CC BY
27
Корицкий Алексей Владимирович
доцент, кафедра Экономической теории, Сибирский университет потребительской кооперации
ectheorv@sibupk.nsk.su
Влияние кризиса 2008-2009 гг. на нормы отдачи образования в России
ЧЕЛОВЕЧЕСКИЙ КАПИТАЛ
Аннотация:
В статье рассматривается динамика частных и социальных норм отдачи образования в России за период 2000-2009 гг. Для расчёта норм отдачи образования используется пространственный анализ на основе российских региональных статистических данных. Показана относительная стабильность частных норм отдачи образования в России и резкое снижение социальных норм отдачи формального образования в период кризиса 2008-2009 гг. Можно также отметить некоторое повышение экономической значимости производственного опыта, приобретаемого с увеличением общего стажа работы.
Ключевые слова: человеческий капитал, нормы отдачи образования
В предыдущих работах были оценены нормы частных и социальных норм отдачи образования в российской экономике за 1999-2007 гг. [1,2,3,4]. В 2008-2009 гг. происходил мировой экономический кризис, который существенно затронул экономику России. Повлиял ли кризис на нормы отдачи образования в России? Выяснению ответа на данный вопрос и посвящена данная статья. В данном исследовании используется не показатель «основные фонды по полной балансовой стоимости на начало года», как в указанных работах автора, а показатель «основные фонды по остаточной стоимости на конец года». Данный показатель учитывает степень износа основных фондов, и, поэтому, как представляется, более точно характеризует их производительные характеристики и, соответственно, более точно может характеризовать их влияние на доходы населения, в
том числе доходы от предпринимательской деятельности, от собственности и другие доходы. Использование данного показателя, как можно предположить, позволит уточнить оценки параметров регрессионных уравнений, то есть коэффициентов производственных функций.
В расчётах используется «взвешенная» регрессия, что позволяет «усреднить» показатели регрессии в расчёте на «единицу эффективного труда». Действительно, масштабы экономик регионов России различаются как по численности занятого в них населения (в десятки раз), так и по квалификации занятых в этих экономиках работников. Поэтому было бы естественно ввести «взвешивание» масштабов экономик регионов по показателю «доходы населения регионов», отражающего как количество, так и качество труда, используемого в этих регионах.
Производственная функция, отражающая зависимость доходов от величины человеческого капитала (средней продолжительности обучения работников), фондовооружённости труда и «ожидаемой продолжительности жизни» населения (характеризующей накопленный работниками производственный опыт), имеет следующий вид:
у = А к" ехр№ + ^) (<|),
где: у — среднемесячная заработная плата (или другая переменная, характеризующая доходы в расчёте на одного занятого в экономике регионов РФ);
к — фондовооружённость труда;
И — человеческий капитал в расчёте на одного работника;
д — средняя ожидаемая продолжительность жизни населения в регионе (показатель, характеризующий производственный опыт работников или представляющий специфический человеческий капитал).
Такая форма производственной функции обеспечивает сочетание степенной функциональной связи «фондовооружённости» труда с денежными доходами одного занятого в экономике региона и экспоненциальную связь с теми же доходами показателя, характеризующего величину человеческого капитала (средней продолжительности обучения, как в известной формуле Дж. Минцера). В данном случае используется модифицированная производственная функция, которую использовали Р. Холл и Ч. Джонс, а также Ф. Каселли [5, б]. Зависимая переменная характеризует «среднемесячную заработную плату» — в первом случае, «доходы от предпринимательской деятельности, от собственности и другие доходы (включая скрытую заработную плату) — во втором варианте расчёта, или «доходы в расчёте на одного занятого» в экономике регионов России. Все показатели рассчитываются на основе официальных публикаций Росстата в
сборнике «Регионы России: социально-экономические показатели» за соответствующие годы, или размещённые на сайте Росстата в ЦБСД (за 2009-й год). Методика расчёта средней продолжительности обучения занятого в экономике регионов населения описана в предыдущих статьях автора. Соответствующее уравнение регрессии имеет вид:
1п у = 1п А + а 1п к + у + Ъ^ + £1 (2)
Результаты расчёта данного регрессионного уравнения с использованием в качестве зависимой переменной «среднемесячная заработная плата» за 2000-2009 гг. приведены в табл. 1.
Коэффициенты детерминации регрессионных уравнений довольно велики, они, как правило, превышают 80%, все коэффициенты при независимых переменных статистически значимы на 1% уровне (за исключением коэффициента при переменной «ожидаемая продолжительность жизни» за 2000-й год и «фондовооружённость труда» за 2002-й год, когда они статистически значимы на 10% уровне).
Коэффициенты при фондовооружённости труда в табл. 1 имеют явную тенденцию к снижению со временем, обнаруживая провал в 2002-м году. Коэффициенты при переменной «средний уровень образования», занятого в экономике населения, характеризующего человеческий капитал, наоборот, обнаруживают явную тенденцию к росту со временем. Частная норма отдачи образования, то есть ненормированный коэффициент у повысился с уровня в 27% в 2000-м году до уровня 45% в 2009-м, то есть на один дополнительный год среднего уровня образования занятого в экономике регионов России населения межрегиональные различия среднемесячной заработной платы в данном периоде росли с 27% в 2000-м году до 45% в 2009-м.
Таблица 1
Взаимосвязь среднемесячной заработной платы с уровнем образования работающего населения, фондовооружённостью труда (ОФ по остаточной стоимости на конец года), и ожидаемой продолжительностью жизни при рождении
Показатели регрессии 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г. 2005 г. 2006 г. 2007 г. 2008 г. 2009 г.
Конст. ln A 0,698* 1,406* 5,624* 1,838* 1,535* 1,814* 3,549* 3,789* 5,203* 3,692*
Станд. ош. 0,633 0,536 1,482 0,393 0,367 0,360 0,603 0,384 0,418 0,460
t-статист. 1,103 2,623 3,796 4,676 4,184 5,043 5,888 9,856 12,443 8,018
Значим. 0,273 0,011 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
Коэф. a (B) 0,959* 0,800* 0,073*** 0,751* 0,697* 0,638* 0,234* 0,526* 0,491* 0,469*
Ст. ош. 0,064 0,048 0,042 0,041 0,038 0,035 0,038 0,038 0,034 0,040
Beta 0,782* 0,766* 0,224*** 0,770* 0,727* 0,727* 0,417* 0,686* 0,758* 0,646*
t-статист. 14,997 16,721 1,748 18,265 18,174 18,178 6,087 13,991 14,355 11,808
Значим. 0,000 0,000 0,085 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
Коэф. у (B) 0,278* 0,342* 0,365* 0,365* 0,436* 0,466* 0,569* 0,410* 0,311* 0,459*
Станд. ош. 0,043 0,046 0,089 0,046 0,047 0,043 0,064 0,051 0,049 0,055
Beta 0,475* 0,455* 0,512* 0,469* 0,560* 0,608* 0,839* 0,542* 0,421* 0,596*
t-статист. 6,514 7,522 4,113 7,995 9,378 10,916 8,933 8,024 6,306 8,365
Значим. 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
Коэф. b (B) -0,02*** -0,029* -0,036 -0,032* -0,035* -0,037* -0,045* -0,042* -0,040* -0,045*
Ст. ош. 0,011 0,010 0,022 0,007 0,007 0,006 0,012 0,008 0,008 0,009
Beta -0,14*** -0,18* -0,183 -0,254* -0,29* -0,329* -0,343* -0,398 -0,28* -0,321
t-статист. -1,881 -3,034 -1,620 -4,563 -5,163 -6,027 -3,594 -5,198 -5,123 -5,046
Значим. 0,064 0,003 0,109 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
Коэф. дет. 0,797 0,852 0,356 0,890 0,903 0,903 0,699 0,902 0,896 0,869
F 98,248 143,48 13,834 202,64 231,69 232,61 58,055 229,79 216,14 166,47
P- ур-нь 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
Кол-во рег. 79 79 79 79 79 79 79 79 79 79
*) Параметр имеет 1% значимость. **) Параметр имеет 5% значимость. ***) Параметр имеет 10% значимость.
Несколько выпадает из общей тенденции к росту частной нормы отдачи образования 2007-й год. В этот год частная норма отдачи заметно снизилась: с 57% в 2006-м и 41% в 2007-м до 31% в 2008-м. Но уже в 2009-м снова повысилась до вполне солидного уровня в 46%. Следовательно, можно отметить, что значение среднего уровня образования для дифференциации заработной платы по регионам в течение данного периода постепенно повышалось.
Таблица 2
Взаимосвязи среднемесячной заработной платы с долей занятых с высшим образованием в общей численности работающего в регионе населения, фондовооружённостью труда (ОФ
по остаточной стоимости на конец года), и ожидаемой продолжительностью жизни при рождении
Показатели регрессии 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г. 2005 г. 2006 г. 2007 г. 2008 г. 2009 г.
Конст. In A 4,386* 5,422* 9,623* 6,113* 6,359* 7,380* 10,56* 8,764* 9,270* 10,149*
Ст. ошибка 0,843 0,741 1,512 0,511 0,475 0,423 0,890 0,571 0,537 0,695
t-статистика 5,200 7,321 6,366 11,952 13,387 17,432 11,872 15,341 17,248 14,597
Значимость 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
Коэф. a (B) 0,980* 0,836* 0,111** 0,803* 0,769* 0,685* 0,265* 0,573* 0,503* 0,438*
Ст. ошибка 0,064 0,050 0,044 0,041 0,038 0,035 0,041 0,035 0,032 0,053
Beta 0,799* 0,800* 0,341** 0,823* 0,801* 0,781* 0,472* 0,727* 0,777* 0,554*
t-статистика 15,417 16,76 2,500 19,638 20,103 19,431 6,452 16,456 15,807 8,338
Значимость 0,000 0,000 0,015 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
Коэф. у (B) 0,019* 0,020* 0,013** 0,018* 0,022* 0,025* 0,030* 0,022* 0,017* 0,027*
Ст. ошибка 0,003 0,003 0,006 0,002 0,003 0,002 0,004 0,003 0,002 0,003
Beta 0,528* 0,448* 0,315** 0,474* 0,541* 0,632* 0,848* 0,548* 0,452* 0,739*
t-статистика 6,578 6,503 2,251 7,431 8,563 10,453 7,717 8,033 6,800 8,136
Значимость 0,000 0,000 0,027 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
Коэф. b (B) -0,032** -0,034* -0,034 -0,038* -0,037* -0,045* -0,054* -0,050* -0,047* -0,058*
Ст. ошибка 0,012 0,011 0,025 0,008 0,007 0,007 0,015 0,009 0,008 0,010
Beta -0,208** -0,207* -0,171 -0,297* -0,313* -0,393* -0,412* 0,548* -0,330 -0,437*
t-стат-ка 0,012 -3,036 -1,364 -4,717 -5,013 -6,448 -3,650 8,033 -5,800 -0,981
Значим. 0,003 0,177 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
Коэф. дет- 0,799 0,834 0,261 0,883 0,893 0,898 0,654 0,902 0,902 0,862
ции 99,136 125,17 8,829 188,40 209,20 219,48 47,19 230,04 229,74 153,72
F 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
P - уровень 79 79 79 79 79 79 79 79 79 78
Кол-во рег-в
*) Параметр имеет 1% значимость.
**) Параметр имеет 5% значимость.
***) Параметр имеет 10% значимость.
То есть, можно сделать вывод, что экономическая значимость человеческого капитала как фактор общественного производства в рассматриваемом периоде, росла. Коэффициенты при переменной «ожидаемая продолжительность жизни при рождении» также достаточно стабильны, статистически значимы и проявляют некоторую тенденцию к росту по абсолютному уровню. Если в начале рассматриваемого периода, когда ещё сохранялся довольно высокий уровень безработицы, сокращение продолжительности жизни на один год компенсировалось повышением среднемесячной заработной платы на 2-3%, то к концу периода компенсирующая разница в заработной плате увеличилась до 4-4,5%. Возможно данное явление можно объяснить тем, что с восстановлением экономики и рассасыванием безработицы люди стали более требовательны к условиям труда и технике безопасности на предприятиях, требуя повышения заработной платы на вредных для здоровья производства и работах.
Аналогичные результаты получены в результате расчёта регрессионных уравнений за тот же период с заменой переменной «средний уровень образования» на «долю
занятых с высшим образованием» в общей численности занятого в экономике региона населения. Оба показателя характеризуют человеческий капитал (см. табл. 2).
Также, можно отметить наличие тенденции к снижению коэффициентов при переменной «фондовооружённость труда» и тенденцию к повышению коэффициентов при переменной, характеризующей человеческий капитал, за исключением кризисного 2008-го года. Данный факт подтверждает сделанный ранее вывод о заметном росте экономической значимости знаний в экономике России в рассматриваемом периоде.
В табл. 3 приведены результаты расчётов регрессионного уравнения (2) с новой зависимой переменной — «доходы от предпринимательской деятельности, от собственности и другие доходы (включая скрытую заработную плату)» в расчёте на одного из занятого в экономике регионов. Практически все коэффициенты при независимых переменных статистически значимы, за исключением коэффициентов при переменной «средний уровень образования» в кризисные 2008-й и 2009-й годы, как и уравнения регрессии в целом. Можно, как и в предыдущих случаях, отметить наличие явной тенденции к снижению коэффициентов эластичности среднемесячной заработной платы по «фондовооружённости труда», они снизились с 0,63% на один процент роста фондовооружённости труда в 2000-м году и с 0,39% в 2001-м году до 0,24% в 2007-м, до 0,26% в 2008-м и до совсем незначительной величины в 0,14% в 2009-м году (см. табл. 3).
Таблица 3
Взаимосвязь доходов от предпринимательской деятельности, от собственности и других (в расчёте на одного занятого) с уровнем образования, фондовооружённостью труда (Оф по остаточной стоимости на конец года) и ожидаемой продолжительностью жизни при рождении
Показатели регрессии 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г. 2005 г. 2006 г. 2007 г. 2008 г. 2009 г.
Конст. In A -10,61* -7,542* -7,096* -17,97* -9,182* -6,385* -3,829* -2,861* 4,291* 1,76***
Ст. ошибка 1,076 1,057 1,759 1,998 0,991 0,901 0,769 0,861 0,975 0,964
t-статистика -9,86 -7,133 -4,033 -8,996 -9,264 -7,083 -4,978 -3,323 4,402 1,827
Значимость 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,001 0,000 0,072
Коэф. a (B) 0,635* 0,394* 0,127** 0,396*** 0,193*** 0,248* 0,095*** 0,246* 0,268* 0,144***
Ст. ошибка 0,109 0,094 0,050 0,209 0,104 0,088 0,049 0,084 0,080 0,083
Beta 0,262* 0,237* 0,204** 0,108*** 0,101*** 0,159* 0,108* 0,221* 0,410* 0,172***
t-статистика 5,840 4,175 2,574 1,894 1,863 2,825 1,939 2,918 3,362 1,731
Значимость 0,000 0,000 0,012 0,062 0,066 0,006 0,056 0,005 0,001 0,088
Коэф. у (B) 0,784* 0,780* 0,887* 1,581* 0,963* 0,744* 0,654* 0,480* -0,029 -0,005
Ст. ошибка 0,073 0,090 0,106 0,232 0,126 0,107 0,081 0,114 0,115 0,115
Beta 0,677* 0,653* 0,647* 0,541* 0,633* 0,547* 0,612* 0,419* -0,039 -0,006
t-статистика 10,785 8,682 8,405 6,819 7,658 6,954 8,035 4,019 -0,252 -0,045
Значимость 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,801 0,964
Коэф. b (B) 0,079* 0,053* 0,048*** 0,175* 0,067* 0,065* 0,060* 0,070* 0,057* 0,106*
Ст. ошибка 0,019 0,019 0,027 0,036 0,018 0,016 0,016 0,018 0,018 0,019
Beta 0,258* 0,203* 0,126*** 0,366* 0,284* 0,323* 0,292* 0,345* 0,397* 0,656*
t-стат-ка 4,114 2,760 1,805 4,855 3,699 4,191 3,774 3,901 3,149 5,688
Значимость 0,000 0,007 0,075 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,002 0,000
Коэф. дет- 0,849 0,771 0,754 0,799 0,820 0,807 0,802 0,766 0,447 0,570
ции 141,022 84,205 76,548 99,377 113,81 104,41 101,09 82,045 20,232 33,108
F 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
P - уровень 79 79 79 79 79 79 79 79 79 79
Кол-во рег-в
*) Параметр имеет 1% значимость.
**) Параметр имеет 5% значимость.
***) Параметр имеет 10% значимость.
Экстернальная (социальная) норма отдачи образования была очень высока в период 2000-2007 гг., она колебалась в пределах от 78% в 2000-2001 гг. до 48% в 2007-м году, достигнув максимума 158% в 2003-м году. Но в 2008-2009 гг. норма социальной отдачи образования резко снизилась до статистически незначимого уровня. Можно предположить, что данное резкое падение социальной нормы отдачи образования связано с кризисом, то есть падением доходов от предпринимательской деятельности, от собственности и других доходов населения. Как уже отмечалось ранее, частная норма отдачи в период кризиса не снижалась, в отличие от социальной нормы отдачи образования.
Этот вывод подтверждается также данными табл. 4, где представлены расчёты уравнения регрессии (2), но в качестве переменной, характеризующей человеческий капитал, используется показатель «доля занятых с высшим образованием» в общей численности занятых в экономике регионов.
Таблица 4
Взаимосвязь доходов от предпринимательской деятельности, от собственности и других в расчёте на одного занятого, с долей занятых с высшим образованием, фондовооружённостью труда (ОФ по остаточной стоимости на конец года) и ожидаемой
продолжительностью жизни при рождении
Показатели 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г. 2005 г. 2006 г. 2007 г. 2008 г. 2009 г.
регрессии
Конст. In A -0,502 2,062 4,353** 3,954* 1,867 2,966* 4,601* 3,066** 4,158* 0,481
Ст. ошибка 1,485 1,414 1,774 1,024 1,208 0,982 1,070 1,255 1,288 1,380
t-статистика -0,338 1,459 2,454 3,861 1,545 3,020 4,302 2,443 3,228 0,349
Значимость 0,736 0,149 0,016 0,000 0,127 0,003 0,000 0,017 0,002 0,728
Коэф. a (B) 0,695* 0,468* 0,147* 0,297* 0,345* 0,318* 0,130* 0,287* 0,257* 0,366*
Ст. ошибка 0,112 0,095 0,052 0,082 0,097 0,082 0,049 0,076 0,076 0,104
Beta 0,287 0,282* 0,236* 0,191* 0,181* 0,204* 0,148* 0,258* 0,393 0,384*
t-статистика 6,212 4,917 2,831 3,628 3,542 3,891 2,640 3,759 3,269 3,512
Значимость 0,000 0,000 0,006 0,001 0,001 0,000 0,010 0,000 0,001 0,001
Коэф. у (B) 0,053* 0,049* 0,051* 0,044* 0,051* 0,044* 0,036* 0,027* -0,000 -0,007
Ст. ошибка 0,005 0,008 0,007 0,005 0,006 0,006 0,005 0,006 0,006 0,007
Beta 0,733* 0,683* 0,633* 0,700* 0,636* 0,620* 0,660* 0,460* -0,002 -0,167
t-статистика 10,24 8,249 7,411 8,774 7,905 7,850 7,853 4,450 -0,011 -1,121
Значимость 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,991 0,266
Коэф. b B 0,053** 0,035 0,027 0,030** 0,055* 0,046* 0,043** 0,056* 0,054* 0,105*
Ст. ошибка 0,022 0,021 0,029 0,016 0,019 0,016 0,018 0,019 0,019 0,019
Beta 0,173** 0,134 0,070 0,150** 0,231* 0,225* 0,209** 0,277* 0,378 0,655*
t-статистика 2,416 1,631 0,914 1,905 2,887 2,827 2,418 2,929 2,801 5,454
Значимость 0,016 0,107 0,364 0,061 0,005 0,006 0,018 0,005 0,006 0,000
Коэф. дет-ции 0,840 0,759 0,724 0,816 0,825 0,826 0,798 0,775 0,447 0,626
F 131,114 78,88 65,59 111,00 117,80 118,32 98,485 86,336 20,194 41,245
P - уровень 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
Кол. регионов 79 79 79 79 79 79 79 79 79 79
*) Параметр имеет 1% значимость.
**) Параметр имеет 5% значимость.
***) Параметр имеет 10% значимость.
Ненормированный коэффициент У (В) варьировался в период 2000-2005 гг. от 4% до 5% на каждый процентный пункт роста доли занятых с высшим образованием в общей численности занятого в экономике регионов населения (см. табл. 4). Затем началось его снижение до 2,7% в 2007-м, и 2008-2009 гг. он стал статистически малозначимым.
Возможно, что такое снижение отдачи высшего образования вызвано заменой поколений специалистов: более опытные работники с высшим образованием, получившие высшее образование в советское время постепенно уходят на пенсию, им на смену приходит более многочисленное молодое поколение специалистов, получивших образование в последние годы и не имеющих производственного опыта. Но более вероятно, что данное снижение социальных норм отдачи образования имеет преходящий характер и вызвано кризисными явлениями в экономике; если доля доходов от предпринимательской деятельности, от собственности и других доходов (включая скрытую зараплату) во всех денежных доходах населения составляла в 2006-м году 48,5%, в 2007-м — 47%, то в 2008-м она снизилась до 42,1%, а в 2009-м до 43,9%.
Можно также отметить некоторое повышение со временем коэффициентов при переменной «ожидаемая продолжительность жизни», которая характеризуют возрастную структуру населения, и характеризует «специфический» человеческий капитал, то есть производственный и социальный опыт работников (см. табл. 3 и 4). Очевидно, что в рассматриваемый период, и, особенно, в период кризиса, производственный опыт оказывал положительное влияние на величину прибыли от предпринимательской деятельности, от собственности и другие доходы, но, был отрицательно связан со среднемесячной заработной платой. Увеличение средней ожидаемой продолжительности жизни населения в регионах России на один год соответствует увеличению прибыли от предпринимательской деятельности, от собственности и других доходов (включая скрытую зарплату) в расчёте на одного занятого от 3% до 7% в начале рассматриваемого периода, и на 10% в 2009-м году (в обоих вариантах расчёта, см. табл. 3 и 4).
Для выявления общих тенденций изменения социальных норм отдачи образования в России в данном периоде рассмотрим результаты расчёта уравнения регрессии (2) с использованием в качестве зависимой переменной «доходы населения в расчёте на одного занятого» в экономике регионов (остальные переменные прежние). В табл. 5 человеческий капитал представлен переменной «уровень образования» занятого в экономике регионов населения, в табл. 6 — «доля занятых с высшим образованием» в общей численности занятого населения. Все коэффициенты при переменных «фондовооружённость труда» и «уровень образования» статистически значимы на одном процентном уровне. Наблюдается достаточно явная тенденция к снижению коэффициентов эластичности доходов на одного занятого в экономике регионов по фондовооружённости труда. Они снизились с 0,8% на 1% роста фондовооружённости в 2000-м году до 0,3% в 2009-м. Социальная норма отдачи образования (ненормированный коэффициэнт У (В) оставалась практически стабильной в период 2000-2006 гг., она колебалась в интервале 62%-76% на один год образования, но резко снизилась до уровня 15%-22% в 2008-2009 гг.
Таблица 5
Взаимосвязь доходов в расчёте на одного занятого с уровнем образования, фондовооружённостью труда (ОФ по остаточной стоимости на конец года) и ожидаемой
продолжительностью жизни при рождении
Показатели 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г. 2005 г. 2006 г. 2007 г. 2008 г. 2009 г.
регрессии
Конст. In A -5,998* 0,290 -0,885 -3,773* - -1,496* 0,549 1,385* 5,397* 5,118*
Ст. ошибка 0,714 0,595 1,237 0,585 0,952** 0,481 0,538 0,471 0,478 0,894
t-статистика -8,399 0,487 -0,699 -6,449 -3,113 1,020 2,938 11,289 5,727
Значимость 0,000 0,628 0,487 0,000 0,542 -1,758 0,083 0,003 0,311 0,004 0,000 0,000
Коэф. a (B) 0,804* 0,577* 0,091** 0,522* 0,465* 0,447* 0,163* 0,396* 0,375* 0,302*
Ст. ошибка 0,072 0,053 0,035 0,061 0,057 0,047 0,034 0,046 0,039 0,045
Beta 0,436* 0,478* 0,204* 0,378* 0,348* 0,403* 0,244* 0,462* 0,673* 0,559*
t-статистика 11,137 10,863 2,617 8,531 8,210 9,527 4,745 8,599 9,592 6,680
Значимость 0,000 0,000 0,011 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
Коэф. у (B) 0,607* 0,587* 0,701* 0,709* 0,733* 0,608* 0,617* 0,418* 0,157* 0,224*
Ст. ошибка 0,048 0,050 0,074 0,068 0,069 0,057 0,057 0,063 0,056 0,074
Beta 0,688* 0,676* 0,715* 0,644* 0,676* 0,628* 0,763* 0,495* 0,247* 0,276*
t-статистика 12,590 11,627 9,447 10,447 10,678 10,644 10,840 6,675 2,790 3,011
Значимость 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,007 0,004
Коэф. b B 0,042* 0,007 0,006 0,017 0,014 0,013 0,008 0,014 0,007 0,010
Ст. ошибка 0,013 0,011 0,019 0,011 0,010 0,008 0,011 0,010 0,009 0,008
Beta 0,178* 0,38 0,023 0,094 0,084 0,088 0,049 0,088 0,060 0,114
t-статистика 3,257 0,660 0,333 1,607 1,403 1,532 0,683 1,401 0,827 1,268
Значимость 0,002 0,512 0,740 0,112 0,165 0,130 0,497 0,165 0,411 0,209
Коэф. дет-ции 0,886 0,863 0,762 0,879 0,891 0,891 0,831 0,882 0,817 0,497
F 194,04 157,49 79,99 181,21 203,63 205,16 122,81 186,65 11,67 24,69
P - уровень 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
Кол-во рег-ов 79 79 79 79 79 79 79 79 79 79
*) Параметр имеет 1% значимость. **) Параметр имеет 5% значимость. ***) Параметр имеет 10% значимость.
Очевидно, что данное снижение коэффициента регрессии произошло из-за падения уровня доходов от предпринимательской деятельности, от собственности и других
доходов, не входящих в легальную заработную плату или социальные выплаты в период кризиса (см. табл. 5).
Коэффициент при переменной «ожидаемая продолжительность жизни» оказался в данном варианте расчёта статистически малозначимым. Аналогичные тенденции в динамике коэффициентов наблюдаются и в другом варианте расчёта, где в качестве переменной, характеризующей человеческий капитал используется показатель «доля занятых с высшим образованием» в общей численности занятого в экономике регионов населения (см. табл. 6). Можно отметить только некоторые особенности результатов, полученных в данном варианте расчёта. Во-первых, коэффициент при переменной «ожидаемая продолжительность жизни» оказался положительным и статистически значимым для 2009-го года. То есть, можно предположить, что «специфический человеческий капитал» оказывал в данном году положительное влияние не только на доходы от предпринимательской деятельности и от собственности, но и на всю совокупность доходов населения. Во-вторых, во время кризиса отдача человеческого капитала, выраженного переменной «доля занятых с высшим образованием» упала более значительно, чем социальная норма отдачи образования, рассчитанная при использовании показателя «уровень образования» работающего населения. Действительно, в период восстановительного роста экономики в 2000-2006 гг. увеличение на один процентный пункт доли занятых с высшим образованием соответствовало увеличению доходов населения регионов в расчёте на одного занятого на 3%-4%, но в 2008-м году этот коэффициент упал до 1%, а в 2009-м до 0,6 % (см. табл. 6).
Для того чтобы ответить на вопрос, с какими процессами и явлениями связано такое резкое падение экстернальной нормы отдачи высшего образования в экономике России, какие причины его вызвали, потребуется провести дальнейшие исследования, в частности, по данным за следующие после кризиса годы.
Таблица 6
Взаимосвязь доходов в расчёте на одного занятого с долей занятых с высшим образованием, фондовооружённостью труда (ОФ по остаточной стоимости на конец года), и ожидаемой продолжительностью жизни при рождении
Показатели регрессии 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г. 2005 г. 2006 г. 2007 г. 2008 г. 2009 г.
Константа 1п А 1,919*** 7,411* 7,913* 4,849* 7,368* 5,997* 8,387* 6,654* 7,636* 6,144*
Ст. ошибка 0,975 0,834 1,342 0,720 0,671 0,517 0,776 0,677 0,618 0,706
^статистика 1,969 8,886 5,894 6,731 10,985 11,603 10,804 9,824 12,355 8,706
Значимость 0,053 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
Коэф. а (В) 0,850* 0,634* 0,118* 0,618* 0,582* 0,505* 0,196* 0,438* 0,374* 0,373*
Ст. ошибка 0,074 0,056 0,039 0,058 0,054 0,043 0,036 0,041 0,037 0,053
Beta 0,461* 0,526* 0,264* 0,447* 0,435* 0,456* 0,293* 0,511* 0,671* 0,549*
t-статистика 11,569 11,290 2,996 10,734 10,775 11,744 5,474 10,612 10,213 6,989
Значимость 0,000 0,000 0,004 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
Коэф. у (B) 0,041* 0,036* 0,037* 0,038* 0,038* 0,034* 0,034* 0,024* 0,010* 0,006***
Ст. ошибка 0,003 0,003 0,005 0,003 0,004 0,003 0,003 0,003 0,003 0,003
Beta 0,753* 0,694* 0,648* 0,687* 0,681* 0,690* 0,806* 0,527* 0,301* 0,196***
t-статистика 12,219 10,329 7,175 10,853 10,650 11,800 10,005 7,274 3,382 1,829
Значимость 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,001 0,071
Коэф. b B 0,020 -0,005 -0,006 0,001 0,006 -0,001 -0,007 0,003 0,001 0,029*
Ст. ошибка 0,014 0,013 0,022 0,011 0,011 0,008 0,013 0,010 0,009 0,010
Beta 0,085 -0,024 -0,024 0,008 0,036 -0,007 -0,042 0,018 0,010 0,252*
t-статистика 1,377 -0,365 -0,293 0,126 0,572 -0,111 -0,503 0,274 0,135 2,919
Значимость 0,173 0,716 0,770 0,900 0,569 0,912 0,617 0,785 0,893 0,005
Коэф. дет-ции 0,881 0,842 0,691 0,884 0,810 0,905 0,814 0,890 0,825 0,807
F 185,40 132,76 55,849 190,90 202,88 236,87 109,45 201,46 117,70 103,36
P - уровень 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
Кол-во рег-в 79 79 79 79 79 79 79 79 79 79
*) Параметр имеет 1% значимость.
**) Параметр имеет 5% значимость.
***) Параметр имеет 10% значимость.
Можно констатировать, что человеческий капитал имеет высокую отдачу в экономике России, но нормы частной и социальной отдачи образования не являются стабильными, и имеют тенденцию резко изменяться в период кризиса. Если норма частной отдачи человеческого капитала в период кризиса существенно не изменилась, то норма социальной (особенно экстернальной) отдачи резко снизилась. В целом результаты данного исследования благодаря использованию некоторых новых данных и переменных подтверждают и дополняют полученные ранее автором результаты [7, 8].
Литература
1. Корицкий А.В. Социальная отдача и экстерналии образования в экономике России // Креативная экономика. - 2008. - № 10. - С. 99-107.
2. Корицкий А.В. Частная норма отдачи и экстерналии образования в экономике России // Креативная экономика. - 2008. - 12. - С. 49-57.
3. Корицкий А.В. Влияние человеческого капитала и других факторов производства надоходы населения в регионах России // Креативная экономика. - 2009. - № 2. - С. 90-98.
4. Корицкий А.В. Макроэкономическая оценка влияния образования на объёмы производства в регионах России // Креативная экономика. - 2009. - № 6. - С. 68-77.
5. Hall R.E., Jones C.I. Why do some countries produce so much more output per worker than others? NBER Working Paper Series. Working Paper. - 1998. - May (№ 6564).
6. Caselli F. Accounting for Cross-Country Income Differences, CEP Discussion Paper. - 2005. -January (№ 667).
7. Корицкий А.В. Оценка влияния человеческого капитала на величину доходов населения регионов России // Регион: экономика и социология. - 2007. - № 4. - С. 109-125.
8. Корицкий А.В. Динамика частной и социальной норм отдачи образования в России // Вопросы инновационной экономики. - 2011. - № 1.
Aleksey V. Koritsky
Department of Economic Theory, Siberian University of Consumer Cooperatives
Effect of crisis of 2008-2009 on rates of return of education in Russia
Abstract:
This article discusses the dynamics of private and social rates of return of education in Russia for the period 2000-2009. To calculate the rate of return of education we used a spatial analysis based on the Russian regional statistics. The article shows the relative stability of private rates of return of education in Russia and a sharp decline in the social rate of return of formal education during the crisis period 2008-2009. We may also note a slight increase in economic importance of industrial experience gained with an increase in total experience.
Keywords: human capital, rates of return of education
