РЕГИОНАЛЬНЫЕ ПРОБЛЕМЫ
РОССИЙСКИЕ РЕГИОНЫ: СБЛИЖЕНИЕ ИЛИ РАССЛОЕНИЕ?
© 2009 г. Б. Л. Лавровский, Е. А. Шильцин
(Новосибирск)
Обсуждаются вопросы регионального развития в России. Показано, что усиление дифференциации в последние годы экономического роста (2000—2005 гг.) происходит исключительно благодаря нескольким регионам. В рамках модели конвергенции показано, что в большей части российских регионов расстояние между средним значением ВРП на душу населения и стационарным (равновесным) состоянием может сократиться в 1.5 раза через 20—25 лет и в 2 раза — примерно через 40 лет. В соответствии с расчетами, дифференциация экономического развития регионов в отдаленной перспективе будет оставаться достаточно большой, распределение ВРП на душу населения концентрируется в области ниже среднего значения.
Большинство российских регионалистов сходится во мнении, что региональная дифференциация в РФ, во-первых, высокая, а во-вторых, имеет тенденцию к дальнейшему росту. Идея о том, что усиление регионального расслоения обусловлено преимущественно системным кризисом, тотальным сокращением производства и будет на этапе экономического развития, возможно, преодолено, как будто не находит подтверждения. По крайней мере, традиционные индикаторы рассеяния уже в новейшее время, в эпоху сравнительно устойчивого роста, независимо от обусловивших его причин, не свидетельствуют о преимущественных темпах роста регионов-аутсайдеров.
1. Конфигурация экономического пространства. Между тем ситуация не столь очевидна, как может показаться. Центральный вопрос работы состоит в том, как меняется конфигурация экономического пространства, относительное положение регионов и за счет каких факторов происходит рост интегральной оценки дифференциации. Одно дело, когда в "шеренге регионов" каждый последующий заметно отличается от предыдущего (системное расслоение), и совсем другое, когда в большом ряду примерно равных по экономической мощи или продуктивности регионов соседствуют несколько аномально сильных или слабых. Но именно эти "несколько" и формируют в основном интегральную оценку рассеяния.
Исследование, относящееся к межрегиональной дифференциации, осуществляется нами применительно к показателю ВРП на душу населения. Среди экономических параметров этот показатель является, пожалуй, наиболее общим (синтетическим). Он отражает ведущую характеристику экономического развития региона, как, впрочем, и социального.
Расчеты осуществляются практически для всей территории России, в разрезе 79 регионов1. Как правило, интегральная оценка дифференциации измеряется дисперсией или ее аналогами, чаще всего коэффициентом вариации. Один из возможных подходов к оценке вклада региона в интегральный показатель дифференциации душевого ВРП можно определить в виде 4 = (х{ / х -1) / Nv2, где 4 — оценка вклада региона /; V — коэффициент вариации; х{ — значение душевого ВРП в регионе /; х — среднероссийское значение душевого ВРП; N — число регионов:
N
2
У = N/ х -1)2 = К х -1)2 + ••• + ( / х -1)2] / N.
п1
Соответственно, ^ 4 = 1.
Очевидно, что вклад того или иного региона в интегральную оценку рассеяния определяется величиной индивидуального отклонения его душевого ВРП от среднего по России как в большую, так и в меньшую сторону. Например, в 2000 г. численное значение коэффициента вариации в значительной степени объясняется вкладом двух регионов — Тюменской области (37.7%) и Москвы (11.6%) — душевые ВРП этих регионов отличаются от среднего показателя в лучшую
1 Не рассматриваются отдельно автономные округа (за исключением Чукотского), а также Республика Чечня.
Вклад в вариацию душевого ВРП, %
40 г
35 30 25 20 15 10
О
I ||| ||| ||| ||| ||| ||| ||| ||| ||| |||-1|Г
2 И
<р
а И
Рис. 1. Распределение вкладов регионов в коэффициент вариации в 2000 г.,
5
0
сторону. Сумма квадратов отклонений остальных 77 регионов составляет только около половины всего разброса.
Иначе говоря, в 2000 г. основной источник отклонения от абсолютного равенства (единства) — фактор территориального неравновесия — обусловлен ситуацией в двух регионах-лидерах. Аутсайдеры не оказывают сколько-нибудь серьезного влияния на совокупную оценку дифференциации. Фрагмент распределения вкладов регионов в коэффициент вариации представлен на рис. 1, где приведены 20 регионов с максимальными значениями вкладов.
Похожую картину с аномально высокими показателями вкладов двух—трех регионов-лидеров можно наблюдать и во все последующие годы.
Между тем очевидно, что усиление или ослабление региональной поляризации во времени не может быть объяснено только этими фактами, относящимися к статике; оно связано с динамическими факторами, изменением роли отдельных регионов в совокупном показателе рассеяния.
Действительно, с 2000 по 2005 г. существенно увеличивают вклад в дифференциацию только два региона: Тюменская область и Чукотский АО. Их совместный вклад в коэффициент вариации возрос с 39.1% в 2000 г. до 50.4% в 2005 г. Заметно снизили вклады Якутия, Красноярский край, Магаданская область — в сумме на 6.6%. Что касается остальных регионов, то здесь изменения незначительны. Вклад каждого из них в интегральный показатель дифференциации 2005 г., во-первых, сравнительно низкий, во-вторых, сопоставим с остальными, в-третьих, как правило, меньше соответствующего вклада в 2000 г.
Итак, три региона — Москва, Тюменская область и Чукотский АО — в силу известных особых объективных и субъективных обстоятельств в течение рассматриваемого периода резко оторвались по уровню душевого ВРП от среднероссийского уровня, порождая неравновесие и являясь "возмутителями спокойствия" (в хорошем смысле слова). Поскольку вся остальная страна не подпадает под эти особые обстоятельства и развивается на основе присущих ей закономерностей, то имеет смысл сопоставить динамику коэффициента вариации с этими тремя регионами и без них (рис. 2).
Как видно из рис. 2, увеличение дифференциации в период 2000—2005 гг. обеспечивается только тремя регионами. В большей части страны — 76 регионов, в которых проживает 90% на-
РОССИИСКИЕ РЕГИОНЫ: СБЛИЖЕНИЕ ИЛИ РАССЛОЕНИЕ?
33
Коэффициент вариации душевого ВРП 0.75
0.70 0.65 0.60 0.55 0.50 0.45 0.40 0.35 0.30
-♦—по всем 79 регионам
-О—без учета Москвы, Тюменской обл. и Чукотского АО
2000
2001
2002 2003 Годы
2004
2005
Рис. 2. Динамика коэффициента вариации душевого ВРП.
селения и производится 65% валового внутреннего продукта страны — расслоения не наблюдается. Можно утверждать, что в течение рассматриваемого периода происходит не системное, а весьма специфическое региональное расслоение.
Прогнозную оценку этого процесса можно сделать с помощью известных в экономической литературе подходов к анализу региональных процессов: модели P-конвергенции и динамики распределения.
2. Тенденции конвергенции. Известная концепция р-конвергенции, разработанная в начале 1990-х годов Р. Барро и Х. Сала-и-Мартином (Barro, Sala-i-Martin, 1992) и широко используемая в западных исследованиях экономического развития групп стран и регионов (Durlauf, Quah, 1999; Sala-i-Martin, 1996), исходит из наличия связи между темпом роста региона и начальным значением его ВРП на душу населения.
Тип регионального развития характеризуется коэффициентом р в модели конвергенции:
ln(x,+s/xt)/s = а - рln(x), (1)
где xt — значение ВРП на душу населения в год t; s — длина временного периода. Тенденция конвергенции (сходимости) предполагает отрицательную связь между среднегодовым темпом роста региональной экономики за рассматриваемый период ln(xt+s/x)/s и значением продуктивности на начало периода ln(xt). Чем продуктивнее экономика региона, т.е. чем больше значение его душевого ВРП, тем ниже у него темп роста.
Гипотеза безусловной p-конвергенции исходит из предположения о существовании в рассматриваемой группе регионов общего равновесного (стационарного) состояния x*. Параметр а характеризует это долгосрочное стационарное состояние, к которому, согласно неоклассической модели роста, должны приближаться регионы. Приближение к этому состоянию и составляет содержание процесса p-конвергенции. Скорость, с которой регионы сходятся к долгосрочному равновесному состоянию, определяется формулой w = ln(1 - р s)/s и характеризует среднегодовой темп сокращения расстояния между ln(xt) и ln(x *).
Эмпирический анализ процессов регионального развития проводится в рамках регрессионной модели:
ln(x;-2005 / xyooo) /5 = а - Рln(x;-2000) + e¡, i = 1,...,N, (2)
где x¡t — значение ВРП на душу населения региона i в год t; e¡ — ошибки регрессии, а и Р — оцениваемые параметры, характеризующие в рамках модели (1) динамику репрезентативного региона; N — число регионов.
2 По данным на 2005 г.
Оценка скорости Р-конвергенции по различным странам
Группа регионов Период Оценка скорости, % R2 регрессии
США, 48 штатов (1880- 1990) 2.1 0.89
Испания, 17 регионов (1955- 1987) 2.1 0.63
Англия, 11 регионов (1955- 1987) 2.0 0.62
Япония, 47 префектур (1955- 1990) 1.9 0.59
Франция, 21 регион (1955- 1987) 1.6 0.55
Германия, 11 регионов (1955- 1987) 1.4 0.56
Италия, 20 регионов (1955- 1987) 1.0 0.46
Гипотеза о конвергенции (сходимости, сближении) принимается, если эмпирическая оценка в > 0. Если р < 0, наблюдается обратный процесс — дивергенции (отдаления, расслоения).
С учетом выявленной специфики регионального расслоения не вызывает удивления тот факт, что по 79 регионам за период с 2000 по 2005 г. не удается получить значимой оценки коэффициента р. Но, возможно, тенденция к сближению региональных показателей продуктивности существует если не для всех, то для большей части регионов. Для проверки этой гипотезы из совокупности регионов были исключены те, которые характеризуются аномальными статическими и динамическими характеристиками показателя ВРП на душу населения — Тюменская область, Чукотский АО, Республика Калмыкия, Республика Ингушетия.
На выделенной группе, включающей 75 регионов, оценка р составила 0.017 на 5%-ном уровне значимости — гипотеза о конвергенции подтверждается с вероятностью ошибки не более 5%, R2 = 0.074. Скорость сходимо
Для дальнейшего прочтения статьи необходимо приобрести полный текст. Статьи высылаются в формате PDF на указанную при оплате почту. Время доставки составляет менее 10 минут. Стоимость одной статьи — 150 рублей.