Статистическое исследование социальной дифференциации регионов России на основе моделей конвергенции Текст научной статьи по специальности «Экономика и бизнес»

44 (179) - 2010

ПОИСК. ПРОБЛЕМЫ. РЕШЕНИЯ

СТАТИСТИЧЕСКОЕ ИССЛЕДОВАНИЕ СОЦИАЛЬНОЙ ДИФФЕРЕНЦИАЦИИ РЕГИОНОВ РОССИИ НАОСНОВЕ МОДЕЛЕЙ КОНВЕРГЕНЦИИ

Н. В. СПЕШИЛОВА, доктор экономических наук, профессор, заведующая кафедрой организация производства и моделирования экономических систем E-mail: [email protected]

Т. Н. ЛАРИНА, кандидат экономических наук,доцент, заведующая кафедрой статистики и экономического анализа E-mail: lartn. [email protected] Оренбургский государственный аграрный университет

Рассмотрена проблема неоднородности социально-экономического пространства России, оказывающая влияние на формирование региональных стратегий в сфере регулирования социальных процессов. Представлены результаты статистического моделирования регрессий конвергенции, измеряющих степень дифференциации регионов России по уровню развития социальной инфраструктуры с2000 по 2008 г. Определены направления межрегиональной социальной конвергенции и дивергенции.

Ключевые слова: модель, статистика, конвергенция, социальная инфраструктура, регион.

Исторически сложившаяся неоднородность социально-экономического пространства России оказывает влияние на формирование региональных стратегий в сфере регулирования социальных процессов и управления развитием инфраструктурных видов деятельности. Одной из важнейших составляющих социального развития страны в целом и регионов является социальная инфраструктура.

Социальная инфраструктура не просто сфера обслуживания населения, призванная удовлетво-

рять его потребности, но и своеобразный механизм, формирующий определенный образ жизни, тип потребления и работающий на формирование перспективных социальных форм жизнедеятельности социума региона [4]. Следовательно, чем выше уровень развития и эффективность функционирования социальной инфраструктуры, тем выше уровень и качество жизни населения данной территории.

Устранение значительных территориальных различий инфраструктуры, в том числе социальной, является весьма актуальной проблемой для нашей страны. Необходимо принятие политических решений на федеральном и региональном уровнях. В этой связи целесообразно проанализировать особенности и степень неравенства между регионами страны по уровню развития социальной инфраструктуры.

Для количественной оценки социально-экономической дифференциации на практике традиционно используются показатели вариации (размах вариации, коэффициент вариации и др.) [6].

Сравнительно новым подходом в отечественных публикациях является применение показателей Р — и ст-конвергенции. Вычисление показателя р-конвергенции основано на построении так называемой «регрессии роста показателя на его исходный уровень» (growth-initial level regressions), в которой зависимой переменной являются темпы роста изучаемого показателя, а независимой — первоначальный уровень показателя. Простейшая регрессия такого типа принимает следующий вид [2]:

g. = а + Pln(xi(_r) + е, где g. — средние темпы роста в i-й стране (регионе, административном районе) за Т периодов, исчисленные как In (x.t) /In (x.t_T); аир — подлежащие оценке коэффициенты; xjt T— показатель в момент времени, предшествовавший текущему моменту времени t на Т периодов (как правило, значимый для развития интеграционной группировки момент времени);

е — случайное отклонение. Логарифмирование переменной является известным приемом предмодельного преобразования асимметричных данных в социально-экономических исследованиях [3, с. 108]. Этот прием позволяет обеспечить однородность исходной информации и использовать линейную регрессионную модель. Индикатором наличия конвергенции является знак коэффициента р, если Р < 0, это означает, что менее развитые страны (регионы, административные районы) со сравнительно небольшим значением изучаемого показателя имеют более высокие темпы роста этого показателя в сравнении с более развитыми странами (регионами, административными районами). Если р >0,то наблюдается не конвергенция, адивергенция.

Для измерения дивергенции при изучении региональной асимметрии применяют так называемый показатель ст-дивергенции, определяемый как изменение во времени стандартного отклонения сравниваемого по территориям показателя [2]. Стандартное отклонение (standard deviation) (а) рассчитывается по формуле:

а =

п ^

Z (x -x)

где х — значения сравниваемого показателя для /-й территории;

х — среднее значение изучаемого показателя в рассматриваемом периоде; п — число территорий.

Рост стандартного отклонения (а-дивергенция) свидетельствует об отдалении позиций крайних территорий. Сокращение этой величины в динамике (ст-конвергенция) свидетельствует об уменьшении различий между территориями с течением времени. Наряду с величиной ст целесообразно применять коэффициент вариации V (или относительное стандартное отклонение), позволяющее сравнить интенсивность процессов ст-дивергенции (конвергенции) территорий по различным социально-экономическим показателям [1]:

1

v = = x

п ^ ^

Z(xi -x)

-x100%.

Изучение динамики показателей сти V позволяет, по сути, оценить изменение во времени общей вариации в рассматриваемой совокупности.

Авторы проанализировали восемь показателей развития региональной социальной инфраструктуры, публикуемых в официальных статистических изданиях [5]:

х1 — средняя обеспеченность населения жильем (общая площадь жилых помещений, приходящаяся в среднем на одного жителя), м2/чел.;

— благоустройство жилищного фонда газом, в процентах от общей площади;

— благоустройство жилищного фонда водопроводом, в процентах от общей площади

х4 — численность врачей на 10 ООО чел.;

— обеспеченность населения врачебными амбулаторно-поликлиническими учреждениями (на конец года; число посещений в смену на 10 000 чел.);

х6 — охват детей дошкольными образовательными учреждениями, в процентах от численности детей соответствующего возраста;

х7 — доля бытовых услуг в общем объеме платных услуг населению, %;

— доля автомобильных дорог с твердым покрытием в общей протяженности автомобильных дорог общего пользования, %.

Оценки коэффициентов р-конвергенции, вычисленные по модели регрессии, представлены в табл. 1 для 2000-2008, 2000-2003 и 2003-2008 гг.

Необходимо пояснить выбор периода времени для изучения. В качестве базового авторами определен 2000 г. по следующим причинам. Во-первых, Россия к 2000 г. преодолела последствия финансового кризиса 1998 г., жизнь общества и экономика стабилизировались. Во-вторых, изменились приоритеты и механизмы государственной социальной

1=1

n

Таблица 1

Модели р-конвергенции регионов России по показателям развития социальной инфраструктуры

Модель регрессии Коэффициент детерминации Я1 /-тест Число наблюдений

2000—2003гг.

gí = 0,97 + 0,02 1п (х1) (50,72) (2,73) * 0,08 7,45 79

#2= 2,57 - 0,34 1п (х2) ** (36,58) (-21,02) * 0,86 441,9 76

% = 1,95 - 0,20 1п (хЗ) ** (6,47) (-3,013) * 0,11 9,08 76

g4 = 0,99 + 0,011п (х4) (46,05) (1,19) 0,02 1,44 79

= 0,98 + 0,011п (х5) (39,36) (1,72) 0,04 2,94 79

g6 = 1,49 - 0,12 1п (х6) (60,63) (-18,81) * 0,82 353,8 79

g1 = 1,38 - 0,15 1п (х7) (9,69) (-2,89) * 0,09 8,38 79

Я8=1,24 - 0,05 1п (х8) *** (6,14) -1,05) 0,01 1,10 77

2003—2008гг.

g1= 1,35 - 0,10 1п (х1) (31,75) (-7,22) * 0,41 52,15 79

g2= 1,27 - 0,04 1п(х2) ** (3,69) (-0,56) 0,00 0,31 76

#3= 2,70 - 0,38 1п(х3) ** (39,19) (-23,27) * 0,88 541,4 76

g4 = 1,05 - 0,011п (х4) (44,60) (-1,52) 0,03 2,29 79

g5 = 1,19 - 0,03 1п (х5) (42,79) (-6,38) * 0,35 40,55 79

g6 = 1,24 - 0,05 1п (х6) (75,12) (-13,43) * 0,71 180,4 79

g7= 1,98 - 0,30 1п (х7) (12,77) (-5,04) * 0,33 36,35 79

gs = 0,99 - 0,004 1п (х8) (15,98) (-0,29) *** 0,00 0,09 77

2000—2008гг.

gl = 1,33 - 0,09 1п (х1) (28,92) (-5,71) * 0,30 32,62 79

g2 = 1,03 - 0,011п (х2) (0,03) (-0,25) ** 0,00 0,06 76

gi = 1,19 - 0,03 1п (х3) (43,12) (-6,553) * 0,35 42,94 79

gA = 1,06 - 0,011п (х4) (28,82) (-0,58) 0,01 0,34 79

g5 = 1,17 - 0,03 1п (х5) (32,17) (-3,94) * 0,17 15,52 79

g6= 1,75 - 0,17 1п (х6) (48,08) (-19,39) * 0,83 376,1 79

g7= 0,96 + 0,011п (х7) (7,77) (0,32) 0,00 0,10 79

#8= 1,22 - 0,05 1п (х8) (5,19) (-0,89) *** 0,01 0,79 77

Примечание: В скобках указаны значения ¿-критерия Стьюдента; /'-тест — критерий Фишера. * Коэффициент р статистически значим с вероятностью 95 %. ** Без Магаданской области, Камчатского края и Чукотского АО. *** Без городов Москвы и Санкт-Петербурга.

политики, что впоследствии привело к принятию ряда федеральных и региональных целевых проектов и программ, направленных на устойчивое развитие российского государства. Такая социальная политика была продолжена и в годы современного мирового финансового кризиса.

В качестве промежуточного контрольного ориентира в оценке процессов р -конвергенции субъектов РФ выбран 2003 г. Кроме того, 2003 г. был годом выборов в Государственную Думу Российской Федерации, когда публично были озвучены наиболее значимые социально-экономические ориентиры для страны.

Расчеты выполнены без учета Чеченской Республики, по которой отсутствуют данные до 2006 г. Не включены также регионы, входящие в состав других субъектов Федерации (Ненецкий автономный округ, входящий в состав Архангельской области, Ханты-Мансийский и Ямало-Ненецкий автономные округа — относятся к Тюменской области).

Анализ табл. 1 позволил сделать следующие выводы. Регионы России характеризуются конвергенцией по многим анализируемым показателям развития социальной инфраструктуры. В 2003—2008 гг. выявлена статистически значимая Р-конвергенция по показателям обеспеченности

Рис. 1. Динамика коэффициентов вариации показателей социальной инфраструктуры по регионам России, %

населения жильем (х1), благоустройства жилья водопроводом (х3), обеспеченности врачебными амбулаторно-поликлиническими учреждениями (х5), доступности дошкольного образования (х6), доли бытовых услуг в объеме платных услуг (х7). Причем р-конвергенция по х3, х5, х6 проявляется еще с 2000 г.

Однако, по мнению авторов, устойчивая Р-конвергенция по хг, х5, х6 в первую очередь связана с демографическим фактором (сокращением численности населения), следствием чего является снижение нагрузки на организации социальной инфраструктуры в регионах России.

Следует рассмотреть динамику показателей ст-дивергенции в 2000, 2003 и 2008 гг. Изменения показателей ст-дивергенции среди регионов России хорошо виднынарис. 1.

Сопоставляя значения величин р и ст по России в целом за 2000—2008 гг. можно сделать вывод о наличии конвергенции среди регионов страны по таким показателям, как хг, х3, х6. Усиление различий между регионами (дивергенция) наблюдается по показателям х2, х5, х7, х8. По мнению авторов, Россия имеет все возможности, чтобы устранить дивергенцию между регионами по благоустройству жилья газом и наличию хороших дорог, хотя бы по тем причинам, что страна является одним из лидирующих экспортеров газа и имеет значительную территорию. Сеть качественных дорог необходима для укрепления национального экономического пространства. Противоречивые оценки Р- и ст-конвергенции получены по показателю ху Но в сочетании с выявленной ст-дивергенцией по х4 можно утверждать, что процессы дивергенции в доступности услуг здравоохранения в России на сегодняшний день далеко не преодолены, несмотря на реализацию приоритетного национального проекта (ПНП) «Здоровье».

Изучение процессов ст -дивергенции в разрезе федеральных округов привело к выводу, что в регионах России происходят разнонаправленные процессы (табл. 2).

Нет ни одного показателя развития социальной инфраструктуры, по которому бы имелась ст-конвергенция во всех федеральных округах. Выделяется Приволжский федеральный округ (ПФО), в котором значения коэффициентов вариации изучаемых показателей составляют не более 15 %, что характеризует вариацию значений показателей как умеренную. Однако, чтобы сделать более обоснованные выводы о наличии конвергенции по уровню развития социальной инфраструктуры в ПФО, необходимо рассмотреть результаты моделирования регрессий р-конверген-ции (1) по регионам ПФО (табл. 3).

В состав ПФО входят 14 регионов. Территория округа составляет 6,08 % от территории России, численность населения на 01.01.2009 — 30 млн 158тыс. чел. (21,3% населения России). Одной из особенностей ПФО является высокий уровень урбанизации (доля горожан составляет в среднем около 73 %). Но по регионам уровень урбанизации значительно варьирует. Например, в Самарской области этот показатель составляет более 80, а в Оренбургской области — 57%. Округ занимает одно из лидирующих мест в России по уровню промышленного производства (24 % в промышленном производстве России), выпуску продукции сельского хозяйства (около 25 %), объему инвестиций в основной капитал (15 %).

Число степеней свободы для построения регрессии конвергенции мало (4/~= 14), что не может не отразиться на величинах ¿-статистики. Для

Таблица 2

Наличие а-конвергенции (дивергенции) по показателям развития социальной инфраструктуры в федеральных округах в 2000-2008 гг.

Федеральный округ а-конвергенция а-дивергенция

Центральный хл, хй, х7 х,, х,, х8

Северо-Западный х,, Х„ хл, х„ х7, х8

Южный X,, X,, х„ хй хл, Х7, х8

Приволжский Хл, х„ хй

Уральский х,, Х7, х8 х,, х9, хл, хй

Сибирский > ^ > ^ > Х-т х,, х?, хл, хя

Дальневосточный Хуу Х^, Хд, х^, х7, х8

Таблица 3

Модели р-конвергенции регионов Приволжского федерального округа по показателям развития социальной инфраструктуры

Модель регрессии Коэффициент детерминации Я2 Т-тест

2000- -2003гг.

Я1=0,95 + 0,021п(х1) 0,11 1,49

(17,43)(1,22)

ё = 0,94 + 0,02 1п (х2) 0,21 3,21

(25,36) (1,79)

Я = 0,97 + 0,011п(х3) 0,37 0,03

(24,86)(0,61)

ёи= 1,04 — 0,011п (х4) 0,09 1,19

(27,64) (-1,09)

£5=1,15-0,031п(х5) 0,19 2,96

(13,41) (-1,72)

ё6= 1,21 — 0,05 1п (х6) 0,53 13,80

(22,73) (-3,72) *

Я = 0,04 + 0,191п(х7) 0,03 0,39

(0,05) (0,63)

Я,= 1,37 -0,081п(х8) 0,08 1,00

(3,68) (-1,00)

2003- -2008гг.

Я1= 1,03 -0,0021п(х1) 0,00 0,01

(13,95) (-0,07)

Я2= 1,01 -0,0021п(х2) 0,00 0,01

(19,26) (-0,11)

^= 1,08 -0,021п(х3) 0,13 1,80

(21,48) (-1,34)

ёА= 0,95 + 0,011п (х4) 0,05 0,66

(15,55) (0,81)

g= 1,11— 0,02 1п (х5) (18,19) (-1,71) 0,19 2,93

Я= 1,06 -0,001 1п(х6) 3,93 7,77

(55,25) (-2,79) *

Я7=2,69 - 0,661п(х7) 0,86 71,90

(17,08) (-8,48) *

Я,= 0,93+0,011п(х8) 0,00 0,05

(3,88)(0,23)

2000- -2008 гг.

Я1=1,02 + 0,011п(х1) 0,00 0,04

(7,96)(0,21)

Я2=0,95 + 0,011п(х2) 0,03 0,43

(11,86)(0,65)

£=1,07-0,011п(х3) 0,04 0,52

(14,52) (-0,72)

й,= 0,98 + 0,011п (х4) 0,00 0,06

(16,34)(0,24)

Я5= 1,25 - 0,041п(х5) 0,34 6,24

(3,03) (-2,49) *

ё6= 1,41 — 0,09 1п (х6) 0,62 19,87

(16,02) (-4,46) *

Я7= 1,53 - 0,241п(х7) 0,34 6,19

(5,23) (-2,49) *

Я,= 1,50-0,121п(х8) (2,81) (-0,97) 0,07 0,95

Примечание. В скобках указаны значения ¿-критерия Стьюдента. 'Коэффициент р статистически значим с вероятностью 95 %.

2000—2003 гг. гипотеза о равенстве коэффициента Р нулю с вероятностью 95 % может быть отклонена только для показателя охвата детей дошкольными образовательными учреждениями (х7).

Для 2003—2008 гг. статистически значимыми являются показатели р-конвергенции регионов по охвату детей дошкольным образованием (х6) и доле бытовых услуг в общем объеме платных услуг населению (х7).

В 2000—2008 гг. по трем показателям (х5, х6, х7) регионы ПФО демонстрируют статистически значимую р-конвергенцию (т. е. сближение позиций). По остальным показателям развития социальной инфраструктуры наличие закономерностей в региональном пространстве Приволжского федерального округа статистически не подтверждено.

Интересные выводы получены в процессе анализа динамики ст-дивергенции регионов ПФО (рис. 2), вычисленной по формуле (3).

Анализ рис. 2 показывает, что ряды распределения регионов ПФО в 2000, 2003 и 2008 гг. по большинству изучаемых показателей развития социальной инфраструктуры характеризуются умеренной вариацией (не более 15 %). Исключение составляет вариация показателя х7 (доля бытовых услуг в общем объеме платных услуг населению), максимальное значение коэффициента вариации этого показателя наблюдалось в 2003 г. (71 %). Это произошло за счет сокращения объема оказанных бытовых услуг населению при устойчивом росте общего объема платных услуг в большинстве регионов федерального округа в 2003 г.

Значения коэффициентов вариации показателей обеспеченности населения жильем и его благоустройства (хх, х2, х}) и показателя обеспеченности населения врачами (х4) сохраняются на одном уров-не(10и 14% соответственно). Это говорит об отсутствии очевидных результатов социальной политики в отношении сокращения межрегиональных различий по уровню обеспечения населения доступным и комфортным жильем и доступности врачебной помощи, по крайней мере, в рамках ПФО.

Наблюдается ст-дивергенция по показателю х8 (коэффициент вариации увеличился с 6,3% в 2000г. до 12,1% в 2008 г.). В рядах и х6 выявлена ст-конвергенция, что говорит о сокращении региональных различий по показателям доступности для населения амбулаторно-поликлинических услуг и услуг дошкольного образования. Однако этот вывод требует уточнения: сокращение степени вариации (т. е. ст-конвергенция) в сочетании со статистически значимой величиной коэффициента р -конвергенции

80,0

70,0

60,0

50,0

40,0

30,0

□ 2000 г. г 2003 г. Ш 2008 г.

Рис. 2. Динамика коэффициентов вариации показателей социальной инфраструктуры по регионам ПФО, %

общественные эффекты социальной политики, выраженные в стабилизации демографической ситуации, развитии новых видов экономической деятельности, сохранении здоровья населения и т. п.

В заключение следует отметить, что наиболее вероятным условием формирования социальной конвергенции регионов страны является укрепление их собственной экономической базы на основе развития бизнеса, привлечения внешних инвестиций, создания эффективной модели взаимодействия всех секторов общества — государственного, некоммерческого и коммерческого.

по показателям и х6 однозначно указывает на сокращение асимметрии среди регионов ПФО. Вместе с тем согласно данным государственной статистики с 2000—2008 гг в Приволжском ФО в среднем зафикси- 1. рован ростл;6. Но этотрезультатдостигнут «благодаря» тому, что сокращение численности детей дошкольного возраста происходило более медленными темпами, чем сокращение числа дошкольных учреждений. 2.

Таким образом, развитие социальной инфраструктуры в регионах России характеризуется разнонаправленными процессами конвергенции и 3. дивергенции, что подтверждает наличие диспропорций в развитии регионов страны, отсутствие системного подхода в решении социальных проблем. Учет 4. выявленных закономерностей позволит скорректировать государственную политику, направленную на сокращение неравенства социально-экономического развития в России в целом. При этом важно 5. использовать единую методику оценки результатов социальной политики. Ее критериями, по нашему мнению, должны стать не уровневые показатели, 6. достигнутые регионом на определенную дату, а измерители конвергенции за период осуществления властных полномочий. Важно также учитывать

Список литературы

Ларина Т.Н. Статистическое исследование социальной конвергенции сельских муниципальных районов региона. М.: Экономика, 2010. 162 с.

ЛибманА. М. Эндогенная (де)централизация и российский федерализм // Прикладная эконометрика. 2008. № 1 (9). С. 23-57. Писарева О. М. Методы прогнозирования развития социально-экономических систем: учебн. пособие / М.: Высшая школа. 2007. 591 с. Пчелинцев О. С., Минченко М. М. Региональная инфраструктура как условие экономического роста // Проблемы прогнозирования. 2004. № 6. С. 3-16.

Регионы России. Социально-экономические показатели. 2009: стат. сб. / Росстат: М., 2009. 990 с.

Чернова Л. С. Тенденции региональной дифференциации уровней социального развития субъектов Российской Федерации // Проблемы прогнозирования. 2007. № 6. С. 58—65.