Макроэкономическая оценка социальной нормы отдачи образования

Корицкий А.В.

Статья в журнале

Креативная экономика (РИНЦ, ВАК)
опубликовать статью | оформить подписку

№ 1 (13), Январь 2008

Цитировать:
Корицкий А.В. Макроэкономическая оценка социальной нормы отдачи образования // Креативная экономика. – 2008. – Том 2. – № 1. – С. 71-77.

Эта статья проиндексирована РИНЦ, см. https://elibrary.ru/item.asp?id=12959343
Цитирований: 4 по состоянию на 07.12.2023

Аннотация:
(Окончание. Начало в № 12/2007 «кэ») Образование создаёт позитивные экстерналии, то есть даёт выгоды не только владельцам человеческого капитала, но и всем окружающим их людям, в том числе предпринимателям. Действительно, если рассматривать условия в России, то заработная плата здесь составляет менее половины всех доходов населения регионов, а уровень заработной платы в регионах не обнаруживает статистически значимой связи с уровнем образования занятых в их экономике.

Ключевые слова: доходы населения, человеческий капитал, экономика региона, макроэкономика, отдача образования



Окончание. Начало в № 12/2007 «кэ»

Образование создаёт позитивные экстерналии, то есть даёт выгоды не только владельцам человеческого капитала, но и всем окружающим их людям, в том числе предпринимателям.

Действительно, если рассматривать условия в России, то заработная плата здесь составляет менее половины всех доходов населения регионов, а уровень заработной платы в регионах не обнаруживает статистически значимой связи с уровнем образования занятых в их экономике.

Следовательно, статистически значимую положительную связь уровня доходов занятых со средним уровнем их образования можно объяснить только наличием существенной положительной связи уровня образования и прочих доходов: доходов предпринимателей, от собственности и пр. (включая скрытую заработную плату).

Аналогичные явления прослеживаются при анализе данных табл. 2, где представлены результаты расчета аналогичного уравнения регрессии, в котором переменная, характеризующая уровень накопления человеческого капитала в регионе представлена не показателем “средний уровень образования” занятых в экономике региона, а показателем “доля занятых с высшим образованием” в общем числе занятых в экономике региона. Коэффициенты детерминации всех уравнений регрессии довольно высоки и стабильны во времени, они колеблются по годам в пределах от 0,72 до 0,75, то есть вариация переменных уравнений объясняет свыше 72% вариации доходов одного занятого в экономике регионов России.

Таблица 2

Результаты расчёта регрессионного уравнения по формуле (4) на основе статистических данных по регионам России за 2000-2005 гг. (уровень доходов 1 занятого - доля занятых с высшим образованием)

Показатели
регрессии
2000 г.
2001 г.
2002 г.
2003 г.
2004 г.
2005 г.
Константа а
Станд. ошибка
4,279*
(0,371)
5,602*
(0,310)
5,987*
(0,295)
6,089*
(0,306)
6,047*
(0,311)
7,021 *
(0,342)
Коэф. (Beta)
Станд.ошибка
B
Станд. ошибка
0,614*
(0,065)
0,633*
(0,067)
0,526*
(0,062)
0,455*
(0,053)
0,519*
(0,062)
0,403*
(0,048)
0,569*
(0,067)
0,438*
(0,052)
0,581*
(0,063)
0,455*
(0,049)
0,486*
(0,073)
0,335*
(0,050)
Коэф. (Beta)
Станд.ошибка
B
Станд. ошибка
0,254*
(0,078)
0,021*
(0,006)
0,181*
(0,070)
0,016*
(0,006)
0,259*
(0,069)
0,020*
(0,005)
0,185*
(0,073)
0,014*
(0,005)
0,213*
(0,068)
0,017*
(0,005)
0,179*
(0,073)
0,013*
(0,005)
Коэф. а1 (север) Beta
Станд. ошибка
B
Станд. ошибка
0,298*
(0,067)
0,348*
(0,078)
0,469*
(0,063)
0,543*
(0,073)
0,438*
(0,064)
0,469*
(0,068)
0,272*
(0,069)
0,267*
(0,068)
0,344*
(0,065)
0,366*
(0,069)
0,372*
(0,074)
0,359*
(0,071)
Коэф. А2 (Beta)
Станд. ошибка
B
Станд.ошибка
0,188**
(0,077)
0,522**
(0,213)
0,176**
(0,068)
0,484**
(0,189)
0,176**
(0,068)
0,449**
(0,175)
0,321*
(0,072)
0,798*
(0,178)
0,221*
(0,066)
0,559*
(0,167)
0,251*
(0,074)
0,610*
(0,181)
Коэф. А3 (Beta)
Станд. ошибка
B
Станд. ошибка
0,130**
(0,057)
0,170**
(0,074)
0,133**
(0,056)
0,172**
(0,073)
0,139**
(0,057)
0,167**
(0,068)
0,184*
(0,059)
0,199*
(0,063)
0,173*
(0,056)
0,197*
(0,063)
0,198*
(0,058)
0,226*
(0,067)
Коэф. детерминации
F
P – уровень
Количество регионов
0,745
47,834
0,0000
88
0,749
48,913
0,0000
88
0,740
46,712
0,0000
88
0,734
44,630
0,0000
87
0,755
50,606
0,0000
88
0,734
44,682
0,0000
87
  • *) Параметр имеет 1% значимость.
  • **) Параметр имеет 5% значимость.
  • ***) Параметр имеет 10% значимость.
  • Числа в скобках означают стандартную ошибку оценки.
  • Как следует из данных приведённых в табл. 2, как и в предыдущем случае, наблюдается явная тенденция к росту константы lnA, и к снижению коэффициента , характеризующего эластичность дохода одного занятого по фондовооружённости труда. Коэффициенты , характеризующие социальную норму отдачи человеческого капитала, не проявляют какой-либо тенденции к изменению со временем, их вариация происходит в пределах стандартной ошибки оценки, как и коэффициенты а1. Коэффициенты а2 и а3 имеют явную тенденцию к росту, то есть со временем растёт проявление эффектов городской агломерации в виде более быстрого роста доходов населения крупных городов (см. табл. 1 и 2).

    В регрессионном уравнении (6) исключены фиктивные переменные, характеризующие города – мегаполисы и регионы с городами – миллионерами.

    (6)

    Результаты расчёта параметров данного уравнения регрессии приведены в табл.3.

    После исключения фиктивных переменных, характеризующих особенности экономики крупных городов, значения коэффициента существенно возросли, почти в полтора - два раза (см. табл. 2 и 4). При этом значения других коэффициентов изменились не значительно. Значения коэффициентов в табл. 6 колеблются от 0,14 до 0,3 (для Beta) и от 0,18 до 0,33 (для B), в то время, как в табл. 8 они изменяются, соответственно, от 0,27 до 0,38 (для Beta) и от 0,33 до 0,42 (для B), что показывает “размывание” социальной нормы отдачи образования при учёте эффектов городских агломераций. Что особенно интересно, частная норма отдачи образования в России близка к нулю, так как соответствующие коэффициенты в уравнениях регрессии, где используется в качестве зависимой переменной уровни заработной платы занятых в экономике регионов, статистически незначимы.

    Результаты расчёта регрессионного уравнения по формуле (5) на основе статистических данных по регионам России за 2000-2005 гг. (уровень образования)

    Таблица 3

    Показатели
    регрессии
    2000 г.
    2001 г.
    2002 г.
    2003 г.
    2004 г.
    2005 г.
    Константа а
    Станд. ошибка
    1,056
    (0,805)
    1,763
    (0,912)
    1,404
    (0,816)
    2,233**
    (0,993)
    3,899*
    (1,074)
    2,349**
    (1,077)
    Коэф. (Beta)
    Станд. ошибка
    B
    Станд. ошибка
    0,487*
    (0,077)
    0,502*
    (0,079)
    0,449*
    (0,067)
    0,388*
    (0,058)
    0,437*
    (0,065)
    0,339*
    (0,051)
    0,523*
    (0,074)
    0,420*
    (0,060)
    0,526*
    (0,074)
    0,412*
    (0,058)
    0,478*
    (0,082)
    0,329*
    (0,057)
    Коэф. (Beta)
    Станд. ошибка
    B
    Станд. ошибка
    0,341*
    (0,067)
    0,354*
    (0,069)
    0,292*
    (0,061)
    0,364*
    (0,076)
    0,386*
    (0,060)
    0,429*
    (0,067)
    0,270*
    (0,066)
    0,338*
    (0,083)
    0,304*
    (0,065)
    0,419*
    (0,089)
    0,312*
    (0,066)
    0,399*
    (0,085)
    Коэф. а1 (север) Beta
    Станд. ошибка
    B
    Станд. ошибка
    0,258*
    (0,072)
    0,301*
    (0,084)
    0,423*
    (0,064)
    0,490*
    (0,074)
    0,359*
    (0,063)
    0,386*
    (0,068)
    0,303*
    (0,071)
    0,325*
    (0,076)
    0,300*
    (0,072)
    0,319*
    (0,076)
    0,277*
    (0,081)
    0,267*
    (0,078)
    Коэф. детерминации
    F
    P – уровень
    Количество регионов
    0,677
    58,731
    0,0000
    88
    0,717
    70,963
    0,0000
    88
    0,722
    72,662
    0,0000
    88
    0,672
    56,602
    0,0000
    87
    0,682
    59,948
    0,0000
    88
    0,649
    51,148
    0,00000
    87
  • *) Параметр имеет 1% значимость.
  • **) Параметр имеет 5% значимость.
  • ***) Параметр имеет 10% значимость.
  • Числа в скобках означают стандартную ошибку оценки.
  • Денежные выгоды от образования, которые представляют положительные и статистически значимые коэффициенты, обнаруживаются в уравнениях регрессии, где в качестве зависимой переменной используются суммарные доходы занятых, включающие, помимо заработной платы, доходы предпринимателей, доходы от собственности, социальные выплаты и прочие доходы (включая скрытую заработную плату). Для проверки данного вывода, рассмотрим результаты расчёта уравнений регрессии, в которых в качестве зависимой переменной используется переменная “доходы предпринимателей, от собственности и прочие доходы (включая скрытую заработную плату)” в расчёте на одного занятого в экономике региона (табл. 4).

    Таблица 4

    Результаты расчёта регрессионного уравнения по формуле 5 на основе статистических данных по регионам России за 2000-2005 гг. (уровень образования)

    Показатели
    регрессии
    2003 г.
    2004 г.
    2005 г.
    Константа а
    Станд.ошибка
    -1,937
    (1,885)
    -4,453
    (2,347)
    -3,862
    (2,612)
    Коэф. (Beta)
    Станд.ошибка
    B
    Станд.ошибка
    0,365*
    (0,106)
    0,389*
    (0,113)
    0,395*
    (0,104)
    0,535*
    (0,141)
    0,397*
    (0,119)
    0,457*
    (0,138)
    Коэф. (Beta)
    Станд.ошибка
    B
    Станд.ошибка
    0,366*
    (0,095)
    0,609*
    (0,158)
    0,357*
    (0,095)
    0,748*
    (0,198)
    0,351*
    (0,096)
    0,753*
    (0,207)
    Коэф. а1 (север) Beta
    Станд.ошибка
    B
    Станд.ошибка
    -0,074
    (0,101)
    -0,106
    (0,145)
    -0,285*
    (0,099)
    -0,463*
    (0,141)
    -0,370*
    (0,118)
    -0,599*
    (0,190)
    Коэф. детерминации
    F
    P – уровень
    Количество регионов
    0,328
    13,511
    0,00000
    87
    0,364
    15,454
    0,00000
    85
    0,265
    9,951
    0,00001
    87
  • *) Параметр имеет 1% значимость.
  • **) Параметр имеет 5% значимость.
  • ***) Параметр имеет 10% значимость.
  • Числа в скобках означают стандартную ошибку оценки.
  • Сразу бросаются в глаза высокие значения коэффициентов , характеризующих социальную норму отдачи образования. Значения коэффициентов в табл. 9 колеблются от 0,35 до 0,36 (для Beta) и от 0,60 до 0,75 (для B), что свидетельствует о высокой степени зависимости доходов предпринимателей и смешанных доходов от уровня образования занятых в экономике регионов России. Социальная норма отдачи образования, в данном контексте, колеблется от 60 до 75 процентов. Зависимость данной группы доходов от фондовооружённости значительно слабее.

    Очевидной особенностью северных регионов является, в данном случае, их отрицательное влияние на доходы предпринимателей, доходы от собственности и прочие (смешанные) доходы (включая скрытую заработную плату), характерные для малого и среднего бизнеса, а также для лиц свободных профессий. Такой результат можно объяснить тем, что в северных регионах чрезмерно высоки как трансформационные, так и трансакционные издержки, что резко снижает выгоды от ведения в них среднего и малого предпринимательства. В то же время возможное развитие в них добывающей промышленности крупными компаниями сопровождается выведением прибыли из данных регионов в “центры прибыли”, расположенные, как правило, в крупных городах, или даже в других странах.

    Можно сделать вывод, что уровень образования занятых в экономике регионов России, также как и фондовооружённость труда, является доходообразующим фактором. Кроме этих главных факторов, статистически значимое влияние на доходы населения оказывают природно-климатические факторы (в северных регионах России) и факторы городской агломерации (в крупных городах). Последние факторы, по мнению ряда известных западных экономистов, связаны с экстерналиями человеческого капитала, с эффектами “расплёскивания” знаний, сетевыми эффектами городского соседства и эффектами масштаба производства в городах, что подтверждается анализом результатов расчёта регрессионных уравнений.

    Величина норм отдачи образования, выгоды от которого реализуются в относительно более высоких доходах населения регионов РФ, согласно проведённым вычислениям, довольно высока - от 18 до 33% (B) (табл. 1), в расчётах которой выделены эффекты городских агломераций – в том числе экстерналии человеческого капитала. И от 35 до 43% (B) (табл. 3), в расчётах которой не выделены эти эффекты, они, по-видимому, увеличивают значения коэффициентов , то есть социальной нормы отдачи образования. В том, что экстерналии человеческого капитала существуют в России, свидетельствуют повышенные нормы отдачи образования, рассчитанные с использованием в качестве зависимой переменной “доходов предпринимателей, от собственности и прочие доходы (включая скрытую заработную плату)”. Действительно, коэффициент в табл. 4 колеблется в интервале от 61 до 75%, что близко к оценкам Г. Дженкинс. Можно сделать вывод, что денежные выгоды от образования получают в России в основном работодатели, а не сами собственники человеческого капитала – наёмные работники. Конечно, нельзя исключать возможность, что значительная, если не подавляющая, часть предпринимателей в России, сами являются образованными людьми и носителями значительного человеческого капитала, и вполне закономерно они получают выгоды от него. Но в целом по стране, личные доходы в виде заработной платы и прочих доходов (включая скрытую заработную плату), в расчёте на одного занятого в экономике регионов РФ, не обнаруживают статистически значимой связи со средним уровнем образования этих занятых, что говорит о крайне низкой частной норме отдачи образования, о чём свидетельствуют данные расчётов этой нормы, сделанные на основе социологических исследований. Поэтому можно достаточно уверенно говорить о наличии в России существенных внешних эффектах образования, при которых выгоды от него реализуются в доходах третьих лиц, не участвующих в производстве человеческого капитала. Но можно надеяться, что в длительном периоде, как и в других странах, будут проявляться эффекты рыночной конкуренции, в том числе и на рынке труда в России, которые приведут к выравниванию частных и социальных норм отдачи образования.


    Страница обновлена: 22.01.2024 в 20:27:45