ADAPTIVE AIR-TO-FUEL RATIO AND TORQUE CONTROL OF INJECTOR INTERNAL COMBUSTION ENGINES
УДК 338
Эконометрическая оценка влияния инноваций на экономическую безопасность страны
Федораев С. В.
fedoraev-spb@yandex.ru
Санкт-Петербургский национальный исследовательский университет информационных технологий, механики и оптики
Институт холода и биотехнологий
В статье анализируются причинно-следственные связи между затратами на исследования и разработки и инвестиции в инновации и уровнем экономической безопасности страны, обосновываются и интерпретируются соответствующие эконометрические факторные модели. Ключевые слова: экономическая безопасность, экономический рост, неравенство, производительность труда, затраты на исследования и разработки, инвестиции в инновации.
Согласно Стратегии национальной безопасности Российской Федерации до 2020 года, экономический рост на основе инновационной модели является приоритетным направлением обеспечения национальной безопасности, а развитие национальной инновационной системы и высокотехнологичных секторов экономики полагается важным фактором противодействия угрозам экономической безопасности страны. В этой связи актуальное и важное значение приобретают эконометрические модели, которые адекватно отражают характер и степень влияния инноваций на экономический рост и, соответственно, на экономическую безопасность страны и могут быть использованы для прогнозирования результатов усиления инновационной составляющей экономики.
Состояние экономики страны с точки зрения ее экономической безопасности характеризуется достаточно большим числом макроэкономических показателей и их производных. В экономической литературе существуют различные подходы к выбору таких показателей, но в целом можно говорить о преобладании индикаторного метода оценки экономической безопасности, который предполагает формирование системы показателей-индикаторов и определение для них пороговых значений – критических с точки зрения обеспечения экономической безопасности.
Тем не менее, индикаторный метод оценки экономической безопасности подвергается резкой критике известными российскими учеными. Так, бывший советник Президента РФ по экономическим вопросам, а ныне директор Института экономического анализа А. Н. Иларионов отмечает, что в мире нет ни одной страны, которая бы не выходила за пределы пороговых значений индикаторов экономической безопасности [1, с. 39]. По мнению заведующего отделом Института мировой экономики и международных отношений РАН
С. А. Афонцева, на сегодняшний день отсутствует удовлетворительная методология обоснования этих пороговых значений, что делает их использование сомнительным [2, с. 39].
На наш взгляд, главный недостаток индикаторных систем показателей экономической безопасности состоит в том, что в них оказываются перемешанными показатели, характеризующие конечные результаты социальноэкономического развития страны, и показатели – факторы этого развития. Формируя систему показателей экономической безопасности, следует придерживаться следующей логики: сначала дается определение исследуемого явления, затем выбирается адекватный ему оценочный результативный показатель и только после этого обосновываются влияющие на него факторы.
Как показывает анализ мнений отечественных и зарубежных экономистов, когда речь заходит об экономической безопасности, то все ее определения формулируются на основе четырех ключевых понятий: «интересы» (национальные, государственные, общественные, личности), «независимость» (национальной экономики от внешних рынков, экономической политики от влияния извне), «конкурентоспособность» (национальной экономики), «устойчивость» (национальной экономики, социально-экономического развития).
В указанном перечне базовых понятий есть только одно понятие, которое может рассматриваться в качестве объективного признака наличия экономической безопасности страны, – это устойчивое и прогрессивное развитие национальной экономики. Оно в равной степени отвечает и интересам отдельной личности, и интересам государства в целом. А независимость или зависимость национальной экономики от внешних рынков, национальной экономической политики от влияния со стороны других государств, уровень конкурентоспособности национальной экономики – это лишь факторы, которые способствуют или препятствуют ее устойчивому и прогрессивному развитию.
Таким образом, экономическая безопасность страны – это такое состояние национальной экономики, которое гарантированно обеспечивает ее дальнейшее устойчивое и прогрессивное развитие в условиях внутренних и внешних по отношению к национальной экономике деструктивных факторов.
Заметим, что между понятиями «экономическое развитие» и «экономический рост» нельзя ставить знак равенства. Сводить экономическое развитие и, соответственно, экономическую безопасность только к экономическому росту, беря за основу, например, объем валового внутреннего продукта (ВВП) на душу населения, представляется некорректным. Безусловно, удельный размер производимых общественных благ является важным показателем экономического развития, но он лишь характеризует «потенциальный» уровень общественных благ, доступных каждому человеку в случае равномерного распределения ВВП. Однако в реальности это распределение не является равномерным, поскольку дифференциация населения по уровню денежных доходов обуславливает разные возможности в доступе к результатам экономического воспроизводства.
Учитывая указанное обстоятельство, экономическую безопасность страны следует рассматривать как сложное свойство национальной экономики, выде-
ляя в нем две составляющие: способность к экономическому росту и возможность обеспечения доступа к результатам этого роста как можно большей части населения. Каждая из них в отдельности достаточно просто характеризуется с помощью используемых в экономической науке показателей. Экономический рост можно оценить на основе показателей динамики ВВП на душу населения, а для характеристики распределения его результатов можно использовать различные показатели дифференциации денежных доходов – коэффициент Джини, коэффициент фондов, индекс Аткинсона и др.
Сложность заключается в объединении показателей, характеризующих два основных аспекта экономической безопасности, в один комплексный показатель. В идеале необходимо «скрестить» в одной функциональной формуле в качестве ее параметров показатель ВВП на душу населения и один из показателей дифференциации денежных доходов. Проведенный анализ способов расчета показателей, используемых в экономической практике при исследовании неравенства в распределении денежных доходов, позволяет сделать вывод о том, что искомым показателем дифференциации является индекс Аткинсона, имеющий два варианта расчета:
где xi – величина душевого денежного дохода i-го индивида; ε – показатель уровня неприязни населения к неравенству в доходах; n – численность населения; x – среднее арифметическое значение душевого дохода.
В обоих варианта расчета индекса Аткинсона используется показатель среднедушевого дохода. При этом объем ВВП на душу населения можно рассматривать как величину, прямо пропорциональную среднедушевому доходу, а сам индекс использовать для оценки неравенства в доступе населения к результатам экономического воспроизводства.
Выражение, стоящее в числителе дроби первой формулы индекса, является средней степенной со степенью 1 – ε, а аналогичное выражение во второй формуле – средней геометрической. Заметим, что в существующей классификации средних величин средняя геометрическая также относится к категории средних степенных и характеризуется нулевой степенью, поскольку представляет собой предел средней степенной при стремлении значения степени к нулю.
Таким образом, при наличии неравенства в распределении доходов и антипатии к нему со стороны населения расчет индекса Аткинсона сводится к выбору степени формулы средней степенной из интервала значений от – ∞ до 1,
не включая правой границы, и сопоставлению этой средней со средней арифметической. Такой подход делает индекс комплексным показателем, совмещающим формальную оценку уровня социального неравенства с оценкой отношения к этому неравенству самого населения.
К сожалению, это достоинство индекса Аткинсона одновременно является его недостатком, поскольку однозначно, а тем более формализовано, определить величину ε нельзя. Некоторые исследователи пытаются дать количественную оценку неприязни населения к неравенству, используя для этого процедуры социального опроса, не обосновывая при этом шкалы оценок и делая субъективным конечный результат [3]. Другие авторы используют заранее заданный набор значений ε (например, ε = 0,5, 1, 2) или ограничиваются лишь одним значением ε = 1 [4, 5].
Математически можно доказать, что превышение ε единичного значения и его дальнейшее увеличение делает индекс Аткинсона более чувствительным к смещениям в нижней части распределения доходов, а стремление к нулю – в верхней части. Тогда принятие ε = 1, при котором имеет место одинаковая чувствительность к изменениям во всем диапазоне распределения, может рассматриваться в качестве компромиссного решения. К тому же сопоставление средней геометрической и средней арифметической имеет простой экономикостатистический смысл. Рассмотрим последнее утверждение более подробно.
Из социальной статистики известно, что распределение населения по величине денежных доходов подчиняется логарифмически нормальному (логнормальному) закону. Одним из свойств такого распределения является строго упорядоченное расположение среднего арифметического значения, медианы и
моды: x > xmed > xmod . Это значит, что среднее арифметическое значение ду-
шевого дохода всегда дает завышенную оценку общего уровня доходов по сравнению с медианным, также как медианное значение – по сравнению с модальным. Причем, чем больше неравномерность распределения индивидуальных значений душевого дохода, тем сильнее расхождение в оценках. В результате возможна ситуация, когда большинство населения имеет доходы ниже среднего уровня, и ориентироваться на этот формальный показатель не имеет смысла. Модальное значение также непригодно для оценки общего уровня доходов, поскольку люди, имеющие доходы, близкие к моде, составляют, как правило, незначительную часть населения. Кроме того, мода логнормального распределения имеет более высокую чувствительность к изменениям в нижней части распределения, чем в верхней. В этой связи гораздо предпочтительнее выглядит использование медианы, которая лишена указанного недостатка. К тому же она делит население на две равные части по уровню денежных доходов и таким образом является четким ориентиром для каждого индивида в оценке его личного благополучия.
Заметим, что по мере роста дифференциации доходов смещение медианы вниз относительно среднего значения увеличивается. Следовательно, медиана определенном смысле является характеристикой неравенства, и переход к ней
от среднего значения позволяет совместить оценку уровня доходов населения и оценку их дифференциации.
Поскольку в условиях рыночной экономики доступ населения к общественным благам в целом прямо пропорционален денежным доходам, то смещение в оценке уровня душевых доходов должно приводить к пропорциональному смещению в оценке уровня душевого ВВП:
, где ymed , y – медианное и среднее арифметическое значения душевого ВВП;
xmed , x – медианное и среднее арифметическое значения душевого дохода. Следовательно, переход от среднедушевого ВВП к его медиане можно осуществить на основе индекса Аткинсона, предварительно рассчитанного в качестве характеристики дифференциации денежных доходов:
. В последнее время статистические службы многих стран, оценивая неравенство доходов, рассчитывают не только среднее арифметическое, но и медианное значение душевых денежных доходов. В этом случае Aε = 1 можно рассчитать, полагая медиану равной средней геометрической. В таблице 1 представлены средние арифметические и медианные значения годовых душевых денежных доходов стран – членов Организации экономического сотрудничества и развития (ОЭСР), взятые из ее информационной базы [6]. Рассчитанные на их основе значения индекса Аткинсона указывают на заметную вариацию неравенства в распределении доходов, которое соответствующим образом снижает оценку их общего уровня. Основная часть стран (18 из 34) имеют смещение медианы относительно среднего значения на 10-15%. Наилучшую позицию в этом вопросе занимает Словения, для которой смещение составляет всего лишь 6,4%. В худшем положении находится Мексика. Для нее смещение в оценке уровня доходов составляет почти одну треть. Рассчитаем аналогичные показатели для России. По данным Росстата, в 2008 г. среднее арифметическое значение душевого дохода в пересчете на один месяц составило 14 948 руб. [7]. При этом имело место распределение населения по величине душевого дохода, представленное в таблице 2. Используя формулу медианы интервального ряда распределения получаем медианное значение душевого дохода за месяц 11 163 руб. При этом Aε=1 = 0,253, то есть смещение в оценке уровня доходов имеет весьма существенную величину – 25,3%. Такой же уровень дифференциации доходов наблюдается в Турции, которую «обгоняют» в этом отношении только две страны, входящие в ОЭСР, – Мексика и Чили.
Таблица 1 Показатели душевых денежных доходов (в единицах национальной валюты)
и их дифференциации в странах ОЭСР в 2008 г.
Страна
Австралия Австрия Бельгия Великобритания Венгрия (2007) Германия Греция Дания (2007) Израиль Ирландия Исландия Испания Италия Канада Корея Люксембург Мексика
Доход за год средний медиана
47284 40435 24530 22069 23100 21316 19317 15926 1393410 1227537 22080 19062 16399 14203 211527 197245 73350 60980 28585 24991 4189136 3550553 16734 14960 18240 15389 39492 33972 19367298 17394028 40055 35044 57963 39106
A 1 Страна
0,145 Нидерланды 0,100 Новая Зеландия 0,077 Норвегия 0,176 Польша 0,119 Португалия 0,137 Словакия 0,134 Словения 0,068 США 0,169 Турция (2007) 0,126 Финляндия 0,152 Франция 0,106 Чехия 0,156 Чили (2009) 0,140 Швейцария 0,102 Швеция 0,125 Эстония 0,325 Япония (2006)
Доход за год средний медиана
24945 21516 40609 33882 327423 304758 24114 20930 11521 9229 7374 6618 14653 13717 35717 29303 8762 6549 25038 23007 24197 20709 230367 203993 4697569 2939328 60058 51671 233820 217399 7940 6888 2963009 2597006
A1
0,137 0,166 0,069 0,132 0,199 0,103 0,064 0,180 0,253 0,081 0,144 0,114 0,374 0,140 0,070 0,132 0,124
Таблица 2 Распределение населения России по величине душевого дохода в 2008 г.
Душевой доход, руб./мес.
до 3500,0 3500,1 – 5000,0 5000,1 – 7000,0 7000,1 – 10000,0
Доля в общей численности, %
7,3 8,6 12,5 16,9
Душевой доход, руб./мес.
10000,1 – 15000,0 15000,1 – 25000,0 25000,1 – 35000,0 свыше 35000,0
Доля в общей численности, %
20,2 19,8 7,7 7,0
Чтобы оценить, какой вклад в динамику уровня экономического развития конкретной страны, с точки зрения возможности ее населения получать общественные блага, внес каждый из факторов экономической безопасности – экономический рост и изменения в дифференциации денежных доходов населения – можно использовать индексный метод факторного анализа, рассчитав соответствующие показатели динамики. Для удобства расчетов вместо индекса Аткинсона будем использовать другой, производный от него показатель – коэффициент равномерности распределения доходов населения (далее – коэффициент равномерности):
.
Использование коэффициента равномерности превращает формулу медианы душевого ВВП в простую мультипликативную факторную модель:
.
При этом факторный анализ динамики медианы душевого ВВП сводится к расчету трех взаимосвязанных индексов:
где ymed1, y1 , Kр1 – значения медианы ВВП, среднедушевого ВВП и коэффициента равномерности в отчетном году;
ymed0, y0 , Kр0 – их значения в предшествующем году. Для примера проведем факторный анализ динамики медианы душевого ВВП в России в 2009 г. по сравнению с 2008 г., используя для этого годовые данные о величине реального ВВП и численности населения [7]. В 2008 г. ВВП составил 41 276,8 млрд руб., а в 2009 г. в ценах 2008 г. – 38 048,4 млрд руб. С учетом уменьшения среднегодовой численности населения со 141 956,4 до 141 909,3 тыс. чел. объем ВВП на душу населения снизился с 290 771 до 268 118 руб. Согласно проведенным ранее расчетам, индекс Аткинсона, характеризующий неравномерность распределения душевого дохода среди россиян, в 2008 г. составил 0,253. Ему соответствует значение коэффициента равномерности 0,747. При этом медиана душевого ВВП составляет 217 206 руб. В 2009 г. реальный среднедушевой доход россиян в пересчете на один месяц составил 17 009 руб., а рассчитанная по данным распределения населения по величине душевого дохода за этот год медиана месячного душевого дохода – 12 745 руб. При этом коэффициент равномерности денежных доходов населения составил 0,749, а медиана душевого ВВП – 200 820 руб. В результате индексы динамики медианного и среднего значения душевого ВВП и коэффициента равномерности составили соответственно:
Это значит, что в 2009 г. по сравнению с 2008 г. уровень экономического развития России, с точки зрения возможности ее населения получать общественные блага, снизился на 7,5%. Причем, экономический спад потенциально обусловил снижение этого уровня на 7,8%. Однако небольшое уменьшение дифференциации доходов населения смягчило его влияние, обеспечив со своей стороны потенциальный рост уровня экономического развития на 0,3%. Таким образом, в 2009 г. российская экономика не смогла обеспечить прогрессивное экономическое развитие страны. Более того, вследствие экономического кризиса это развитие было повернуто вспять. Следовательно, в этом периоде страна не обладала экономической безопасностью.
Таким образом, критерием обеспечения экономической безопасности страны является экономический рост, скорректированный с учетом изменения неравномерности доступа населения к его результатам. Чем сильнее этот рост, тем выше уровень экономической безопасности.
Экономический рост зависит от многих факторов. Расширенное экономическое воспроизводство делает возможным наличие природных и трудовых ресурсов, капитала, производственных и организационных технологий, предпринимательской инициативы. При этом экономический рост может быть обусловлен как увеличением объема факторов производства (экстенсивный рост), так и улучшением качества их использования (интенсивный рост).
Экстенсивный рост является более простым типом роста и позволяет сравнительно быстро и дешево наращивать экономический потенциал. Тем не менее, как показывает опыт развития западных стран, с течением времени экстенсивный экономический рост неизбежно уступает место интенсивному росту, в основе которого лежит постоянное увеличение производительности труда.
Полагая увеличение производительности труда существенным фактором экономического роста, преобразуем формулу среднеарифметического значения душевого ВВП:
, где Y – объем ВВП;
NP – численность населения станы, N E – число занятых в экономике; P – производительность труда (объем ВВП на одного занятого); KE – коэффициент занятости населения. Согласно данной модели, объем ВВП на душу населения определяется двумя факторами: уровнем занятости населения и производительностью труда занятых в экономике. Оценим вклад каждого из этих факторов в абсолютное изменение среднедушевого ВВП, проанализировав изменение значений соответствующих экономических показателей стран ОЭСР и России в 2007 г. по сравнению с 2000 г. (таблица 3). Результаты факторного анализа абсолютного изменения объема ВВП на душу населения представлены в таблице 4. Согласно расчетам, в странах ОЭСР в 2000-2007 гг. экономический рост в пересчете на душу населения определялся главным образом увеличением производительности труда. Из фактического абсолютного прироста ВВП на душу населения в размере 3 101 долл./чел. на долю этого фактора пришлось 2 620 долл./чел. или 84,5%. Рост занятости населения в данном случае сыграл второстепенную роль, обеспечив увеличение среднедушевого объема ВВП лишь на 481 долл./чел. или 15,5 %. В отдельных странах, таких как Венгрия, Португалия, США и Япония, удельный рост экономики был обеспечен исключительно за счет увеличения производительности труда вопреки снижению уровня занятости населения. Однако есть и исключение – Италия, в которой рост среднедушевого ВВП происходил на фоне снижения производительности труда и был обусловлен только повышением занятости. В России влияние производительности труда на экономический рост оказалось заметно ниже, чем в среднем в странах ОЭСР. Увеличение этого показателя обеспечило за рассматриваемый период рост ВВП на душу населения на 76,9 %. Впрочем, этот результат во многом был обусловлен расширением мас-
штабов «сырьевой» производственной деятельности, а не повышением эффективности использования факторов производства, внедрения новых технологий и выпуска инновационной продукции с высокой долей добавленной стоимостью. В данном случае экономический рост происходил на фоне низкой инновационной активности за счет благоприятной конъюнктуры на рынке полезных ископаемых.
Таблица 3
Объем ВВП на душу населения и определяющие его факторы в странах ОЭСР и России в 2000 и 2007 г.
Страна
Австралия Австрия Бельгия Великобритания Венгрия Германия Греция Дания Израиль Ирландия Исландия Испания Италия Канада Корея Люксембург Мексика Нидерланды Новая Зеландия Норвегия Польша Португалия Словакия Словения США Турция Финляндия Франция Чехия Чили Швейцария
ВВП на душу
населения, долл./чел.
2000
2007
31557
36482
31776
35834
30414
33550
29060
34320
13674
17711
30306
33404
20317
26258
31662
34604
23132
24987
33433
41057
29873
36896
25147
28530
27717
29008
32536
36124
18730
25021
61061
74144
11990
13295
33698
37585
22250
25936
43974
49208
11814
15656
21155
22068
12700
19331
19762
26314
39509
43521
9731
12441
27333
33501
28296
30576
17340
23860
10485
13075
34594
37519
Производительность
труда, долл./чел.
2000
2007
67434
73031
67198
73515
75840
81397
57799
66414
32849
42720
63632
69175
52127
61451
61236
65084
57843
61586
74945
84423
53714
64810
61695
62063
68830
68380
66335
69523
41658
51741
100989 106829
30978
32744
66113
71523
61168
64684
85139
91304
30745
39327
43007
45625
33869
47916
43455
55208
80173
88637
32162
42149
61690
71267
70618
75866
36055
47149
30281
34145
61127
64773
Коэффициент
занятости населения
2000
2007
0,4680
0,4995
0,4729
0,4874
0,4010
0,4122
0,5028
0,5168
0,4163
0,4146
0,4763
0,4829
0,3898
0,4273
0,5170
0,5317
0,3999
0,4057
0,4461
0,4863
0,5561
0,5693
0,4076
0,4597
0,4027
0,4242
0,4905
0,5196
0,4496
0,4836
0,6046
0,6940
0,3870
0,4060
0,5097
0,5255
0,3638
0,4010
0,5165
0,5390
0,3843
0,3981
0,4919
0,4837
0,3750
0,4034
0,4548
0,4766
0,4928
0,4910
0,3026
0,2952
0,4431
0,4701
0,4007
0,4030
0,4809
0,5061
0,3463
0,3829
0,5659
0,5792
Швеция
29146
34783
60126
Эстония
11491
19638
27540
Япония
28600
31660
55630
ОЭСР (в среднем) 27805
30906
61473
Россия
8578
14004
19365
Примечание. Рассчитано на основе данных ОЭСР [6].
70329 40229 62778 67218 28223
0,4847 0,4172 0,5141 0,4523 0,4430
0,4946 0,4882 0,5043 0,4598 0,4962
Таким образом, высокая производительность труда на макроэкономическом уровне не всегда является следствием высокой эффективности использования факторов производства. В этой связи представляет интерес определение основных факторов производительности труда.
Таблица 4 Абсолютное изменение ВВП на душу населения в 2007 г. относительно 2000 г. и его
факторные составляющие в странах ОЭСР и России, долл. США
Страна
y yP yKE
Страна
y yP yKE
Австралия
4925 2708 2218 Новая Зеландия
3686 1344 2342
Австрия
4058 3033 1025 Норвегия
5234 3253 1980
Бельгия
3136 2260 876 Польша
3842 3359 483
Великобритания
5261 4393 868 Португалия
913 1277 -363
Венгрия
4038 4100 -62 Словакия
6632 5476 1155
Германия
3098 2659 439 Словения
6552 5478 1075
Греция
5941 3811 2130 США
4012 4163 -151
Дания
2942 2018 924 Турция
2710 2983 -273
Израиль
1856 1508 348 Финляндия
6168 4374 1794
Ирландия
7625 4420 3205 Франция
2279 2109 171
Исландия
7022 6245 777 Чехия
6519 5480 1040
Испания
3384 159 3225 Чили
2590 1409 1180
Италия
1291 -186 1477 Швейцария
2925 2088 837
Канада
3589 1610 1979 Швеция
5637 4997 639
Корея
6291 4709 1582 Эстония
8147 5761 2386
Люксембург
13083 3789 9294 Япония
3060 3639 -579
Мексика
1305 700 604 ОЭСР
3101 2620 481
Нидерланды
3887 2800 1086 Россия
5426 4170 1256
Примечание. Для отдельных стран абсолютное изменение ВВП на душу населения отличает-
ся от суммы его факторных составляющих из-за округления результатов расчета.
Будем исходить из того, что эффективность использования живого труда главным образом зависит от вооруженности работников современными и передовыми средствами производства. Их наличие обеспечивается инвестициями в основной капитал, в том числе капитальными вложениями в инновационную деятельность организаций, которым предшествуют затраты на соответствующие исследования и разработки (ИР). Чтобы обеспечить сопоставимость этих
факторов с рассматриваемым показателем производительности труда, будем использовать их удельные значения в пересчете на одного занятого в экономике.
В таблице 5 представлены данные о производительности труда и ее инновационных и инвестиционных факторах в отдельных странах Европы и в России. В качестве факторной модели производительности труда, описывающей эти данные, выбрана хорошо зарекомендовавшей себя в экономических исследованиях производственная функция Кобба-Дугласа, которая в данном случае имеет вид:
, где P – объем ВВП на одного занятого в экономике;
Z1 – удельные затраты на ИР (здесь и далее «удельные» означает «на одного занятого»);
Z2 – удельные инвестиции в инновационную деятельность организаций; Z3 – удельные инвестиции в основной капитал, исключая капитальные затраты на ИР и инновации, которые учтены в предыдущих факторах (далее – удельные инвестиции в основной капитал); a0, a1, a2, a3 – параметры, определяемые статистически.
Таблица 5 Производительность труда и ее основные факторы в отдельных странах в 2008 г.
(по ППС, евро)
Страна
Бельгия Болгария Венгрия Ирландия Испания Италия Кипр Латвия Литва Мальта Польша Португалия Россия Румыния Словакия Словения Финляндия Франция Хорватия Чехия
ВВП на одного занятого 69682,13 24678,76 41333,51 70382,54 58295,73 66699,36 51132,93 28319,52 33965,92 50802,62 33995,02 39846,38 31871,53 26897,07 40313,02 46126,09 62503,73 66157,07 42848,18 42171,77
Затраты на ИР на одного занятого 1368,42 116,01 416,09 1022,61 787,03 803,85 214,06 174,97 269,68 282,60 205,41 598,12 332,85 155,31 190,22 765,88 2303,67 1394,29 383,78 616,62
Инвестиции в инновации на одного занятого
530,11 190,32 349,94 1512,73 318,19 466,28 737,11 278,68 177,75 483,96 395,63 283,09 134,88 255,75 300,10 448,63 569,19 376,61 305,33 577,97
Инвестиции в основной капитал на одного занятого
14923,47 8086,70 8571,19 13747,11 16261,09 13455,12 10973,82 8081,55 8369,44 8630,31 7125,51 8558,83 6953,80 8304,77 9679,35 12750,65 12694,49 13569,55 11567,03 10654,11
Примечание. Рассчитано на основе данных ОЭСР [6], Евростата [8] и Росстата [7].
В ходе модельного эксперимента на ЭВМ в программе Statistica была выявлена следующая эконометрическая зависимость производительности труда от инновационных и инвестиционных факторов:
. Рассчитанный на основе найденного уравнения множественный коэффициент детерминации (R2) составил 0,868. Это значит, что уравнение регрессии объясняет 86,8% дисперсии логарифмированных значений производительности труда, остальные 13,2% вариации этих значений определяются изменением факторов, не включенных в уравнение. Это хороший результат, поскольку эконометрическая модель не отвергается, если R2 > 0,5 (более половины вариации результата объясняется включенными в модель факторами). При этом модель считается приемлемой для практического использования, если R2 ≥ 0,75 . Статистическая значимость коэффициента детерминации и уравнения регрессии подтверждается выполнением критерия Фишера: его расчетное значение Fрасч = 34,922 значительно превышает критическое значение Fкрит 3,239, со-
ответствующее уровню значимости α = 0,05. Следовательно, гипотеза об отсутствии совместного влияния факторов на результат отвергается с вероятностью 0,95. Этого достаточно для признания эконометрической модели достоверной.
Согласно критерию Стьюдента, все параметры уравнения также являются статистически значимыми: t a0 расч 3,052 , t a1 расч 2,882 , t a2 расч 2,658 , t a3 расч 2,389 , tкрит 2,120 при α = 0,05.
Следовательно, найденное уравнение регрессии достоверно описывает не только совместное, но и индивидуальное влияние факторов на результат.
Средняя ошибка аппроксимации эмпирических значений производительности труда производственной функцией составляет 9,73%, что свидетельствует об адекватности модели эмпирическим данным. Критерием в этом случае является наличие средней ошибки аппроксимации в пределах 12-15%.
Учитывая высокую степень объяснимости вариации производительности труда, адекватность предложенной эконометрической модели эмпирическим данным, значимость модели в целом и каждого ее параметра, модель следует признать пригодной для практического применения.
Разложение множественного коэффициента детерминации на факторные составляющие (частные коэффициенты детерминации) дает следующие значе-
ния: Rl2nZ1 0,343 , Rl2n Z2 0,215 , Rl2n Z1 0,310 . Таким образом, в общей дисперсии логарифмированных значений производительности труда на долю затрат ни ИР (капитальных и текущих) приходится 34,3%, на долю инвестиций в инновации – 21,5%, на долю остальных инвестиций в основной капитал – 31%. Следовательно, более половины (55,8%) вариации производительности труда объясняется изменением факторов, имеющих непосредственное отношение к инновационной деятельности.
Предложенная модель является степенной функцией, для которой коэффициенты эластичности результата по отдельным факторам являются постоянными величинами и равны соответствующим факторным параметрам модели. Согласно стандартной интерпретации этих коэффициентов, при увеличении удельных затрат на ИР на один процент и неизменных значениях других факторов общая производительность труда в стране возрастает в среднем на 0,161%. При аналогичном увеличении удельных инвестиций в инновации эффективность живого труда возрастает на 0,183%, а при увеличении удельных инвестиций в основной капитал – на 0,459%. Таким образом, при одновременном увеличении каждого фактора, включенного в модель, на один процент, производительность труда возрастает в среднем на 0,803%.
На первый взгляд, полученные результаты противоречат современным представлениям о том, что возможности повышения эффективности производства чуть ли не целиком определяются результатами инновационной деятельности. В действительности, любые инвестиции, направленные на реновацию основных фондов, – это благо, поскольку использование новых средств производства в дополнение или взамен физически и морально устаревших всегда положительным образом сказывается на производительности труда. Кроме того, на смену инновациям, осуществляемым отдельными организациями, с течением времени приходит общая модернизация производственных технологий и готовой продукции. И хотя формально модернизацию следует отличать от инновационной деятельности, по своей сути она является прямым следствием осуществленных ранее инноваций. Таким образом, в условиях научно-технического прогресса результаты ИР вначале используются в рамках относительно «узкой» инновационной деятельности, а затем посредством постепенной диффузии инноваций обеспечивают масштабную модернизацию производства.
Относительно низкая эластичность производительности труда по инновационным факторам объясняется тем, что научно-технической и собственно инновационной деятельности присущ значительный риск, поэтому инвестиции в основной капитал, направленные на модернизацию, являются более надежным способом повышения производительности труда.
Тот факт, что затраты на ИР и инвестиции в инновации сами по себе имеют существенное влияние на производительность труда, подтверждается значениями соответствующих частных коэффициентов детерминации и статистической значимостью факторных параметров рассмотренной выше эконометрической модели. При этом суммарная эластичность производительности труда по этим факторам равна 0,344, что составляет примерно 43% от суммарной эластичности по всем факторам и сопоставимо с эластичностью производительности труда по обычным инвестициям. К сожалению, из-за отсутствия необходимых статистических данных нельзя определить, какая часть инвестиций в основной капитал приходится на модернизацию производства и таким образом опосредованно является результатом влияния инновационных факторов, а какая – на простую реновацию, компенсирующую физический, но не моральный износ основных фондов. Тем не менее, полученные количественные оценки, без-
условно, свидетельствуют о существенном положительном влиянии инновационных факторов на уровень производительности труда.
Учитывая рассмотренную выше детерминированные мультипликативные факторные модели медианного и среднеарифметического душевого объема ВВП и результаты их применения в отношении макроэкономических показателей отдельных стран, можно выстроить логическую цепь количественных и функциональных оценок влияния инновационной деятельности на уровень экономической безопасности страны:
– влияние затрат на ИР и инвестиций в инновации на производительность труда является статистически значимым;
– эластичность производительности труда по инновационным факторам, несмотря на высокие риски инновационной деятельности, сопоставима с эластичностью по удельным инвестициям в основной капитал. При пропорциональном увеличении значений инновационных и инвестиционных факторов примерно 43% процентного прироста производительности труда приходится на долю удельных затрат на ИР и инвестиции в инновации;
– стабильный экономический рост обеспечивается главным образом за счет повышения производительности труда. В докризисные годы в экономически развитых странах это обусловило в среднем 84,5 % абсолютного прироста среднеарифметического значения душевого ВВП;
– прирост среднеарифметического душевого ВВП при неизменной степени неравенства в распределении общественных благ обеспечивает пропорциональный прирост медианного значения душевого ВВП, что является признаком обеспечения экономической безопасности страны;
– чем выше темпы роста медианного значения душевого ВВП, тем выше уровень экономической безопасности.
Возвращаясь к предложенной эконометрической модели производительности труда, следует отметить, что, согласно общему свойству производственных функций, при отсутствии (равенстве нулю) какого-либо из указанных в модели факторов рост производительности невозможен. Это значит, что инновационные и инвестиционные факторы не могут существовать друг без друга, и, следовательно, затраты на ИР должны подкрепляться инновационной и инвестиционной активностью хозяйствующих субъектов.
В этой связи примечательна ситуация в России. Среди двадцати стран, представленных в таблице 7, Россия занимает далеко не последнее 11-е место по удельному значению затрат на ИР, но при этом она замыкает список стран как по уровню инвестиций в реализацию инноваций, так и по уровню обычных капиталовложений. В результате по объему ВВП на одного занятого в экономике Россия занимает 17-е место, оставляя позади только Латвию, Румынию и Болгарию – страны, которые имеют не только относительно низкий уровень промышленного развития, но и, в отличие от России, лишены пользующихся спросом на мировом рынке полезных ископаемых.
Из этого следует, что для реализации в России модели инновационного экономического роста в целях обеспечения экономической безопасности в первую очередь необходимо усиление «внедренческой» составляющей научно-
инновационного цикла, сопровождающейся соответствующими капиталовложениями. Возможность повышения инновационной активности хозяйствующих субъектов только за счет расширение предложения инноваций путем увеличения затрат на ИР представляется более чем сомнительным. Необходимо стимулировать спрос на инновации со стороны предпринимательского сектора экономики. При этом надо учитывать, что создание инновационной инфраструктуры, льготы и преференции в адрес инновационных предприятий сами по себе мало что изменят в сложившейся ситуации. Необходимо создание экономических условий, при которых бизнес будет крайне заинтересован внедрять новые производственные технологии и создавать новую продукцию. А это возможно лишь в условиях жесткой конкуренции, которая в России в настоящее время отсутствует. Только создание конкурентной среды на внутреннем рынке способно дать толчок инновационной деятельности. В противном случае все усилия государства по переводу экономики на инновационный путь развития и обеспечения долгосрочной экономической безопасности страны окажутся тщетными.
Список литературы:
1. Иларионов А. Критерии экономической безопасности // Вопросы экономики. – 1998. – № 10 – С. 35-58.
2. Афонцев С.А. Проблемы экономической безопасности России в контексте рыночной трансформации // Социально-экономическая трансформация в России / Под ред. Е.А. Киселевой; сер. «Научные доклады». – М., 2001. – Вып. 131. – С. 15-42.
3. Балацкий Е. Отношение к неравенству доходов: количественная оценка // Экономист. – 2007. – № 6. – С. 39-49.
4. Domínguez-Domínguez J., Núñez-Velázquez J.J. The Evolution of Economic Inequality in the EU Countries During the Nineties. – URL: http://www.uib.es/congres/ecopub/ecineq/papers/100Dominguez-Nunez.pdf.
5. Hedenus F., Azar C. Estimates of trends in global income and resource inequalities // Ecological Economics. – 2005. – № 55. – Pp. 351-364.
6. OECD. Stat Еxtracts: Complete databases available via OECD’s iLibrary. – URL: http://stats.oecd.org/index.aspx.
7. Федеральная служба государственной статистики. – URL: http://www.gks.ru/wps/wcm/connect/rosstat/rosstatsite/main/.
8. Statistics A - Z // Eurostat. – URL: http://epp.eurostat.ec.europa.eu/portal/ page/portal/statistics/a_to_z.
Econometric assessment of the impact of innovation on the economic security of the country
Fedoraev S.V.
National Research University of Information Technologies, Mechanics and Optics Institute of Refrigeration and Biotechnologies
The paper analyzes the cause-and-effect relationship between the cost of research and development and investment in innovation and the level of economic security, justified and interpreted the relevant econometric factor models. Keywords: economic security, economic growth, inequality, productivity, costs of research and development, investment in innovation.
Эконометрическая оценка влияния инноваций на экономическую безопасность страны
Федораев С. В.
fedoraev-spb@yandex.ru
Санкт-Петербургский национальный исследовательский университет информационных технологий, механики и оптики
Институт холода и биотехнологий
В статье анализируются причинно-следственные связи между затратами на исследования и разработки и инвестиции в инновации и уровнем экономической безопасности страны, обосновываются и интерпретируются соответствующие эконометрические факторные модели. Ключевые слова: экономическая безопасность, экономический рост, неравенство, производительность труда, затраты на исследования и разработки, инвестиции в инновации.
Согласно Стратегии национальной безопасности Российской Федерации до 2020 года, экономический рост на основе инновационной модели является приоритетным направлением обеспечения национальной безопасности, а развитие национальной инновационной системы и высокотехнологичных секторов экономики полагается важным фактором противодействия угрозам экономической безопасности страны. В этой связи актуальное и важное значение приобретают эконометрические модели, которые адекватно отражают характер и степень влияния инноваций на экономический рост и, соответственно, на экономическую безопасность страны и могут быть использованы для прогнозирования результатов усиления инновационной составляющей экономики.
Состояние экономики страны с точки зрения ее экономической безопасности характеризуется достаточно большим числом макроэкономических показателей и их производных. В экономической литературе существуют различные подходы к выбору таких показателей, но в целом можно говорить о преобладании индикаторного метода оценки экономической безопасности, который предполагает формирование системы показателей-индикаторов и определение для них пороговых значений – критических с точки зрения обеспечения экономической безопасности.
Тем не менее, индикаторный метод оценки экономической безопасности подвергается резкой критике известными российскими учеными. Так, бывший советник Президента РФ по экономическим вопросам, а ныне директор Института экономического анализа А. Н. Иларионов отмечает, что в мире нет ни одной страны, которая бы не выходила за пределы пороговых значений индикаторов экономической безопасности [1, с. 39]. По мнению заведующего отделом Института мировой экономики и международных отношений РАН
С. А. Афонцева, на сегодняшний день отсутствует удовлетворительная методология обоснования этих пороговых значений, что делает их использование сомнительным [2, с. 39].
На наш взгляд, главный недостаток индикаторных систем показателей экономической безопасности состоит в том, что в них оказываются перемешанными показатели, характеризующие конечные результаты социальноэкономического развития страны, и показатели – факторы этого развития. Формируя систему показателей экономической безопасности, следует придерживаться следующей логики: сначала дается определение исследуемого явления, затем выбирается адекватный ему оценочный результативный показатель и только после этого обосновываются влияющие на него факторы.
Как показывает анализ мнений отечественных и зарубежных экономистов, когда речь заходит об экономической безопасности, то все ее определения формулируются на основе четырех ключевых понятий: «интересы» (национальные, государственные, общественные, личности), «независимость» (национальной экономики от внешних рынков, экономической политики от влияния извне), «конкурентоспособность» (национальной экономики), «устойчивость» (национальной экономики, социально-экономического развития).
В указанном перечне базовых понятий есть только одно понятие, которое может рассматриваться в качестве объективного признака наличия экономической безопасности страны, – это устойчивое и прогрессивное развитие национальной экономики. Оно в равной степени отвечает и интересам отдельной личности, и интересам государства в целом. А независимость или зависимость национальной экономики от внешних рынков, национальной экономической политики от влияния со стороны других государств, уровень конкурентоспособности национальной экономики – это лишь факторы, которые способствуют или препятствуют ее устойчивому и прогрессивному развитию.
Таким образом, экономическая безопасность страны – это такое состояние национальной экономики, которое гарантированно обеспечивает ее дальнейшее устойчивое и прогрессивное развитие в условиях внутренних и внешних по отношению к национальной экономике деструктивных факторов.
Заметим, что между понятиями «экономическое развитие» и «экономический рост» нельзя ставить знак равенства. Сводить экономическое развитие и, соответственно, экономическую безопасность только к экономическому росту, беря за основу, например, объем валового внутреннего продукта (ВВП) на душу населения, представляется некорректным. Безусловно, удельный размер производимых общественных благ является важным показателем экономического развития, но он лишь характеризует «потенциальный» уровень общественных благ, доступных каждому человеку в случае равномерного распределения ВВП. Однако в реальности это распределение не является равномерным, поскольку дифференциация населения по уровню денежных доходов обуславливает разные возможности в доступе к результатам экономического воспроизводства.
Учитывая указанное обстоятельство, экономическую безопасность страны следует рассматривать как сложное свойство национальной экономики, выде-
ляя в нем две составляющие: способность к экономическому росту и возможность обеспечения доступа к результатам этого роста как можно большей части населения. Каждая из них в отдельности достаточно просто характеризуется с помощью используемых в экономической науке показателей. Экономический рост можно оценить на основе показателей динамики ВВП на душу населения, а для характеристики распределения его результатов можно использовать различные показатели дифференциации денежных доходов – коэффициент Джини, коэффициент фондов, индекс Аткинсона и др.
Сложность заключается в объединении показателей, характеризующих два основных аспекта экономической безопасности, в один комплексный показатель. В идеале необходимо «скрестить» в одной функциональной формуле в качестве ее параметров показатель ВВП на душу населения и один из показателей дифференциации денежных доходов. Проведенный анализ способов расчета показателей, используемых в экономической практике при исследовании неравенства в распределении денежных доходов, позволяет сделать вывод о том, что искомым показателем дифференциации является индекс Аткинсона, имеющий два варианта расчета:
где xi – величина душевого денежного дохода i-го индивида; ε – показатель уровня неприязни населения к неравенству в доходах; n – численность населения; x – среднее арифметическое значение душевого дохода.
В обоих варианта расчета индекса Аткинсона используется показатель среднедушевого дохода. При этом объем ВВП на душу населения можно рассматривать как величину, прямо пропорциональную среднедушевому доходу, а сам индекс использовать для оценки неравенства в доступе населения к результатам экономического воспроизводства.
Выражение, стоящее в числителе дроби первой формулы индекса, является средней степенной со степенью 1 – ε, а аналогичное выражение во второй формуле – средней геометрической. Заметим, что в существующей классификации средних величин средняя геометрическая также относится к категории средних степенных и характеризуется нулевой степенью, поскольку представляет собой предел средней степенной при стремлении значения степени к нулю.
Таким образом, при наличии неравенства в распределении доходов и антипатии к нему со стороны населения расчет индекса Аткинсона сводится к выбору степени формулы средней степенной из интервала значений от – ∞ до 1,
не включая правой границы, и сопоставлению этой средней со средней арифметической. Такой подход делает индекс комплексным показателем, совмещающим формальную оценку уровня социального неравенства с оценкой отношения к этому неравенству самого населения.
К сожалению, это достоинство индекса Аткинсона одновременно является его недостатком, поскольку однозначно, а тем более формализовано, определить величину ε нельзя. Некоторые исследователи пытаются дать количественную оценку неприязни населения к неравенству, используя для этого процедуры социального опроса, не обосновывая при этом шкалы оценок и делая субъективным конечный результат [3]. Другие авторы используют заранее заданный набор значений ε (например, ε = 0,5, 1, 2) или ограничиваются лишь одним значением ε = 1 [4, 5].
Математически можно доказать, что превышение ε единичного значения и его дальнейшее увеличение делает индекс Аткинсона более чувствительным к смещениям в нижней части распределения доходов, а стремление к нулю – в верхней части. Тогда принятие ε = 1, при котором имеет место одинаковая чувствительность к изменениям во всем диапазоне распределения, может рассматриваться в качестве компромиссного решения. К тому же сопоставление средней геометрической и средней арифметической имеет простой экономикостатистический смысл. Рассмотрим последнее утверждение более подробно.
Из социальной статистики известно, что распределение населения по величине денежных доходов подчиняется логарифмически нормальному (логнормальному) закону. Одним из свойств такого распределения является строго упорядоченное расположение среднего арифметического значения, медианы и
моды: x > xmed > xmod . Это значит, что среднее арифметическое значение ду-
шевого дохода всегда дает завышенную оценку общего уровня доходов по сравнению с медианным, также как медианное значение – по сравнению с модальным. Причем, чем больше неравномерность распределения индивидуальных значений душевого дохода, тем сильнее расхождение в оценках. В результате возможна ситуация, когда большинство населения имеет доходы ниже среднего уровня, и ориентироваться на этот формальный показатель не имеет смысла. Модальное значение также непригодно для оценки общего уровня доходов, поскольку люди, имеющие доходы, близкие к моде, составляют, как правило, незначительную часть населения. Кроме того, мода логнормального распределения имеет более высокую чувствительность к изменениям в нижней части распределения, чем в верхней. В этой связи гораздо предпочтительнее выглядит использование медианы, которая лишена указанного недостатка. К тому же она делит население на две равные части по уровню денежных доходов и таким образом является четким ориентиром для каждого индивида в оценке его личного благополучия.
Заметим, что по мере роста дифференциации доходов смещение медианы вниз относительно среднего значения увеличивается. Следовательно, медиана определенном смысле является характеристикой неравенства, и переход к ней
от среднего значения позволяет совместить оценку уровня доходов населения и оценку их дифференциации.
Поскольку в условиях рыночной экономики доступ населения к общественным благам в целом прямо пропорционален денежным доходам, то смещение в оценке уровня душевых доходов должно приводить к пропорциональному смещению в оценке уровня душевого ВВП:
, где ymed , y – медианное и среднее арифметическое значения душевого ВВП;
xmed , x – медианное и среднее арифметическое значения душевого дохода. Следовательно, переход от среднедушевого ВВП к его медиане можно осуществить на основе индекса Аткинсона, предварительно рассчитанного в качестве характеристики дифференциации денежных доходов:
. В последнее время статистические службы многих стран, оценивая неравенство доходов, рассчитывают не только среднее арифметическое, но и медианное значение душевых денежных доходов. В этом случае Aε = 1 можно рассчитать, полагая медиану равной средней геометрической. В таблице 1 представлены средние арифметические и медианные значения годовых душевых денежных доходов стран – членов Организации экономического сотрудничества и развития (ОЭСР), взятые из ее информационной базы [6]. Рассчитанные на их основе значения индекса Аткинсона указывают на заметную вариацию неравенства в распределении доходов, которое соответствующим образом снижает оценку их общего уровня. Основная часть стран (18 из 34) имеют смещение медианы относительно среднего значения на 10-15%. Наилучшую позицию в этом вопросе занимает Словения, для которой смещение составляет всего лишь 6,4%. В худшем положении находится Мексика. Для нее смещение в оценке уровня доходов составляет почти одну треть. Рассчитаем аналогичные показатели для России. По данным Росстата, в 2008 г. среднее арифметическое значение душевого дохода в пересчете на один месяц составило 14 948 руб. [7]. При этом имело место распределение населения по величине душевого дохода, представленное в таблице 2. Используя формулу медианы интервального ряда распределения получаем медианное значение душевого дохода за месяц 11 163 руб. При этом Aε=1 = 0,253, то есть смещение в оценке уровня доходов имеет весьма существенную величину – 25,3%. Такой же уровень дифференциации доходов наблюдается в Турции, которую «обгоняют» в этом отношении только две страны, входящие в ОЭСР, – Мексика и Чили.
Таблица 1 Показатели душевых денежных доходов (в единицах национальной валюты)
и их дифференциации в странах ОЭСР в 2008 г.
Страна
Австралия Австрия Бельгия Великобритания Венгрия (2007) Германия Греция Дания (2007) Израиль Ирландия Исландия Испания Италия Канада Корея Люксембург Мексика
Доход за год средний медиана
47284 40435 24530 22069 23100 21316 19317 15926 1393410 1227537 22080 19062 16399 14203 211527 197245 73350 60980 28585 24991 4189136 3550553 16734 14960 18240 15389 39492 33972 19367298 17394028 40055 35044 57963 39106
A 1 Страна
0,145 Нидерланды 0,100 Новая Зеландия 0,077 Норвегия 0,176 Польша 0,119 Португалия 0,137 Словакия 0,134 Словения 0,068 США 0,169 Турция (2007) 0,126 Финляндия 0,152 Франция 0,106 Чехия 0,156 Чили (2009) 0,140 Швейцария 0,102 Швеция 0,125 Эстония 0,325 Япония (2006)
Доход за год средний медиана
24945 21516 40609 33882 327423 304758 24114 20930 11521 9229 7374 6618 14653 13717 35717 29303 8762 6549 25038 23007 24197 20709 230367 203993 4697569 2939328 60058 51671 233820 217399 7940 6888 2963009 2597006
A1
0,137 0,166 0,069 0,132 0,199 0,103 0,064 0,180 0,253 0,081 0,144 0,114 0,374 0,140 0,070 0,132 0,124
Таблица 2 Распределение населения России по величине душевого дохода в 2008 г.
Душевой доход, руб./мес.
до 3500,0 3500,1 – 5000,0 5000,1 – 7000,0 7000,1 – 10000,0
Доля в общей численности, %
7,3 8,6 12,5 16,9
Душевой доход, руб./мес.
10000,1 – 15000,0 15000,1 – 25000,0 25000,1 – 35000,0 свыше 35000,0
Доля в общей численности, %
20,2 19,8 7,7 7,0
Чтобы оценить, какой вклад в динамику уровня экономического развития конкретной страны, с точки зрения возможности ее населения получать общественные блага, внес каждый из факторов экономической безопасности – экономический рост и изменения в дифференциации денежных доходов населения – можно использовать индексный метод факторного анализа, рассчитав соответствующие показатели динамики. Для удобства расчетов вместо индекса Аткинсона будем использовать другой, производный от него показатель – коэффициент равномерности распределения доходов населения (далее – коэффициент равномерности):
.
Использование коэффициента равномерности превращает формулу медианы душевого ВВП в простую мультипликативную факторную модель:
.
При этом факторный анализ динамики медианы душевого ВВП сводится к расчету трех взаимосвязанных индексов:
где ymed1, y1 , Kр1 – значения медианы ВВП, среднедушевого ВВП и коэффициента равномерности в отчетном году;
ymed0, y0 , Kр0 – их значения в предшествующем году. Для примера проведем факторный анализ динамики медианы душевого ВВП в России в 2009 г. по сравнению с 2008 г., используя для этого годовые данные о величине реального ВВП и численности населения [7]. В 2008 г. ВВП составил 41 276,8 млрд руб., а в 2009 г. в ценах 2008 г. – 38 048,4 млрд руб. С учетом уменьшения среднегодовой численности населения со 141 956,4 до 141 909,3 тыс. чел. объем ВВП на душу населения снизился с 290 771 до 268 118 руб. Согласно проведенным ранее расчетам, индекс Аткинсона, характеризующий неравномерность распределения душевого дохода среди россиян, в 2008 г. составил 0,253. Ему соответствует значение коэффициента равномерности 0,747. При этом медиана душевого ВВП составляет 217 206 руб. В 2009 г. реальный среднедушевой доход россиян в пересчете на один месяц составил 17 009 руб., а рассчитанная по данным распределения населения по величине душевого дохода за этот год медиана месячного душевого дохода – 12 745 руб. При этом коэффициент равномерности денежных доходов населения составил 0,749, а медиана душевого ВВП – 200 820 руб. В результате индексы динамики медианного и среднего значения душевого ВВП и коэффициента равномерности составили соответственно:
Это значит, что в 2009 г. по сравнению с 2008 г. уровень экономического развития России, с точки зрения возможности ее населения получать общественные блага, снизился на 7,5%. Причем, экономический спад потенциально обусловил снижение этого уровня на 7,8%. Однако небольшое уменьшение дифференциации доходов населения смягчило его влияние, обеспечив со своей стороны потенциальный рост уровня экономического развития на 0,3%. Таким образом, в 2009 г. российская экономика не смогла обеспечить прогрессивное экономическое развитие страны. Более того, вследствие экономического кризиса это развитие было повернуто вспять. Следовательно, в этом периоде страна не обладала экономической безопасностью.
Таким образом, критерием обеспечения экономической безопасности страны является экономический рост, скорректированный с учетом изменения неравномерности доступа населения к его результатам. Чем сильнее этот рост, тем выше уровень экономической безопасности.
Экономический рост зависит от многих факторов. Расширенное экономическое воспроизводство делает возможным наличие природных и трудовых ресурсов, капитала, производственных и организационных технологий, предпринимательской инициативы. При этом экономический рост может быть обусловлен как увеличением объема факторов производства (экстенсивный рост), так и улучшением качества их использования (интенсивный рост).
Экстенсивный рост является более простым типом роста и позволяет сравнительно быстро и дешево наращивать экономический потенциал. Тем не менее, как показывает опыт развития западных стран, с течением времени экстенсивный экономический рост неизбежно уступает место интенсивному росту, в основе которого лежит постоянное увеличение производительности труда.
Полагая увеличение производительности труда существенным фактором экономического роста, преобразуем формулу среднеарифметического значения душевого ВВП:
, где Y – объем ВВП;
NP – численность населения станы, N E – число занятых в экономике; P – производительность труда (объем ВВП на одного занятого); KE – коэффициент занятости населения. Согласно данной модели, объем ВВП на душу населения определяется двумя факторами: уровнем занятости населения и производительностью труда занятых в экономике. Оценим вклад каждого из этих факторов в абсолютное изменение среднедушевого ВВП, проанализировав изменение значений соответствующих экономических показателей стран ОЭСР и России в 2007 г. по сравнению с 2000 г. (таблица 3). Результаты факторного анализа абсолютного изменения объема ВВП на душу населения представлены в таблице 4. Согласно расчетам, в странах ОЭСР в 2000-2007 гг. экономический рост в пересчете на душу населения определялся главным образом увеличением производительности труда. Из фактического абсолютного прироста ВВП на душу населения в размере 3 101 долл./чел. на долю этого фактора пришлось 2 620 долл./чел. или 84,5%. Рост занятости населения в данном случае сыграл второстепенную роль, обеспечив увеличение среднедушевого объема ВВП лишь на 481 долл./чел. или 15,5 %. В отдельных странах, таких как Венгрия, Португалия, США и Япония, удельный рост экономики был обеспечен исключительно за счет увеличения производительности труда вопреки снижению уровня занятости населения. Однако есть и исключение – Италия, в которой рост среднедушевого ВВП происходил на фоне снижения производительности труда и был обусловлен только повышением занятости. В России влияние производительности труда на экономический рост оказалось заметно ниже, чем в среднем в странах ОЭСР. Увеличение этого показателя обеспечило за рассматриваемый период рост ВВП на душу населения на 76,9 %. Впрочем, этот результат во многом был обусловлен расширением мас-
штабов «сырьевой» производственной деятельности, а не повышением эффективности использования факторов производства, внедрения новых технологий и выпуска инновационной продукции с высокой долей добавленной стоимостью. В данном случае экономический рост происходил на фоне низкой инновационной активности за счет благоприятной конъюнктуры на рынке полезных ископаемых.
Таблица 3
Объем ВВП на душу населения и определяющие его факторы в странах ОЭСР и России в 2000 и 2007 г.
Страна
Австралия Австрия Бельгия Великобритания Венгрия Германия Греция Дания Израиль Ирландия Исландия Испания Италия Канада Корея Люксембург Мексика Нидерланды Новая Зеландия Норвегия Польша Португалия Словакия Словения США Турция Финляндия Франция Чехия Чили Швейцария
ВВП на душу
населения, долл./чел.
2000
2007
31557
36482
31776
35834
30414
33550
29060
34320
13674
17711
30306
33404
20317
26258
31662
34604
23132
24987
33433
41057
29873
36896
25147
28530
27717
29008
32536
36124
18730
25021
61061
74144
11990
13295
33698
37585
22250
25936
43974
49208
11814
15656
21155
22068
12700
19331
19762
26314
39509
43521
9731
12441
27333
33501
28296
30576
17340
23860
10485
13075
34594
37519
Производительность
труда, долл./чел.
2000
2007
67434
73031
67198
73515
75840
81397
57799
66414
32849
42720
63632
69175
52127
61451
61236
65084
57843
61586
74945
84423
53714
64810
61695
62063
68830
68380
66335
69523
41658
51741
100989 106829
30978
32744
66113
71523
61168
64684
85139
91304
30745
39327
43007
45625
33869
47916
43455
55208
80173
88637
32162
42149
61690
71267
70618
75866
36055
47149
30281
34145
61127
64773
Коэффициент
занятости населения
2000
2007
0,4680
0,4995
0,4729
0,4874
0,4010
0,4122
0,5028
0,5168
0,4163
0,4146
0,4763
0,4829
0,3898
0,4273
0,5170
0,5317
0,3999
0,4057
0,4461
0,4863
0,5561
0,5693
0,4076
0,4597
0,4027
0,4242
0,4905
0,5196
0,4496
0,4836
0,6046
0,6940
0,3870
0,4060
0,5097
0,5255
0,3638
0,4010
0,5165
0,5390
0,3843
0,3981
0,4919
0,4837
0,3750
0,4034
0,4548
0,4766
0,4928
0,4910
0,3026
0,2952
0,4431
0,4701
0,4007
0,4030
0,4809
0,5061
0,3463
0,3829
0,5659
0,5792
Швеция
29146
34783
60126
Эстония
11491
19638
27540
Япония
28600
31660
55630
ОЭСР (в среднем) 27805
30906
61473
Россия
8578
14004
19365
Примечание. Рассчитано на основе данных ОЭСР [6].
70329 40229 62778 67218 28223
0,4847 0,4172 0,5141 0,4523 0,4430
0,4946 0,4882 0,5043 0,4598 0,4962
Таким образом, высокая производительность труда на макроэкономическом уровне не всегда является следствием высокой эффективности использования факторов производства. В этой связи представляет интерес определение основных факторов производительности труда.
Таблица 4 Абсолютное изменение ВВП на душу населения в 2007 г. относительно 2000 г. и его
факторные составляющие в странах ОЭСР и России, долл. США
Страна
y yP yKE
Страна
y yP yKE
Австралия
4925 2708 2218 Новая Зеландия
3686 1344 2342
Австрия
4058 3033 1025 Норвегия
5234 3253 1980
Бельгия
3136 2260 876 Польша
3842 3359 483
Великобритания
5261 4393 868 Португалия
913 1277 -363
Венгрия
4038 4100 -62 Словакия
6632 5476 1155
Германия
3098 2659 439 Словения
6552 5478 1075
Греция
5941 3811 2130 США
4012 4163 -151
Дания
2942 2018 924 Турция
2710 2983 -273
Израиль
1856 1508 348 Финляндия
6168 4374 1794
Ирландия
7625 4420 3205 Франция
2279 2109 171
Исландия
7022 6245 777 Чехия
6519 5480 1040
Испания
3384 159 3225 Чили
2590 1409 1180
Италия
1291 -186 1477 Швейцария
2925 2088 837
Канада
3589 1610 1979 Швеция
5637 4997 639
Корея
6291 4709 1582 Эстония
8147 5761 2386
Люксембург
13083 3789 9294 Япония
3060 3639 -579
Мексика
1305 700 604 ОЭСР
3101 2620 481
Нидерланды
3887 2800 1086 Россия
5426 4170 1256
Примечание. Для отдельных стран абсолютное изменение ВВП на душу населения отличает-
ся от суммы его факторных составляющих из-за округления результатов расчета.
Будем исходить из того, что эффективность использования живого труда главным образом зависит от вооруженности работников современными и передовыми средствами производства. Их наличие обеспечивается инвестициями в основной капитал, в том числе капитальными вложениями в инновационную деятельность организаций, которым предшествуют затраты на соответствующие исследования и разработки (ИР). Чтобы обеспечить сопоставимость этих
факторов с рассматриваемым показателем производительности труда, будем использовать их удельные значения в пересчете на одного занятого в экономике.
В таблице 5 представлены данные о производительности труда и ее инновационных и инвестиционных факторах в отдельных странах Европы и в России. В качестве факторной модели производительности труда, описывающей эти данные, выбрана хорошо зарекомендовавшей себя в экономических исследованиях производственная функция Кобба-Дугласа, которая в данном случае имеет вид:
, где P – объем ВВП на одного занятого в экономике;
Z1 – удельные затраты на ИР (здесь и далее «удельные» означает «на одного занятого»);
Z2 – удельные инвестиции в инновационную деятельность организаций; Z3 – удельные инвестиции в основной капитал, исключая капитальные затраты на ИР и инновации, которые учтены в предыдущих факторах (далее – удельные инвестиции в основной капитал); a0, a1, a2, a3 – параметры, определяемые статистически.
Таблица 5 Производительность труда и ее основные факторы в отдельных странах в 2008 г.
(по ППС, евро)
Страна
Бельгия Болгария Венгрия Ирландия Испания Италия Кипр Латвия Литва Мальта Польша Португалия Россия Румыния Словакия Словения Финляндия Франция Хорватия Чехия
ВВП на одного занятого 69682,13 24678,76 41333,51 70382,54 58295,73 66699,36 51132,93 28319,52 33965,92 50802,62 33995,02 39846,38 31871,53 26897,07 40313,02 46126,09 62503,73 66157,07 42848,18 42171,77
Затраты на ИР на одного занятого 1368,42 116,01 416,09 1022,61 787,03 803,85 214,06 174,97 269,68 282,60 205,41 598,12 332,85 155,31 190,22 765,88 2303,67 1394,29 383,78 616,62
Инвестиции в инновации на одного занятого
530,11 190,32 349,94 1512,73 318,19 466,28 737,11 278,68 177,75 483,96 395,63 283,09 134,88 255,75 300,10 448,63 569,19 376,61 305,33 577,97
Инвестиции в основной капитал на одного занятого
14923,47 8086,70 8571,19 13747,11 16261,09 13455,12 10973,82 8081,55 8369,44 8630,31 7125,51 8558,83 6953,80 8304,77 9679,35 12750,65 12694,49 13569,55 11567,03 10654,11
Примечание. Рассчитано на основе данных ОЭСР [6], Евростата [8] и Росстата [7].
В ходе модельного эксперимента на ЭВМ в программе Statistica была выявлена следующая эконометрическая зависимость производительности труда от инновационных и инвестиционных факторов:
. Рассчитанный на основе найденного уравнения множественный коэффициент детерминации (R2) составил 0,868. Это значит, что уравнение регрессии объясняет 86,8% дисперсии логарифмированных значений производительности труда, остальные 13,2% вариации этих значений определяются изменением факторов, не включенных в уравнение. Это хороший результат, поскольку эконометрическая модель не отвергается, если R2 > 0,5 (более половины вариации результата объясняется включенными в модель факторами). При этом модель считается приемлемой для практического использования, если R2 ≥ 0,75 . Статистическая значимость коэффициента детерминации и уравнения регрессии подтверждается выполнением критерия Фишера: его расчетное значение Fрасч = 34,922 значительно превышает критическое значение Fкрит 3,239, со-
ответствующее уровню значимости α = 0,05. Следовательно, гипотеза об отсутствии совместного влияния факторов на результат отвергается с вероятностью 0,95. Этого достаточно для признания эконометрической модели достоверной.
Согласно критерию Стьюдента, все параметры уравнения также являются статистически значимыми: t a0 расч 3,052 , t a1 расч 2,882 , t a2 расч 2,658 , t a3 расч 2,389 , tкрит 2,120 при α = 0,05.
Следовательно, найденное уравнение регрессии достоверно описывает не только совместное, но и индивидуальное влияние факторов на результат.
Средняя ошибка аппроксимации эмпирических значений производительности труда производственной функцией составляет 9,73%, что свидетельствует об адекватности модели эмпирическим данным. Критерием в этом случае является наличие средней ошибки аппроксимации в пределах 12-15%.
Учитывая высокую степень объяснимости вариации производительности труда, адекватность предложенной эконометрической модели эмпирическим данным, значимость модели в целом и каждого ее параметра, модель следует признать пригодной для практического применения.
Разложение множественного коэффициента детерминации на факторные составляющие (частные коэффициенты детерминации) дает следующие значе-
ния: Rl2nZ1 0,343 , Rl2n Z2 0,215 , Rl2n Z1 0,310 . Таким образом, в общей дисперсии логарифмированных значений производительности труда на долю затрат ни ИР (капитальных и текущих) приходится 34,3%, на долю инвестиций в инновации – 21,5%, на долю остальных инвестиций в основной капитал – 31%. Следовательно, более половины (55,8%) вариации производительности труда объясняется изменением факторов, имеющих непосредственное отношение к инновационной деятельности.
Предложенная модель является степенной функцией, для которой коэффициенты эластичности результата по отдельным факторам являются постоянными величинами и равны соответствующим факторным параметрам модели. Согласно стандартной интерпретации этих коэффициентов, при увеличении удельных затрат на ИР на один процент и неизменных значениях других факторов общая производительность труда в стране возрастает в среднем на 0,161%. При аналогичном увеличении удельных инвестиций в инновации эффективность живого труда возрастает на 0,183%, а при увеличении удельных инвестиций в основной капитал – на 0,459%. Таким образом, при одновременном увеличении каждого фактора, включенного в модель, на один процент, производительность труда возрастает в среднем на 0,803%.
На первый взгляд, полученные результаты противоречат современным представлениям о том, что возможности повышения эффективности производства чуть ли не целиком определяются результатами инновационной деятельности. В действительности, любые инвестиции, направленные на реновацию основных фондов, – это благо, поскольку использование новых средств производства в дополнение или взамен физически и морально устаревших всегда положительным образом сказывается на производительности труда. Кроме того, на смену инновациям, осуществляемым отдельными организациями, с течением времени приходит общая модернизация производственных технологий и готовой продукции. И хотя формально модернизацию следует отличать от инновационной деятельности, по своей сути она является прямым следствием осуществленных ранее инноваций. Таким образом, в условиях научно-технического прогресса результаты ИР вначале используются в рамках относительно «узкой» инновационной деятельности, а затем посредством постепенной диффузии инноваций обеспечивают масштабную модернизацию производства.
Относительно низкая эластичность производительности труда по инновационным факторам объясняется тем, что научно-технической и собственно инновационной деятельности присущ значительный риск, поэтому инвестиции в основной капитал, направленные на модернизацию, являются более надежным способом повышения производительности труда.
Тот факт, что затраты на ИР и инвестиции в инновации сами по себе имеют существенное влияние на производительность труда, подтверждается значениями соответствующих частных коэффициентов детерминации и статистической значимостью факторных параметров рассмотренной выше эконометрической модели. При этом суммарная эластичность производительности труда по этим факторам равна 0,344, что составляет примерно 43% от суммарной эластичности по всем факторам и сопоставимо с эластичностью производительности труда по обычным инвестициям. К сожалению, из-за отсутствия необходимых статистических данных нельзя определить, какая часть инвестиций в основной капитал приходится на модернизацию производства и таким образом опосредованно является результатом влияния инновационных факторов, а какая – на простую реновацию, компенсирующую физический, но не моральный износ основных фондов. Тем не менее, полученные количественные оценки, без-
условно, свидетельствуют о существенном положительном влиянии инновационных факторов на уровень производительности труда.
Учитывая рассмотренную выше детерминированные мультипликативные факторные модели медианного и среднеарифметического душевого объема ВВП и результаты их применения в отношении макроэкономических показателей отдельных стран, можно выстроить логическую цепь количественных и функциональных оценок влияния инновационной деятельности на уровень экономической безопасности страны:
– влияние затрат на ИР и инвестиций в инновации на производительность труда является статистически значимым;
– эластичность производительности труда по инновационным факторам, несмотря на высокие риски инновационной деятельности, сопоставима с эластичностью по удельным инвестициям в основной капитал. При пропорциональном увеличении значений инновационных и инвестиционных факторов примерно 43% процентного прироста производительности труда приходится на долю удельных затрат на ИР и инвестиции в инновации;
– стабильный экономический рост обеспечивается главным образом за счет повышения производительности труда. В докризисные годы в экономически развитых странах это обусловило в среднем 84,5 % абсолютного прироста среднеарифметического значения душевого ВВП;
– прирост среднеарифметического душевого ВВП при неизменной степени неравенства в распределении общественных благ обеспечивает пропорциональный прирост медианного значения душевого ВВП, что является признаком обеспечения экономической безопасности страны;
– чем выше темпы роста медианного значения душевого ВВП, тем выше уровень экономической безопасности.
Возвращаясь к предложенной эконометрической модели производительности труда, следует отметить, что, согласно общему свойству производственных функций, при отсутствии (равенстве нулю) какого-либо из указанных в модели факторов рост производительности невозможен. Это значит, что инновационные и инвестиционные факторы не могут существовать друг без друга, и, следовательно, затраты на ИР должны подкрепляться инновационной и инвестиционной активностью хозяйствующих субъектов.
В этой связи примечательна ситуация в России. Среди двадцати стран, представленных в таблице 7, Россия занимает далеко не последнее 11-е место по удельному значению затрат на ИР, но при этом она замыкает список стран как по уровню инвестиций в реализацию инноваций, так и по уровню обычных капиталовложений. В результате по объему ВВП на одного занятого в экономике Россия занимает 17-е место, оставляя позади только Латвию, Румынию и Болгарию – страны, которые имеют не только относительно низкий уровень промышленного развития, но и, в отличие от России, лишены пользующихся спросом на мировом рынке полезных ископаемых.
Из этого следует, что для реализации в России модели инновационного экономического роста в целях обеспечения экономической безопасности в первую очередь необходимо усиление «внедренческой» составляющей научно-
инновационного цикла, сопровождающейся соответствующими капиталовложениями. Возможность повышения инновационной активности хозяйствующих субъектов только за счет расширение предложения инноваций путем увеличения затрат на ИР представляется более чем сомнительным. Необходимо стимулировать спрос на инновации со стороны предпринимательского сектора экономики. При этом надо учитывать, что создание инновационной инфраструктуры, льготы и преференции в адрес инновационных предприятий сами по себе мало что изменят в сложившейся ситуации. Необходимо создание экономических условий, при которых бизнес будет крайне заинтересован внедрять новые производственные технологии и создавать новую продукцию. А это возможно лишь в условиях жесткой конкуренции, которая в России в настоящее время отсутствует. Только создание конкурентной среды на внутреннем рынке способно дать толчок инновационной деятельности. В противном случае все усилия государства по переводу экономики на инновационный путь развития и обеспечения долгосрочной экономической безопасности страны окажутся тщетными.
Список литературы:
1. Иларионов А. Критерии экономической безопасности // Вопросы экономики. – 1998. – № 10 – С. 35-58.
2. Афонцев С.А. Проблемы экономической безопасности России в контексте рыночной трансформации // Социально-экономическая трансформация в России / Под ред. Е.А. Киселевой; сер. «Научные доклады». – М., 2001. – Вып. 131. – С. 15-42.
3. Балацкий Е. Отношение к неравенству доходов: количественная оценка // Экономист. – 2007. – № 6. – С. 39-49.
4. Domínguez-Domínguez J., Núñez-Velázquez J.J. The Evolution of Economic Inequality in the EU Countries During the Nineties. – URL: http://www.uib.es/congres/ecopub/ecineq/papers/100Dominguez-Nunez.pdf.
5. Hedenus F., Azar C. Estimates of trends in global income and resource inequalities // Ecological Economics. – 2005. – № 55. – Pp. 351-364.
6. OECD. Stat Еxtracts: Complete databases available via OECD’s iLibrary. – URL: http://stats.oecd.org/index.aspx.
7. Федеральная служба государственной статистики. – URL: http://www.gks.ru/wps/wcm/connect/rosstat/rosstatsite/main/.
8. Statistics A - Z // Eurostat. – URL: http://epp.eurostat.ec.europa.eu/portal/ page/portal/statistics/a_to_z.
Econometric assessment of the impact of innovation on the economic security of the country
Fedoraev S.V.
National Research University of Information Technologies, Mechanics and Optics Institute of Refrigeration and Biotechnologies
The paper analyzes the cause-and-effect relationship between the cost of research and development and investment in innovation and the level of economic security, justified and interpreted the relevant econometric factor models. Keywords: economic security, economic growth, inequality, productivity, costs of research and development, investment in innovation.