Влияние кризиса 2008–2009 гг. на нормы отдачи образования в России
Скачать PDF | Загрузок: 9
Статья в журнале
Вопросы инновационной экономики (РИНЦ, ВАК)
опубликовать статью | оформить подписку
№ 6 (6) за 2011 год
Цитировать:
Корицкий А.В. Влияние кризиса 2008–2009 гг. на нормы отдачи образования в России // Вопросы инновационной экономики. – 2011. – Том 1. – № 6. – С. 10-22.
Эта статья проиндексирована РИНЦ, см. https://elibrary.ru/item.asp?id=16538455
Аннотация:
В статье рассматривается динамика частных и социальных норм отдачи образования в России за период 2000-2009 гг. Для расчета 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, образование, 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:
(1),
где: y — среднемесячная заработная плата (или другая переменная, характеризующая доходы в расчёте на одного занятого в экономике регионов РФ);
k — фондовооружённость труда;
h — человеческий капитал в расчёте на одного работника;
g — 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, 6]. 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:
(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 (B), 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
Станд. ош. t-статист. Значим. |
0,698*
0,633 1,103 0,273 |
1,406*
0,536 2,623 0,011 |
5,624*
1,482 3,796 0,000 |
1,838*
0,393 4,676 0,000 |
1,535*
0,367 4,184 0,000 |
1,814*
0,360 5,043 0,000 |
3,549*
0,603 5,888 0,000 |
3,789*
0,384 9,856 0,000 |
5,203*
0,418 12,443 0,000 |
3,692*
0,460 8,018 0,000 |
|
Коэф. (B)
Ст. ош. Beta t-статист. Значим. |
0,959*
0,064 0,782* 14,997 0,000 |
0,800*
0,048 0,766* 16,721 0,000 |
0,073***
0,042 0,224*** 1,748 0,085 |
0,751*
0,041 0,770* 18,265 0,000 |
0,697*
0,038 0,727* 18,174 0,000 |
0,638*
0,035 0,727* 18,178 0,000 |
0,234*
0,038 0,417* 6,087 0,000 |
0,526*
0,038 0,686* 13,991 0,000 |
0,491*
0,034 0,758* 14,355 0,000 |
0,469*
0,040 0,646* 11,808 0,000 |
|
Коэф. (B)
Станд. ош. Beta t-статист. Значим. |
0,278*
0,043 0,475* 6,514 0,000 |
0,342*
0,046 0,455* 7,522 0,000 |
0,365*
0,089 0,512* 4,113 0,000 |
0,365*
0,046 0,469* 7,995 0,000 |
0,436*
0,047 0,560* 9,378 0,000 |
0,466*
0,043 0,608* 10,916 0,000 |
0,569*
0,064 0,839* 8,933 0,000 |
0,410*
0,051 0,542* 8,024 0,000 |
0,311*
0,049 0,421* 6,306 0,000 |
0,459*
0,055 0,596* 8,365 0,000 |
|
Коэф. b (B)
Ст. ош. Beta t-статист. Значим. |
-0,02***
0,011 -0,14*** -1,881 0,064 |
-0,029*
0,010 -0,18* -3,034 0,003 |
-0,036
0,022 -0,183 -1,620 0,109 |
-0,032*
0,007 -0,254* -4,563 0,000 |
-0,035*
0,007 -0,29* -5,163 0,000 |
-0,037*
0,006 -0,329* -6,027 0,000 |
-0,045*
0,012 -0,343* -3,594 0,000 |
-0,042*
0,008 -0,398 -5,198 0,000 |
-0,040*
0,008 -0,28* -5,123 0,000 |
-0,045*
0,009 -0,321 -5,046 0,000 |
|
Коэф. дет.
F P– ур-нь Кол-во рег. |
0,797
98,248 0,000 79 |
0,852
143,48 0,000 79 |
0,356
13,834 0,000 79 |
0,890
202,64 0,000 79 |
0,903
231,69 0,000 79 |
0,903
232,61 0,000 79 |
0,699
58,055 0,000 79 |
0,902
229,79 0,000 79 |
0,896
216,14 0,000 79 |
0,869
166,47 0,000 79 |
**) 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. ln A
Ст. ошибка t-статистика Значимость |
4,386*
0,843 5,200 0,000 |
5,422*
0,741 7,321 0,000 |
9,623*
1,512 6,366 0,000 |
6,113*
0,511 11,952 0,000 |
6,359*
0,475 13,387 0,000 |
7,380*
0,423 17,432 0,000 |
10,56*
0,890 11,872 0,000 |
8,764*
0,571 15,341 0,000 |
9,270*
0,537 17,248 0,000 |
10,149*
0,695 14,597 0,000 |
|
Коэф. (B)
Ст. ошибка Beta t-статистика Значимость |
0,980*
0,064 0,799* 15,417 0,000 |
0,836*
0,050 0,800* 16,76 0,000 |
0,111**
0,044 0,341** 2,500 0,015 |
0,803*
0,041 0,823* 19,638 0,000 |
0,769*
0,038 0,801* 20,103 0,000 |
0,685*
0,035 0,781* 19,431 0,000 |
0,265*
0,041 0,472* 6,452 0,000 |
0,573*
0,035 0,727* 16,456 0,000 |
0,503*
0,032 0,777* 15,807 0,000 |
0,438*
0,053 0,554* 8,338 0,000 |
|
Коэф. (B)
Ст. ошибка Beta t-статистика Значимость |
0,019*
0,003 0,528* 6,578 0,000 |
0,020*
0,003 0,448* 6,503 0,000 |
0,013**
0,006 0,315** 2,251 0,027 |
0,018*
0,002 0,474* 7,431 0,000 |
0,022*
0,003 0,541* 8,563 0,000 |
0,025*
0,002 0,632* 10,453 0,000 |
0,030*
0,004 0,848* 7,717 0,000 |
0,022*
0,003 0,548* 8,033 0,000 |
0,017*
0,002 0,452* 6,800 0,000 |
0,027*
0,003 0,739* 8,136 0,000 |
|
Коэф. b (B)
Ст. ошибка Beta t-стат-ка Значим. |
-0,032**
0,012 -0,208** 0,012 |
-0,034*
0,011 -0,207* -3,036 0,003 |
-0,034
0,025 -0,171 -1,364 0,177 |
-0,038*
0,008 -0,297* -4,717 0,000 |
-0,037*
0,007 -0,313* -5,013 0,000 |
-0,045*
0,007 -0,393* -6,448 0,000 |
-0,054*
0,015 -0,412* -3,650 0,000 |
-0,050*
0,009 0,548* 8,033 0,000 |
-0,047*
0,008 -0,330 -5,800 0,000 |
-0,058*
0,010 -0,437* -0,981 0,000 |
|
Коэф. дет-ции
F P – уровень Кол-во рег-в |
0,799
99,136 0,000 79 |
0,834
125,17 0,000 79 |
0,261
8,829 0,000 79 |
0,883
188,40 0,000 79 |
0,893
209,20 0,000 79 |
0,898
219,48 0,000 79 |
0,654
47,19 0,000 79 |
0,902
230,04 0,000 79 |
0,902
229,74 0,000 79 |
0,862
153,72 0,000 78 |
**) 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. ln A
Ст. ошибка t-статистика Значимость |
-10,61*
1,076 -9,86 0,000 |
-7,542*
1,057 -7,133 0,000 |
-7,096*
1,759 -4,033 0,000 |
-17,97*
1,998 -8,996 0,000 |
-9,182*
0,991 -9,264 0,000 |
-6,385*
0,901 -7,083 0,000 |
-3,829*
0,769 -4,978 0,000 |
-2,861*
0,861 -3,323 0,001 |
4,291*
0,975 4,402 0,000 |
1,76***
0,964 1,827 0,072 |
|
Коэф. (B)
Ст. ошибка Beta t-статистика Значимость |
0,635*
0,109 0,262* 5,840 0,000 |
0,394*
0,094 0,237* 4,175 0,000 |
0,127**
0,050 0,204** 2,574 0,012 |
0,396***
0,209 0,108*** 1,894 0,062 |
0,193***
0,104 0,101*** 1,863 0,066 |
0,248*
0,088 0,159* 2,825 0,006 |
0,095***
0,049 0,108* 1,939 0,056 |
0,246*
0,084 0,221* 2,918 0,005 |
0,268*
0,080 0,410* 3,362 0,001 |
0,144***
0,083 0,172*** 1,731 0,088 |
|
Коэф. (B)
Ст. ошибка Beta t-статистика Значимость |
0,784*
0,073 0,677* 10,785 0,000 |
0,780*
0,090 0,653* 8,682 0,000 |
0,887*
0,106 0,647* 8,405 0,000 |
1,581*
0,232 0,541* 6,819 0,000 |
0,963*
0,126 0,633* 7,658 0,000 |
0,744*
0,107 0,547* 6,954 0,000 |
0,654*
0,081 0,612* 8,035 0,000 |
0,480*
0,114 0,419* 4,019 0,000 |
-0,029
0,115 -0,039 -0,252 0,801 |
-0,005
0,115 -0,006 -0,045 0,964 |
|
Коэф. b (B)
Ст. ошибка Beta t-стат-ка Значимость |
0,079*
0,019 0,258* 4,114 0,000 |
0,053*
0,019 0,203* 2,760 0,007 |
0,048***
0,027 0,126*** 1,805 0,075 |
0,175*
0,036 0,366* 4,855 0,000 |
0,067*
0,018 0,284* 3,699 0,000 |
0,065*
0,016 0,323* 4,191 0,000 |
0,060*
0,016 0,292* 3,774 0,000 |
0,070*
0,018 0,345* 3,901 0,000 |
0,057*
0,018 0,397* 3,149 0,002 |
0,106*
0,019 0,656* 5,688 0,000 |
|
Коэф. дет-ции
F P – уровень Кол-во рег-в |
0,849
141,022 0,000 79 |
0,771
84,205 0,000 79 |
0,754
76,548 0,000 79 |
0,799
99,377 0,000 79 |
0,820
113,81 0,000 79 |
0,807
104,41 0,000 79 |
0,802
101,09 0,000 79 |
0,766
82,045 0,000 79 |
0,447
20,232 0,000 79 |
0,570
33,108 0,000 79 |
**) 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
регрессии |
2000 г.
|
2001 г.
|
2002 г.
|
2003 г.
|
2004 г.
|
2005 г.
|
2006 г.
|
2007 г.
|
2008 г.
|
2009 г.
|
|
Конст. ln A
Ст. ошибка t-статистика Значимость |
-0,502
1,485 -0,338 0,736 |
2,062
1,414 1,459 0,149 |
4,353**
1,774 2,454 0,016 |
3,954*
1,024 3,861 0,000 |
1,867
1,208 1,545 0,127 |
2,966*
0,982 3,020 0,003 |
4,601*
1,070 4,302 0,000 |
3,066**
1,255 2,443 0,017 |
4,158*
1,288 3,228 0,002 |
0,481
1,380 0,349 0,728 |
|
Коэф. (B)
Ст. ошибка Beta t-статистика Значимость |
0,695*
0,112 0,287 6,212 0,000 |
0,468*
0,095 0,282* 4,917 0,000 |
0,147*
0,052 0,236* 2,831 0,006 |
0,297*
0,082 0,191* 3,628 0,001 |
0,345*
0,097 0,181* 3,542 0,001 |
0,318*
0,082 0,204* 3,891 0,000 |
0,130*
0,049 0,148* 2,640 0,010 |
0,287*
0,076 0,258* 3,759 0,000 |
0,257*
0,076 0,393 3,269 0,001 |
0,366*
0,104 0,384* 3,512 0,001 |
|
Коэф. (B)
Ст. ошибка Beta t-статистика Значимость |
0,053*
0,005 0,733* 10,24 0,000 |
0,049*
0,008 0,683* 8,249 0,000 |
0,051*
0,007 0,633* 7,411 0,000 |
0,044*
0,005 0,700* 8,774 0,000 |
0,051*
0,006 0,636* 7,905 0,000 |
0,044*
0,006 0,620* 7,850 0,000 |
0,036*
0,005 0,660* 7,853 0,000 |
0,027*
0,006 0,460* 4,450 0,000 |
-0,000
0,006 -0,002 -0,011 0,991 |
-0,007
0,007 -0,167 -1,121 0,266 |
|
Коэф. b B
Ст. ошибка Beta t-статистика Значимость |
0,053**
0,022 0,173** 2,416 0,016 |
0,035
0,021 0,134 1,631 0,107 |
0,027
0,029 0,070 0,914 0,364 |
0,030**
0,016 0,150** 1,905 0,061 |
0,055*
0,019 0,231* 2,887 0,005 |
0,046*
0,016 0,225* 2,827 0,006 |
0,043**
0,018 0,209** 2,418 0,018 |
0,056*
0,019 0,277* 2,929 0,005 |
0,054*
0,019 0,378 2,801 0,006 |
0,105*
0,019 0,655* 5,454 0,000 |
|
Коэф. дет-ции
F P – уровень Кол. регионов |
0,840
131,114 0,000 79 |
0,759
78,88 0,000 79 |
0,724
65,59 0,000 79 |
0,816
111,00 0,000 79 |
0,825
117,80 0,000 79 |
0,826
118,32 0,000 79 |
0,798
98,485 0,000 79 |
0,775
86,336 0,000 79 |
0,447
20,194 0,000 79 |
0,626
41,245 0,000 79 |
**) Параметр имеет 5% значимость.
***) Параметр имеет 10% значимость.
Ненормированный коэффициент (B) 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 (B) 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
регрессии |
2000 г.
|
2001 г.
|
2002 г.
|
2003 г.
|
2004 г.
|
2005 г.
|
2006 г.
|
2007 г.
|
2008 г.
|
2009 г.
|
|
Конст. ln A
Ст. ошибка t-статистика Значимость |
-5,998*
0,714 -8,399 0,000 |
0,290
0,595 0,487 0,628 |
-0,885
1,237 -0,699 0,487 |
-3,773*
0,585 -6,449 0,000 |
-0,952***
0,542 -1,758 0,083 |
-1,496*
0,481 -3,113 0,003 |
0,549
0,538 1,020 0,311 |
1,385*
0,471 2,938 0,004 |
5,397*
0,478 11,289 0,000 |
5,118*
0,894 5,727 0,000 |
|
Коэф. (B)
Ст. ошибка Beta t-статистика Значимость |
0,804*
0,072 0,436* 11,137 0,000 |
0,577*
0,053 0,478* 10,863 0,000 |
0,091**
0,035 0,204* 2,617 0,011 |
0,522*
0,061 0,378* 8,531 0,000 |
0,465*
0,057 0,348* 8,210 0,000 |
0,447*
0,047 0,403* 9,527 0,000 |
0,163*
0,034 0,244* 4,745 0,000 |
0,396*
0,046 0,462* 8,599 0,000 |
0,375*
0,039 0,673* 9,592 0,000 |
0,302*
0,045 0,559* 6,680 0,000 |
|
Коэф. (B)
Ст. ошибка Beta t-статистика Значимость |
0,607*
0,048 0,688* 12,590 0,000 |
0,587*
0,050 0,676* 11,627 0,000 |
0,701*
0,074 0,715* 9,447 0,000 |
0,709*
0,068 0,644* 10,447 0,000 |
0,733*
0,069 0,676* 10,678 0,000 |
0,608*
0,057 0,628* 10,644 0,000 |
0,617*
0,057 0,763* 10,840 0,000 |
0,418*
0,063 0,495* 6,675 0,000 |
0,157*
0,056 0,247* 2,790 0,007 |
0,224*
0,074 0,276* 3,011 0,004 |
|
Коэф. b B
Ст. ошибка Beta t-статистика Значимость |
0,042*
0,013 0,178* 3,257 0,002 |
0,007
0,011 0,38 0,660 0,512 |
0,006
0,019 0,023 0,333 0,740 |
0,017
0,011 0,094 1,607 0,112 |
0,014
0,010 0,084 1,403 0,165 |
0,013
0,008 0,088 1,532 0,130 |
0,008
0,011 0,049 0,683 0,497 |
0,014
0,010 0,088 1,401 0,165 |
0,007
0,009 0,060 0,827 0,411 |
0,010
0,008 0,114 1,268 0,209 |
|
Коэф. дет-ции
F P – уровень Кол-во рег-ов |
0,886
194,04 0,000 79 |
0,863
157,49 0,000 79 |
0,762
79,99 0,000 79 |
0,879
181,21 0,000 79 |
0,891
203,63 0,000 79 |
0,891
205,16 0,000 79 |
0,831
122,81 0,000 79 |
0,882
186,65 0,000 79 |
0,817
11,67 0,000 79 |
0,497
24,69 0,000 79 |
**) 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 % ( 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 ln A
Ст. ошибка t-статистика Значимость |
1,919***
0,975 1,969 0,053 |
7,411*
0,834 8,886 0,000 |
7,913*
1,342 5,894 0,000 |
4,849*
0,720 6,731 0,000 |
7,368*
0,671 10,985 0,000 |
5,997*
0,517 11,603 0,000 |
8,387*
0,776 10,804 0,000 |
6,654*
0,677 9,824 0,000 |
7,636*
0,618 12,355 0,000 |
6,144*
0,706 8,706 0,000 |
|
Коэф. (B)
Ст. ошибка Beta t-статистика Значимость |
0,850*
0,074 0,461* 11,569 0,000 |
0,634*
0,056 0,526* 11,290 0,000 |
0,118*
0,039 0,264* 2,996 0,004 |
0,618*
0,058 0,447* 10,734 0,000 |
0,582*
0,054 0,435* 10,775 0,000 |
0,505*
0,043 0,456* 11,744 0,000 |
0,196*
0,036 0,293* 5,474 0,000 |
0,438*
0,041 0,511* 10,612 0,000 |
0,374*
0,037 0,671* 10,213 0,000 |
0,373*
0,053 0,549* 6,989 0,000 |
|
Коэф. (B)
Ст. ошибка Beta t-статистика Значимость |
0,041*
0,003 0,753* 12,219 0,000 |
0,036*
0,003 0,694* 10,329 0,000 |
0,037*
0,005 0,648* 7,175 0,000 |
0,038*
0,003 0,687* 10,853 0,000 |
0,038*
0,004 0,681* 10,650 0,000 |
0,034*
0,003 0,690* 11,800 0,000 |
0,034*
0,003 0,806* 10,005 0,000 |
0,024*
0,003 0,527* 7,274 0,000 |
0,010*
0,003 0,301* 3,382 0,001 |
0,006***
0,003 0,196*** 1,829 0,071 |
|
Коэф. b B
Ст. ошибка Beta t-статистика Значимость |
0,020
0,014 0,085 1,377 0,173 |
-0,005
0,013 -0,024 -0,365 0,716 |
-0,006
0,022 -0,024 -0,293 0,770 |
0,001
0,011 0,008 0,126 0,900 |
0,006
0,011 0,036 0,572 0,569 |
-0,001
0,008 -0,007 -0,111 0,912 |
-0,007
0,013 -0,042 -0,503 0,617 |
0,003
0,010 0,018 0,274 0,785 |
0,001
0,009 0,010 0,135 0,893 |
0,029*
0,010 0,252* 2,919 0,005 |
|
Коэф. дет-ции
F P – уровень Кол-во рег-в |
0,881
185,40 0,000 79 |
0,842
132,76 0,000 79 |
0,691
55,849 0,000 79 |
0,884
190,90 0,000 79 |
0,810
202,88 0,000 79 |
0,905
236,87 0,000 79 |
0,814
109,45 0,000 79 |
0,890
201,46 0,000 79 |
0,825
117,70 0,000 79 |
0,807
103,36 0,000 79 |
**) 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]
Источники:
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.
Страница обновлена: 24.07.2024 в 01:02:59