Научная статья на тему 'Влияние человеческого капитала и других факторов производства на доходы населения в регионах России'

Влияние человеческого капитала и других факторов производства на доходы населения в регионах России Текст научной статьи по специальности «Экономика и бизнес»

CC BY
186
32
i Надоели баннеры? Вы всегда можете отключить рекламу.
Журнал
Креативная экономика
ВАК
Область наук

Аннотация научной статьи по экономике и бизнесу, автор научной работы — Корицкий А.

Стандартная схема экономического анализа предполагает, что объемы производства и доходы его участников зависят от затрат капитала и труда, а также от набора технологий, располагаемых обществом. Современную экономику все чаще называют инновационной экономикой или экономикой знаний, так как все большую роль в ней играют накопленные обществом знания и способность предпринимателей и наемных работников к созданию новых знаний, технологий и продуктов, и их использованию в производстве товаров и услуг.

i Надоели баннеры? Вы всегда можете отключить рекламу.
iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.
i Надоели баннеры? Вы всегда можете отключить рекламу.

Текст научной работы на тему «Влияние человеческого капитала и других факторов производства на доходы населения в регионах России»

Корицкий А.В.

канд.экон.наук., доцент,

Сибирский университет потребительской кооперации

человек как статья

влияние человеческого капитала

и других факторов производства

на доходы населения в регионах россии

Стандартная схема экономического анализа предполагает, что объемы производства и доходы его участников зависят от затрат капитала и труда, а также от набора технологий, располагаемых обществом. Современную экономику все чаще называют инновационной экономикой или экономикой знаний, так как все большую роль в ней играют накопленные обществом знания и способность предпринимателей и наемных работников к созданию новых знаний, технологий и продуктов, и их использованию в производстве товаров и услуг.

Примерами исследований инновационной экономики могут служить работы Л. Туроу (1996), В.Л. Макарова (2003), П.М. Ромера (1990), А. Де Ла Фуэнте и А. Чикконе (2002), и многих других авторов. (1)

Поэтому, в стандартную производственную функцию в качестве дополнительного аргумента, к физическому капиталу и численности работников, все чаще добавляют человеческий капитал, который измеряют либо средним числом лет обучения одного работника, либо долей работников с высшим образованием в общей численности работников. Довольно часто влияние человеческого капитала на уровень производительности труда и доходы насе-

ления связывают с экстерналиями человеческого капитала, то есть с внешними, для носителей человеческого капитала, выгодами, получаемыми иными субъектами хозяйственной деятельности. По мнению А. Чикконе и Г. Пери экстерналии агрегированного человеческого капитала могут помочь объяснить межстрановые различия в экономическом развитии, недостаточные потоки капитала в бедные страны, влияние агломераций на экономический рост и другие макроэкономические феномены. (2) В чем заключаются эти положительные экстерналии образования? Хотя они и имеют разные формы, выделяют две основные группы -денежные и недежные образовательные экстерналии.

Во-первых, образование увеличивает гражданскую обязательность и поэтому вносит вклад в стабильность и демократичность общества.

Во-вторых, образованная рабочая сила является жизненно необходимой для создания и адаптации новых технологий. (3) По первой группе экстерналий М. Фридман высказал следующее, часто цитируемое, суждение: «Стабильное и демократичное общество невозможно без определенного уровня грамотности и знаний большей части граждан и без общераспространенного принятия самого общего набора ценностей. Образование может содействовать и тому и другому. Как следствие, выигрыш от образования детей достигается не только ребенком, но и другими членами общества». (4) Другой позитивной экстерналией, часто ассоциируемой с образованием, является экономический рост. С точки зрения «новой теории роста», образование увеличивает не только производительность самих образованных людей, но также и производительность их коллег и соседей. Ханушек обобщил данную позицию следующим образом: «Если высококвалифицированная рабочая сила разрешает применить совершенно новую технологию, или привнесенную ранее в цикле развития, увеличение образования данного индивидуума может повлиять на других работников в экономике. Или, если улучшение способностей лучших студентов ведет к более быстрому росту изобретений и развитию новых технологий, возникают «переливы» образовательных инвестиций». (5)

Г. Беккер, К. Мэрфи и Р. Тамура предположили, что если норма отдачи инвестиций в человеческий капитал превышает некий средний уровень, то это происходит благодаря эффекту "расплескивания" выгод от человеческого капитала. (6) Возникновение данного эффекта, как считает Р.Барро, происходит благодаря тому, что отдача каких-либо способностей людей (к обмену знаниями, к общению и т.п.) повышается, если их окружают также способные люди. (7) Следовательно, возрастание человеческого капитала на душу населения в какой-либо стране (или регионе) должно приводить к повышению темпов роста инвестиций в физический и человеческий капитал и, в результате, к более высоким темпам роста доходов на душу населения.

Часто используется расширенная агрегированная производственная функция Кобба-Дугласа, в число переменных которой помимо физического капитала и труда, включен человеческий капитал, который может характеризоваться длительностью обучения и продолжительностью жизни человека:

образование увеличивает гражданскую обязательность и поэтому вносит вклад в стабильность и демократичность общества

Где А - общая факторная производительность;

К - запас физического капитала в /-м регионе;

Ц - численность занятого населения в экономике /-го региона; 1 - запас человеческого капитала на одного занятого, измеренный средним числом лет образования одного занятого в экономике /-го региона.

д - ожидаемая продолжительность жизни при рождении в /-м регионе. Соответствующее уравнение регрессии выглядит следующим образом:

1п у. = 1п А + а\пК1 + /3\пЦ +

+ уШ1+б\^1+£1 (2) Результаты расчетов данного «взвешенного» регрессионного уравнения с зависимой переменной «объем заработной платы регионов России» по статистическим данным за период с 2000-го по 2006-й год представлены в табл. 1. В качестве весов использована переменная «численность занятых в экономике регионов», что позволяет учесть существенные различия экономического потенциала регионов России. Следует сразу отметить, что коэффициенты детерминации данных регрессионных уравнений очень высоки, они колеблются в пределах 96-98%, что говорит о высоком качестве подгонки регрессионных уравнений.

Наибольший вклад в объясненную вариацию зависимой переменной вносит переменная «основные фонды» регионов, нестан-дартизованный коэффициент а (В) имеет явную тенденцию к сниже-

нию с 1,01% в 1999-м году до 54% в 2006-м, стандартизованный коэффициент а (Beta), характеризующий вклад данного фактора в вариацию заработной платы занятого в экономике региона населения, снизился с примерно 85% в 1999-м году до 55% в 2006-м году. Переменная «численность занятого в экономике регионов населения» оказалась вторым по значимости фактором, влияющим на объем начисленной в регионах заработной платы в соответствующие годы. Нестандартизованный коэффициент (B), характеризующий эластичность объема заработной платы по численности занятого населения был статистически незначимым в 1999-м и 2000-м годах, и затем повышался с 27% в 2001-м году до 50% в 2006-м. Стандартизованный коэффициент (Beta) увеличился с 21% в 2001-м до 39% в 2006-м году. Можно предположить, что в конце 1990-х и начале 2000-х годов существовал относительный избыток рабочей силы в экономике регионов России, что объясняет незначительность вклада данного показателя в вариацию объема заработной платы по регионам России в данный период. Вклад третьего по значимости фактора, «неосязаемого человеческого капитала», который представляет переменная уровень образования, довольно стабилен, он варьируется во времени от 26 до 43% (нестандартизованный коэффициент y (B)), и от 12 до 16% (стандартизованный коэффициент y (Beta)). Вызывает некоторое удивление, что объем заработной платы в регионах России связан, главным образом с величиной основных фондов, а не численностью и

Таблица 1

Взаимосвязь заработной платы населения регионов, основных фондов регионов, численности занятых, уровня образования занятого в экономике регионов населения и ожидаемой продолжительности жизни

Показатели

1999 г. 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г. 2005 г. 2006 г.

регрессии

Константа а -2,692** 0,202 1,043 1,713*** 1,764* 1,281** 1,484* 2,515*

Станд.ошибка (1,138) (0,876) (0,905) (0,930) (0,659) (0,572) (0,550) (0,566)

T - статистика -2,366 0,230 1,153 1,842 2,677 2,238 2,698 4,442

P-уровень 0,020 0,818 0,252 0,069 0,009 0,028 0,008 0,000

Коэф. a (B) 1,012* 0,991* 0,797* 0,563* 0,705* 0,669* 0,606* 0,544*

Станд.ошибка (0,084) (0,069) (0,047) (0,048) (0,039) (0,035) (0,032) (0,033)

Коэф. a (Beta) 0,847* 0,856* 0,719* 0,536* 0,681* 0,645* 0,609* 0,550*

T - статистика 12,057 14,314 16,866 11,698 17,995 18,926 18,774 16,519

P-уровень 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000

Коэф. (B) ЧЗ 0,101 0,092 0,270* 0,491* 0,356* 0,401* 0,438* 0,500*

Станд.ошибка (0,088) (0,079) (0,056) (0,058) (0,048) (0,042) (0,042) (0,042)

Коэф. (Beta) 0,080 0,074 0,211* 0,395* 0,286* 0,324* 0,350* 0,398*

T - статистика 1,143 1,172 4,793 8,529 7,454 9,468 10,464 11,908

P-уровень 0,256 0,245 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000

Коэф. Y (B) 0,412* 0,259* 0,333* 0,367* 0,318* 0,414* 0,436* 0,370*

Станд.ошибка (0,072) (0,051) (0,056) (0,064) (0,055) (0,054) (0,051) (0,050)

Коэф. Y (Beta) 0,142* 0,135* 0,144* 0,160* 0,121* 0,149* 0,166* 0,151*

T - статистика 5,744 5,067 5,970 5,768 5,821 7,632 8,529 7,408

P-уровень 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000

Коэф. (B)

ож.пр.ж. -0,025** -0,028** -0,036* -0,028** -0,031* -0,038* -0,034* -0,028*

Станд.ошибка (0,012) (0,012) (0,011) (0,012) (0,008) (0,007) (0,007) (0,008)

Коэф. (Beta) -0,052** -0,062** -0,065* -0,057* -0,077* -0,101* -0,097* -0,070*

T - статистика -2,049 -2,439 -3,238 -2,316 -3,966 -5,438 -5,214 -3,725

P-уровень 0,044 0,017 0,002 0,023 0,000 0,000 0,000 0,000

Коэф. детер-

минации 0,964 0,963 0,970 0,957 0,980 0,984 0,984 0,983

F 557,40 593,757 674,15 465,649 993,10 1265,17 1242,26 1205,58

P - уровень 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000

Количество

регионов 88 87 88 88 86 88 87 87

*) Параметр имеет 1% значимость.

**) Параметр имеет 5% значимость.

***) Параметр имеет 10% значимость.

Числа в скобках означают стандартную ошибку оценки.

уровнем образования занятого в экономике регионов населения. Возможно, это вызывается определенной инерцией мышления российских предпринимателей и экономистов и привязкой оплаты труда к фондовооруженности труда, особенно в «материальном» производстве, приверженности «догме Смита», то есть представлениям, что именно в «материальном производстве» создается богатство страны. Следствием таких представлений является заниженность оплаты труда в «нематериальном» производстве, в том числе в науке и образовании - главных факторах современного экономического прогресса. В частности, в государственном секторе экономики, особенно в бюджетной сфере, наблюдается значительное, по сравнению с рыночным сектором, занижение уровня оплаты квалифицированного труда, как отмечается в работе В. Гимпельсона и А. Лукьяновой, заработная плата в бюджетном секторе на 19% ниже, чем в коммерческом. (8) Зарплата же обладателей высшего образования в бюджетном секторе на % ниже, чем у соответствующих внебюджетников. (8) Возможно, что размер разрыва в заработной

образованная рабочая сила является жизненно необходимой для создания и адаптации новых технологий

плате занижен, так как в коммерческом секторе распространены «серые» зарплаты, что и отмечают авторы отмеченной работы. (8) Межде тем, в развитых странах, как пишут Р. Грегори и Дж. Борланд, «работники общественного сектора обычно имеют в среднем более высокие заработки, чем работники частного сектора. Частично эти различия объясняются более высоким уровнем образования у работников общественного сектора. Однако в большинстве стран часть такой дифференциации связана и с более высокими ставками оплаты или ренты, которую получают в общественном секторе». (Цит. По: 8, с. 86)

Четвертым статистически значимым фактором, влияющим на объемы заработной платы в регионах России, является переменная «ожидаемая продолжительность жизни при рождении». Экономическая интерпретация данной переменной связана с предположением, что она представляет накопленный производственный опыт занятого в экономике регионов населения, так как чем выше ожидаемая продолжительность жизни, тем выше доля работников с большим стажем и опытом работы в общей численности занятого в экономике регионов населения. Связь «ожидаемой продолжительности жизни» с объемом заработной платы занятого в экономике регионов населения отрицательная. Данный факт можно попытаться интерпретировать таким образом, что работники старших возрастов получают более низкую заработную плату, чем более молодые работники

из-за «обесценения» человеческого капитала в новых, «рыночных» условиях. В работе В. Гимпельсона, Т. Горбачевой, Р. Капелюшникова и других авторов отмечается наличие «плоского» возрастного профиля заработной платы в России. (9) Но более правдоподобная интерпретация заключается в том, что заработная плата во многих отраслях экономики России выполняет «компенсационную» функцию, она выше на предприятиях с тяжелыми и вредными для здоровья условиями труда, то есть повышенная заработная платы компенсирует сокращение продолжительности жизни. В бюджетных же организациях преобладают пожилые работники с высоким уровнем образования и низкой заработной платой. В таблице 2 представлены результаты расчета регрессионного уравнения (2) с зависимой переменной «разница доходов и заработной платы населения регионов» с использованием статистических данных сборника «Регионы России: социально-экономические показатели» за период с 2000-го по 2006-й год. Использовалась «взвешенная регрессия», в качестве весов использовалась переменная «численность занятых» в экономике регионов России. Коэффициенты детерминации, довольно высоки, они колеблются от 93 до 96%. Коэффициенты регрессии существенно отличаются от предыдущего случая, например, коэффициент при переменной «ожидаемая продолжительность жизни» даже сменил знак. Коэффициент при переменной «основные фонды» регионов намного меньше, чем в

в государственном секторе экономики, особенно в бюджетной сфере, наблюдается значительное, по сравнению с рыночным сектором, занижение уровня оплаты квалифицированного труда

предидущем случае, и только в начале рассматриваемого периода статистически значимы. Очевидно, что не основной капитал играл ведущую роль в формировании доходов от предпринимательской деятельности, доходов от собственности и других доходов (включая скрытую заработную плату), которые составляют подавляющую часть «разницы доходов и заработной платы» населения в регионах России на большей части данного периода. Ведущая роль в формировании доходов, не входящих в заработную плату, принадлежала среднегодовой численности занятого в экономике регионов населения, причем роль данной переменной неуклонно росла: с 78% в 1999-м г. до 109% в 2006-м, достигая 120% в 2002-м и 2004-м годах. Вклад данной независимой переменной в объясненную вариацию «разницы доходов и заработной платы» также стабильно рос с

Таблица 2

Взаимосвязь разницы доходов и заработной платы населения регионов, основных фондов регионов, численности занятых, уровня образования занятого в экономике регионов населения и ожидаемой продолжительности жизни.

Показатели

1999 г. 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г. 2005 г. 2006 г.

регрессии

Константа а -10,891* -7,589* -3,225** -4,116* -4,718* -4,611* -2,600** -1,067

Станд.ошибка (1,810) (1,326) (1,469) (1,448) (1,440) (1,297) (1,219) (1,037)

T - статистика -6,015 -5,725 -2,196 -2,842 -3,275 -3,554 -2,133 -1,030

P - уровень 0,000 0,000 0,031 0,006 0,002 0,001 0,036 0,306

Коэф. a (B) 0,440* 0,456* 0,166** 0,018 0,033 0,015 0,047 0,124**

Станд.ошибка (0,134) (0,105) (0,077) (0,075) (0,086) (0,080) (0,072) (0,060)

Коэф. a (Beta) 0,294* 0,308* 0,133** 0,013 0,025 0,012 0,038 0,105**

T - статистика 3,299 4,368 2,158 0,234 0,380 0,191 0,654 2,065

P - уровень 0,001 0,000 0,034 0,816 0,705 0,849 0,515 0,042

Коэф. (B) ЧЗ 0,787* 0,736* 0,959* 1,202* 1,192* 1,202* 1,194* 1,099*

Станд.ошибка (0,140) (0,119) (0,091) (0,090) (0,104) (0,096) (0,093) (0,077)

Коэф. (Beta) 0,502* 0,456* 0,665* 0,780* 0,759* 0,772* 0,769* 0,734*

T - статистика 5,619 6,163 10,503 13,403 11,407 12,528 12,868 14,292

P - уровень 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000

Коэф. Y (B) 0,742* 0,619* 0,653* 0,668* 0,720* 0,765* 0,577* 0,430*

Станд.ошибка (0,114) (0,078) (0,091) (0,099) (0,119) (0,123) (0,113) (0,091)

Коэф. Y (Beta) 0,205* 0,252* 0,249* 0,236* 0,217* 0,219* 0,178* 0,148*

T - статистика 6,493 7,984 7,197 6,741 6,035 6,215 5,102 4,702

P - уровень 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000

Коэф. (B)

ож.пр.ж. 0,071* 0,055* 0,017 0,032*** 0,034** 0,029*** 0,032** 0,035**

Станд.ошибка (0,020) (0,017) (0,018) (0,019) (0,017) (0,016) (0,015) (0,014)

Коэф. (Beta) 0,116* 0,095* 0,027 0,054*** 0,067* 0,061*** 0,073** 0,071**

T - статистика 3,624 3,151 0,931 1,734 1,995 1,816 2,188 2,471

P - уровень 0,001 0,002 0,355 0,087 0,049 0,073 0,032 0,016

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

Коэф. детерми-

нации 0,943 0949 0,938 0,933 0,940 0,948 0,948 0,961

F 336,08 375,72 314,38 287,34 317,106 374,515 373,817 499,656

P - уровень 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000

Количество

регионов 87 86 88 88 86 88 87 87

*) Параметр имеет 1% значимость.

**) Параметр имеет 5% значимость.

***) Параметр имеет 10% значимость.

Числа в скобках означают стандартную ошибку оценки.

50% в 1999-м до 73% в 2006-м. (см. табл. 2)

Вторым по значимости фактором оказался человеческий капитал, представляемый переменной «средний уровень образования» занятого в экономике регионов населения. Его вклад колебался от 15 до 20% объясненной вариации зависимой переменной, то есть обе ведущие независимые переменные объясняют от 70 до 95 (и более) процентов вариацию доходов, не входящих в заработную плату, по регионам России. Но самое интересное, что третьим по экономической значимости, стабильным и статистически значимым показателем, оказалась переменная «ожидаемая продолжительность жизни» населения регионов. Как уже ранее было сказано, она может представлять производственный и социальный опыт, накопленный работниками более старших возрастов, который, как видно из данных таблицы 2, способствует увеличению доходов не входящих в заработную плату, или определяет от 5 до 11% общих доходов от предпринимательской деятельности, доходов от собственности и других доходов (включая скрытую заработную плату). Как отмечают Р. Бучеккине, Д. де ла Кроикс и О. Личандро: «Одним из важных каналов, с помощью которых демографические тренды влияют на рост, очевидно являются численность и качество рабочей силы, которые определяются образованием и решениями агентов об уходе на пенсию». И далее: «Ключевым элементом является то, что различные поколения имеют разный образовательный опыт

и поэтому агрегированный запас человеческого капитала состоит из человеческого капитала разных поколений.» (10)

Таким образом, можно констатировать парадоксальную ситуацию - фонд заработной платы в регионах России положительно зависит, главным образом, от величины основных фондов, накопленных в этих регионах, в гораздо меньшей степени от численности занятого населения и уровня накопленного человеческого капитала (уровня образования занятого в экономике этих регионов населения) и отрицательно от производственного и социального опыта этого населения. В то же время величина доходов, не входящих в заработную плату, положительно зависит главным образом от численности занятого в экономике этих регионов населения, от уровня образования этого населения и накопленного им производственного и социального опыта («ожидаемой продолжительности жизни»). Катастрофическое падение рождаемости и сокращение продол-

ведущая роль в формировании доходов, не входящих в заработную плату, принадлежала

среднегодовой численности занятого в экономике регионов населения

жительности жизни в России в 1990-е годы, а также падение качества образования, нанесло, по видимому, большой урон потенциалу экономического развития России на долгие годы вперед. С 2000-х годов начались изменения к лучшему, но положение далеко от благополучного.

Уровень рождаемости, продолжительность жизни населения, объемы финансирования и качество образования в России пока еще далеки от тех, далеко не лучших в мире, показателей, которые были достигнуты двадцать лет назад.

Литература

1. Thurow L.C. (1996) «Building Wealth. The New Rules for Individuals, Companies and Countries in Knowledge-Based Economy». N.Y.: Harper Collins. Макаров В.Л. (2003): «Экономика знаний: уроки для России». Доклад на научной сессии Общего собрания РАН // Вестник РАН. Т. 73. N5; Romer P.M. (1990): «Endogenous Technological Chandg» // The J.of Political Econ. Vol. 98. N5. Part 2; de la Fuente A. and Ciccine A. «Human capital in a global and knowledg-based economy». Report for European Comission, Vay 2002; Сафонова Е.В «Фактор экономики знаний в социально-экономическом развитии и качестве жизни населения». ЭиММ, 2005, том 41, N 4.

2. Ciccone A. and Peri G. «Identifying Human-Capital Externalities: Theory with Applications». Review of Economic Studies (2006) 73, 381-412. p. 381.

3. Hall J.C. «Positive Externalities and Government Involvement in Education». Journal of Private

Enterprise, V. XXI, N 2, Spring 2006, p. 166.

4. Friedman, M. 1962. «Capitalism and Freedom». Chicago: University of Chicago Press. Цит. по: Hall J.C. «Positive Externalities and Government Involvement in Education». Journal of Private Enterprise, V. XXI, N 2, Spring 2006, p. 166.

5. Hanushek, E. 2002. «Publicly Provided Education». In Alan J. Auerbach and Martin Feldstein, eds. Handbook of Public Economics, Amsterdam: North-Holland: 20452141. Цит. по: Hall J.C. «Positive Externalities and Government Involvement in Education». Journal of Private Enterprise, V. XXI, N 2, Spring 2006, p. 166.

6. Becker G., Murphy K. and Tamura R. (1990) "Economic growth, human capital and population growth", Journal of Political Economy, 98, 12-37.

7. Barro R.J. (1991) «Economic growth in cross-section of countries». Quarterly Journal of Economics. 106. 407-43.

8. Гимпельсон В., Лукьянова А. «О бедном бюджетнике замолвите слово...»: межсекторные различия в заработной плате // Вопросы экономики. - 2006. - № 6.

9. Гимпельсон В., Т. Горбачева, Р. Капелюшников и др.Формирование заработной платы: взгляд сквозь призму профессий// Вопросы экономики. - 2007. - № 10. - С. 52 - 74.

10. Boucekkine R., de la Croix D., and Licandro O. «Vintage Human Capital, Demografic Trends, and Endogenous Growth». Journal of Economic Theory, 104, 340-375 (2002). P. 343.

i Надоели баннеры? Вы всегда можете отключить рекламу.