Статья опубликована в журнале «Креативная экономика»1 / 2008

Макроэкономическая оценка социальной нормы отдачи образования

Корицкий Алексей Владимирович, канд. экон. наук, доцент кафедры «Экономическая теория» Сибирского университета потребительской кооперации, г. Новосибирск, Россия

Translation will be available soon.

 Читать текст |  Скачать PDF | Загрузок: 56

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.

JEL-классификация:

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

Приглашаем к сотрудничеству авторов научных статей

Публикация научных статей по экономике в журналах РИНЦ, ВАК (высокий импакт-фактор). Срок публикации - от 1 месяца.

creativeconomy.ru Москва + 7 495 648 6241


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.


Издание научных монографий от 15 т.р.!

Издайте свою монографию в хорошем качестве всего за 15 т.р.!
В базовую стоимость входит корректура текста, ISBN, DOI, УДК, ББК, обязательные экземпляры, загрузка в РИНЦ, 10 авторских экземпляров с доставкой по России.

creativeconomy.ru Москва + 7 495 648 6241