгея 78 72 68 57 66 62 66 75
Ленинградская 0 71 70 67 64 72 66 69 69
Р Тыва 62 51 66 58 73 77 70 74
Карачаево-Черкесская Р 52 54 66 68 76 76 71 61
Кабардино- Балкарская Р 48 56 65 61 77 73 72 72
Р Мордовия 82 68 64 58 60 68 73 73
Р Северная Осетия — Алания 59 72 62 85 75 61 74 29
Р Марий Эл 91 63 57 51 47 70 75 76
Ивановская 0 83 55 54 47 57 75 76 77
Р Калмыкия 102 56 54 35 31 74 77 78
Р Дагестан 46 36 46 69 78 78 78 60
Р Ингушетия 20 24 32 34 79 79 79 79
величин номинального или реального доходов населения по России в целом, так как умножение любого столбца (соответствующего определенному году) матрицы динамических рядов на положительное число не изменяет рангов регионов (каждому из регионов соответствует строка матрицы). Однако при разбиении всей совокупности регионов на группы с относительно высокими и низкими НДДН (или РДД населения) средняя величина доходов имеет значение. Использование официального показателя РДД населения по России в целом в качестве критерия разбиения регионов на группы приводит к тому, что в верхней группе оказывается гораздо меньше регионов, чем в нижней. Так, в 1993 г. в верхней группе оказалось 34 региона, в нижней — 45. Поэтому совокупность регионов была разбита на три группы. В группу I вошли регионы со значениями реальных доходов населения в 1993 г. выше официального среднеарифметического показателя по России в целом (3890 руб.); в группу II — регионы со значениями РДД ниже среднеарифметического показателя, но выше рассчитанного автором
среднемедианного показателя РДД (3781 руб.), а в группу III — остальные регионы. Показатель среднемедианного РДД в определенном году рассчитан как одно из множества значений РДД по регионам — такое, что численность населения в группах регионов с РДД выше и ниже среднемедианного значения примерно равна.
Аналогичным образом все регионы были разбиты на три группы (А, Б, В) в 2005 г. — по значениям среднеарифметических (5487 руб.) и среднемедианных (4813 руб.) реальных денежных доходов на душу населения.
При этом численность населения в группах I и А составила в конце 2002 г. 61,5 и 45,4 млн человек соответственно (или 43 и 32% от общероссийской величины). Численность населения в группах II и Б составила 10,2 и 27,0 млн человек соответственно (или 7 и 19%). Численность населения в группах III и В практически совпадает (72,2 и 71,1 млн человек) и составляет около 50% общероссийской величины.
Для того чтобы проследить движение регионов из одних групп в другие, вся совокупность регионов была разбита на подгруппы I-A, 1-Б, ... Ш-Б, III-B, являющиеся пересечениями соответствующих групп I, II, III и А, Б, В. Всего подгрупп оказалось не 9, а 8, так как подгруппа II-A оказалась пустой. То есть ни один регион из средней группы 1993 г. (II) не перешел в высшую группу 2005 г. (А).
В табл. 5 представлены подгруппы регионов I-A, I-Б и I-B.
В верхнем блоке табл. 5 приведены показатели РДД населения и их изменения относительно 1993 г. по регионам, сохранившим принадлежность к высшей группе. Они ранжированы по величине РДД в 2002 г. (что то же самое, что ранжировать регионы по величине НДДН, скорректированной на МИД-2002). В подгруппу I-A вошли почти все регионы (12), составляющие группу А. В последнюю также входят три региона, образующие подгруппу III-A (Республика Саха (Якутия), Санкт-Петербург и Республика Башкортостан). В 1999, 2002 и 2005 гг. бесспорным лидером среди регионов по величине РДД населения являлась Москва, в которой индексы роста РДД за период составили 175%. Северные и дальневосточные регионы составили почти половину подгруппы I-A: Тюменская, Томская, Магаданская и Сахалинская области и Республика Коми. При этом РДД увеличились в первых двух областях и Республике Коми в 1,45; 1,26 и 1,53 раза соответственно, а в оставшихся двух областях сократились в 2,00 и 1,25 раза.
В подгруппу I-Б вошли регионы, перешедшие в 2005 г. в среднюю группу. В основном это северные регионы, а также Красноярский и Хабаровский края.
4 ВМУ, экономика, № 6
49
Показатели реальных доходов населения по регионам РФ в 1993—2005 гг. Группа I (с РДД в 1993 г. выше среднеарифметических РДД по РФ)
Регионы РДД в с.ц. 2002 г. Индексы РДД в % к 1993 г.
1993 1999 2002 2005 1999 2002 2005
Подгруппа I-A (с РДД в 2005 г. выше среднеарифметических РДД по РФ)
г. Москва 7090 7246 7898 12429 102 111 175
Тюменская О 6325 4822 5979 9145 76 95 145
Р Коми 4741 3943 4613 7272 83 97 153
Магаданская О 11308 4035 4035 5586 36 36 49
Пермская О 4262 3334 3801 5498 78 89 129
Самарская О 4301 3527 3703 6211 82 86 144
Кемеровская О 5009 2840 3493 5825 57 70 116
Свердловская О 3989 2754 3277 6160 69 82 154
Томская О 4472 2876 3250 5620 64 73 126
Р Татарстан 3932 2708 3169 5991 69 81 152
Сахалинская О 7322 2586 2923 5826 35 40 80
Омская О 4091 2448 2766 6126 60 68 150
Подгруппа в среднем 5360 4391 5812 8170 82 108 152
Подгруппа 1-Б (с РДД в 2005 г. ниже среднеарифметических РДД по РФ, но выше среднемедианных РДД)
Мурманская О 7414 3757 4663 4929 51 63 66
Р Карелия 5544 3335 4575 5220 60 83 94
Красноярский К 4324 3453 4125 4848 80 95 112
Архангельская О 4394 2698 4093 5401 61 93 123
Вологодская О 3951 2682 4037 5192 68 102 131
Хабаровский К 5216 3029 3952 4971 58 76 95
Липецкая О 4002 2699 3613 4813 67 90 120
Подгруппа в среднем 4745 3115 4103 5016 66 86 106
Подгруппа I-B (с РДД в 2005 г. ниже среднемедианных РДД по РФ)
Чукотский АО 13213 3586 5494 3896 27 42 29
Ярославская О 4100 2729 4007 4776 67 98 116
Камчатская О 6889 3182 3846 4226 46 56 61
Нижегородская О 4148 2473 3726 4461 60 90 108
Орловская О 4304 2467 3428 4203 57 80 98
Р Хакасия 5042 2614 3321 3591 52 66 71
Курская О 4217 2503 3269 4215 59 78 100
Рязанская О 4086 2065 3125 3854 51 76 94
Окончание табл. 5
Еврейская АО 4444 1812 3068 4014 41 69 90
Брянская 0 4017 2062 3055 3932 51 76 98
Читинская 0 4385 1728 3006 3925 39 69 90
Ульяновская 0 4538 2482 2937 3542 55 65 78
Курганская 0 4833 2137 2842 3699 44 59 77
Пензенская 0 3906 2174 2837 3507 56 73 90
Р Калмыкия 3970 1593 2114 1907 40 53 48
Подгруппа в среднем 4336 2329 3296 4022 54 76 93
И наконец, самая многочисленная подгруппа I-B, в которую вошли 15 регионов с качественным понижением относительного уровня РДД населения. Наряду с Чукотским АО (с индексом РДД за период в 29%) и Камчатской обл. (61%), Республикой Хакасия (71%), Еврейской АО (90%), Читинской обл. (90%) и Республикой Калмыкия (48%) в подгруппу вошли Ярославская, Нижегородская, Курская области, в которых РДД не снизились, а также Орловская, Рязанская, Брянская, Ульяновская, Курганская и Пензенская области, в которых РДД снизились до 77—98% от уровня 1993 г. В регионах данной подгруппы нет северокавказских и поволжских республик, поэтому столь негативную динамику нельзя объяснить социоэтническими факторами. В 1999 г. индексы РДД относительно 1993 г. составляли в регионах подгруппы
I-B от 27 до 67%, что, по всей видимости, наложилось на трансформационный спад 1991—1993 гг. Эти регионы нуждаются в особом внимании со стороны федеральных органов госуправления при проведении социально-экономической политики.
Группа II малочисленна — в нее вошло всего семь регионов, из которых ни один не перешел в высшую группу в 2005 г., и лишь Иркутская обл. вошла в подгруппу П-Б (табл. 6). В подгруппу
II-B вошло шесть регионов с умеренными темпами роста РДД в целом за период. В среднем по подгруппе они составили 108%.
В 1999 г. индексы РДД населения относительно 1993 г. составляли в этих регионах от 55 до 68%. В 2002 г. уровень 1993 г. в них также еще не был достигнут.
В табл. 7 представлены регионы, образующие почти половину всей совокупности регионов (группа III). Численность населения в них составляла половину общероссийской, причем 32 региона из них входили в нижнюю подгруппу (III-B) по величине РДД и в 1993, и в 2005 гг. Из них только Республика Бурятия и Приморский край относятся к дальневосточным регионам. Остальные — северокавказские и поволжские республики с их социоэтнической спецификой, а также области, в которых располагались предприятия обрабатывающей промышленности, сельского и рыбного хо-
Показатели реальных доходов населения по регионам РФ в 1993—2005 гг. Группа II (с РДД в 1993 г. ниже среднеарифметических РДД по РФ, но выше среднемедианных РДД)
Регионы РДД
РДД в с.ц. 2002 г. Индексы РДД в % к 1993 г.
1993 1999 2002 2005 1999 2002 2005
Подгруппа И-Б (с РДД в 2005 г. ниже среднеарифметических РДД по РФ, но выше среднемедианных РДД)
Иркутская 0 3877 3273 3853 5307 84 99 137
Подгруппа П-В (с РДД в 2005 г. ниже среднемедианных РДД по РФ)
Тамбовская О 3871 2618 3545 4603 68 92 119
Костромская О 3791 2310 3129 3905 61 83 103
Удмуртская Р 3882 2433 3117 3789 63 80 98
Оренбургская О 3882 2216 3029 4332 57 78 112
Калужская О 3848 2125 2925 4097 55 76 106
Амурская О 3823 2391 2898 4059 63 76 106
Подгруппа в среднем 3860 2340 3107 4156 61 80 108
зяйства, наиболее пострадавшие от изменения экономической конъюнктуры в 1990-х гг.
Некоторые из регионов демонстрируют высокие темпы роста (в 2 и более раза), что объясняется эффектом «низкой исходной базы».
Лишь трем регионам (Республике Саха (Якутия) и Республике Башкортостан, а также Санкт-Петербургу) удалось перейти из низшей группы в высшую и трем (Московской, Ростовской и Челябинской областям) — в среднюю. Темпы роста в подгруппе Ш-Б умеренно высоки, а в подгруппе Ш-А лидируют Санкт-Петербург (212%) и Республика Башкортостан (197%).
Суммарная численность населения в регионах с реальными доходами выше среднеарифметической величины по России уменьшилась на 16,1 млн человек — с 43% в 1993 г. общероссийской численности населения до 32% — в 2005 г.
По результатам проведенного анализа можно сделать следующие выводы. Во-первых, состав высшей группы значительно сократился (с 34 регионов до 15), а низшей — расширился (с 38 до 53). Во-вторых, высшую группу покинули 22 региона из 34, а вошли в нее лишь три новых региона. В-третьих, низшую группу покинули лишь шесть регионов, а пополнили 21 новый, причем 15 из них в 1993 г. находились в высшей группе. В целом произошло резкое сужение состава группы наиболее благополучных регионов.
Таблица 7
Показатели реальных доходов населения по регионам РФ в 1993—2005 гг. Группа III (с РДД в 1993 г. ниже среднемедианных РДД по РФ)
Регионы РДД в с.ц. 2002 г. Индексы РДД в % к 1993 г.
1993 1999 2002 2005 1999 2002 2005
Подгруппа III-A (с РДД в 2005 г. выше среднеарифметического по РФ)
Р Саха (Якутия) 3527 3711 4671 5738 105 132 163
г. Санкт-Петербург 3619 3182 4429 7666 88 122 212
Р Башкортостан 2910 2729 4008 5731 94 138 197
Подгруппа в среднем 3311 3042 4275 6660 92 129 201
Подгруппа Ш-Б (с РДД в 2005 г. ниже среднеарифметических РДД по РФ, но выше среднемедианных РДД)
Московская О 3781 2716 3667 5156 72 97 136
Ростовская О 3016 2512 3592 4886 83 119 162
Челябинская О 3517 2745 3493 5162 78 99 147
Подгруппа в среднем 3486 2662 3602 5076 76 103 146
Подгруппа III-B (с РДД в 2005 г. ниже среднемедианных Р ДД по РФ)
Смоленская О 3525 2918 3813 4434 83 108 126
Р Бурятия 3078 2369 3623 4306 77 118 140
Астраханская О 3197 2383 3517 4285 75 110 134
Псковская О 2791 2182 3444 4166 78 123 149
Новгородская О 3200 2749 3398 3839 86 106 120
Тульская О 3711 2597 3394 3978 70 91 107
Белгородская О 3322 2543 3383 4534 77 102 136
Волгоградская О 2962 2274 3368 4439 77 114 150
Краснодарский К 3113 2229 3272 4252 72 105 137
Новосибирская О 3174 2290 3177 4733 72 100 149
Воронежская О 3289 2504 3115 4158 76 95 126
Саратовская О 3259 2122 3031 3984 65 93 122
Кировская О 3141 2083 2945 3510 66 94 112
Калининградская О 3704 2344 2908 4632 63 79 125
Владимирская О 3596 2274 2863 3448 63 80 96
Тверская О 3404 2111 2823 4339 62 83 127
Алтайский К 3139 2013 2753 3730 64 88 119
Р Алтай 2411 1704 2711 3465 71 112 144
Приморский К 3522 2032 2702 4177 58 77 119
Р Адыгея 3040 2049 2669 3136 67 88 103
Ставропольский К 2931 1991 2667 3946 68 91 135
Чувашская Р 3350 1996 2656 3576 60 79 107
Ленинградская О 2770 1996 2631 3499 72 95 126
Окончание табл. 7
Р Тува 2421 1448 2613 3181 60 108 131
Карачаево-Черкесская Р 2008 1559 2609 3747 78 130 187
Кабардино- Балкарская Р 1855 1606 2563 3371 87 138 182
Р Мордовия 3174 1952 2524 3194 61 80 101
Р Северная Осетия — Алания 2300 2060 2460 4637 90 107 202
Р Марий Эл 3557 1804 2247 2797 51 63 79
Ивановская 0 3211 1570 2120 2600 49 66 81
Р Дагестан 1785 1030 1820 3781 58 102 212
Р Ингушетия 789 687 1261 1884 87 160 239
Для регионов I группы характерна значительная дифференциация темпов изменения РДД. Они составили по подгруппам I-A, 1-Б и I-B 152, 106 и 93% соответственно. Индексы изменения РДД в регионах подгрупп П-Б (137%) и II-B (108%) существенно выше, чем в подгруппах I-Б и I-B соответственно. И самые высокие значения индексов изменения РДД в регионах подгрупп Ш-А (201%), Ш-Б (146%) и Ш-В (130%). Таким образом, можно сделать вывод, что между относительной величиной реальных доходов населения в регионе в 1993 г. и индексом его изменения существует положительная связь.
Заключение
В целом приведенный анализ позволяет сделать следующие выводы.
1. Региональная дифференциация среднедушевых денежных доходов населения (и номинальных, и в сопоставимом выражении) в России весьма высока и представляет собой важную проблему социально-экономической политики. Ее важнейшей задачей является противодействие эффекту самоусиления бедности в регионах с неблагоприятными условиями для получения населением доходов от занятости.
2. Региональная дифференциация ДДН влияет и на показатели социального неравенства и бедности. Среднеарифметическое по регионам значение индекса бедности составило в 2004 г. 23,3% против официального показателя в 17,8%. При этом в 2004 г. индексы бедности были выше официального общероссийского показателя в 70 регионах из 79.
3. Региональная дифференциация номинальных и реальных среднедушевых денежных доходов населения в 1990—2005 гг. была весьма значительной и сопровождалась существенными сдвигами в региональном распределении доходов населения. Многие регио-
ны, ранее лидировавшие по данному показателю, утратили прежние позиции, а другие, наоборот, повысили свой ранг относительно других регионов.
4. Общий темп роста номинальных ДДН за 1991—2005 гг. составил 36158 раз. Анализ динамики рангов регионов по величине номинальных ДДН показал, что состав группы с максимальными НДДН-0 довольно стабилен. При этом г. Санкт-Петербург, занимавший в 1990 г. одиннадцатое место, в конце периода переместился на четвертое, а Москва, занимавшая в 1990 г. пятое место, переместилась на первое. Понизились ранги Магаданской и Камчатской областей и Республики Саха (Якутия). Группа из 10 регионов с минимальными относительными доходами населения гораздо менее устойчива, чем группа с максимальными НДДН-О. В состав данной объединенной группы входят в основном северокавказские и поволжские республики с невысокой стоимостью жизни.
5. Региональная дифференциация ДДН во многом объясняется различиями в уровнях цен. Устранение их влияния на ДДН приводит к снижению региональной дифференциации доходов населения.
6. Динамика реальных доходов населения по России в последние 15 лет была неустойчивой. Реальные доходы населения в 1992 г. снизились почти вдвое. Затем они возросли к 1997 г. до 60% от уровня 1991 г., сократившись за следующие два года на 16% в результате августовского кризиса 1998 г. В 2005 г. РДД достигли 86% от уровня 1991 года.
7. Между относительной величиной реальных доходов населения в регионе в 1993 г. и индексом его изменения существует положительная связь. При этом в 22 регионах из 79 в 2005 г. уровень реальных доходов населения не достиг уровня 1993 г., значительно более низкого, чем в 1990 г. Поэтому необходимо проведение региональной политики, направленной на повышение душевых доходов населения примерно в половине российских регионов, в первую очередь в северных и дальневосточных, а также в северокавказских и поволжских республиках.
