Культурное разнообразие в регионах Российской Федерации

Культурное разнообразие в регионах Российской Федерации: влияние
на экономические результаты
Лимонов Л. Э., НИУ ВШЭ - Санкт-Петербург, АНО МЦСЭИ «Леонтьевский Центр»,
Санкт-Петербург;
Несена М.В., НИУ ВШЭ - Санкт-Петербург, АНО МЦСЭИ «Леонтьевский Центр»,
Санкт-Петербург.
Культурное разнообразие современного российского общества определяется, вопервых, композицией этнокультурного пространства, имеющей исторические корни,
уходящие иногда в далекое прошлое, и, во-вторых, миграцией. Причем, учитывая
пространственные особенности России, культурному многообразию городов и регионов
способствует не только международная миграция, но и внутренняя.
В
теме
изучения
культурного
разнообразия
для
исследователей-экономистов
интересна, прежде всего, оценка его влияния на экономические результаты. На протяжении
последних десятилетий широкий круг исследователей обращался к данной теме. «Является ли
культурно диверсифицированное общество более успешным, чем гомогенное?» - один из
основных вопросов данных исследований. Выводы теоретических моделей М.Берлиана и
М.Фужиты [Berliant, Fujita, 2010-2011] по вопросу влияния культурного разнообразия на
экономический рост, его роли в создании знания, говорят о том, что производительность в
создании нового знания в регионе с гомогенной культурой ниже, чем в ситуации, когда
присутствуют многообразие культур и гетерогенность работников R&D.
Эмпирическая литература по вопросам влияния культурного многообразия имеет как
положительные, так и отрицательные свидетельства. Так, в работе А.Алесины и др. [Alesina et
al.,1999], в которой рассматривается связь между гетерогенностью предпочтений и
предоставлением государственных услуг в городах США, показано, что доля расходов на
предоставление государственных услуг находится в обратной зависимости от этнической
фрагментарности, даже при условии контроля над другими социально-экономическими и
демографическими характеристиками. Исследования Ж. Оттовиано, Е.Беллини и др.
[Ottoviano et al., 2004; Bellini et al, 2009] о влиянии культурного разнообразия на
производительность в городах США и в регионах ЕС свидетельствуют о том, что средний
коренной житель США, Великобритании и Германии обладает большей производительностью
в более культурно диверсифицированной среде.
Авторы данного исследования поставили перед собой задачу изучения культурного
разнообразия России, оценки его экономической ценности. В данной работе представлены
первые результаты исследования.
В России проблемы миграции активно изучаются как демографами, так и
экономистами. Среди наиболее значимых исследований необходимо упомянуть работы
Андриенко Ю. и Гуриева С. [Andrienko Y., Guriev S., 2004], Гуриева С. и Вакуленко Е. [Guriev
S., Vakulenko E., 2012; Вакуленко Е., 2012], Мкртчяна Н. и Карачуриной Л. [Мкртчян Н.,
Карачурина Л., 2014]. В работах обычно анализируются либо демографические процессы в
целом, либо влияние социально-экономических показателей на внутренние миграционные
потоки в регионах и городах Российской Федерации. Миграция также изучается как фактор,
способствующий конвергенции регионов в доходах и заработной плате. Данное исследование
призвано расширить круг вопросов, рассматриваемых в связи с проблемой международной и
внутренней миграции, а также является шагом по направлению к теоретическому
осмыслению влияния культурного разнообразия на производительность в российской
экономике и факторов, определяющих экономические и социальные различия российских
регионов.
Для оценки культурного разнообразия необходимо, во-первых, определить критерий,
по которому в обществе различаются “культурные идентичности”. Поскольку напрямую
измерить гетерогенность общества невозможно, на практике пользуются косвенными
методами
оценки.
В
исследованиях
широко
применяются
оценки
этнической,
лингвистической, религиозной гетерогенности общества, особенно если исследование
проводится для группы стран [Alesina et al. 1999, 2003, 2005; Collier, 2001;Easterly et al., 2001].
Наиболее известным и
чаще всего используемым в исследованиях источником данных
является Атлас Народов Мира 1964 г. – фундаментальный труд советских ученых по
этнографии всего земного шара, где для оценки этнолингвистического разнообразия стран
был применен индекс Симпсона, обычно используемый для оценки био-разнообразия:
𝑀
2
𝐷𝑖𝑣𝑒𝑟𝑠𝑖𝑡𝑦𝑗 = 1 − ∑ 𝑆ℎ𝑎𝑟𝑒𝑖𝑗
(1)
𝑖=1
где 𝑆ℎ𝑎𝑟𝑒𝑖𝑗 представляет собой долю группы 𝑖 в стране 𝑗.
Индекс Симпсона оценивает вероятность того, что два случайно отобранных индивида
общества (страны, региона, города) окажутся принадлежащими двум разным группам.
Поскольку в данной работе изучается внутренняя и международная миграция, и используемая
теоретическая модель рассматривает межрегиональное перемещение трудовых ресурсов, то в
качестве критериев идентичности использована и принадлежность к группам рожденных за
пределами страны и за пределами региона, и принадлежность к этническим группам
населения. Для оценки гетерогенности были использованы показатели доли данных групп в
населении и оценка разнообразия индексом Симпсона. Данные для оценки показателей
разнообразия были взяты из Всероссийской переписи населения 2002 и 2010 гг1.
Для проведения эмпирического исследования была использована модель открытой
системы городов, разработанная Ж. Оттовиано и Ж.Пери [Ottoviano&Peri,2006а], в которой
“разнообразие” влияет и на производительность фирм, и на удовлетворенность потребителей
посредством локализованных внешних эффектов. В целом формализация идеи о том, что
территориальные различия в заработных платах и рентах компенсируют жителям и бизнесу
различия в желаемых местных удобствах (англ. amenities), принадлежит Дженнифер Робак
[Roback,1982]. Модель Ж. Оттовиано и Ж. Пери, а также использованная ими процедура
оценки влияния разнообразия на жителей городов построена на модели Д. Робак, в которой в
качестве местного удобства (или негативного фактора) рассматривается местное культурное
разнообразие [Ottoviano&Peri, 2006а].
Аналитические рамки данного исследования включают N регионов (n=1,2,3..N).
Рассматриваются два фактора производства: трудовые ресурсы и земля. При этом, земля
является фиксированным немобильным фактором производства. Предполагается, что она
находится в собственности местных землевладельцев и сделки с ней совершаются только
внутри
регионов.
Трудовые
ресурсы
предполагаются
мобильными.
Затраты
на
внутрирегиональную миграцию игнорируются, рассматривается только межрегиональное
перемещение трудовых ресурсов [Roback,1982]. Разнообразие является экстерналией для
производства и потребления, и может быть как положительной, так и отрицательной.
Процедура оценки влияния разнообразия построена на оценке доминантности экстерналии
производства или потребления.
Согласно предпосылкам, для всей системы регионов
культурное разнообразие является экзогенным, а для внутрирегионального пространства –
эндогенным [Bellini et al, 2009].
Экстерналия потребления, связанная с культурным разнообразием территорий,
учитывается в функции полезности работника i в регионе n:
1−𝜇 𝜇
𝑈𝑖𝑛 = 𝐴𝑈 (𝐷𝑛 )𝐻𝑖𝑛 𝑌𝑖𝑛 , где 0 < 𝜇 < 1
(2)
Результаты Всероссийских переписей опубликованы на web-сайте Федеральной службы государственной
статистики Росстат: http://www.perepis2002.ru/index.html?id=11;
http://www.gks.ru/free_doc/new_site/perepis2010/croc/perepis_itogi1612.htm
1
Экстерналия производства, связанная с культурным разнообразием, учитывается в
производственной функции типичной фирмы j в регионе n:
1−𝛼 𝛼
𝑌𝑗𝑛 = 𝐴𝑌 (𝐷𝑛 )𝐻𝑗𝑛
𝐿𝑗𝑛 , где 0 < 𝛼 < 1
(3)
Теоретическая основа для проведения эмпирического исследования состоит из двух
уравнений: “уравнения заработной платы” и “уравнения ренты”, которые получаются
логарифмическим решением уравнений условия свободного входа и условия свободной
миграции для цен факторов, учитывая косвенную функцию полезности работника группы i в
регионе n.2
В результате решения получается следующее “уравнение заработной платы”:
ln 𝑤𝑛 =
(1 − 𝜇)𝜌𝑌 − (1 − 𝛼)𝜌𝑈
[𝐴𝑌 (𝐷𝑛 )]1−𝜇
1
+
ln (
)
[𝐴𝑈 (𝐷𝑛 )]1−𝛼
1 − 𝛼𝜇
1 − 𝛼𝜇
(4)
и “уравнение ренты”:
ln 𝑟𝑛 =
𝜌𝑌 + 𝛼𝜌𝑈
1
+
ln(𝐴𝑌 (𝐷𝑛 )[𝐴𝑈 (𝐷𝑛 )]𝛼 ),
1 − 𝛼𝜇
1 − 𝛼𝜇
𝜌𝑌 = ln(1 − 𝛼)1−𝛼 𝛼 𝛼 , 𝜌𝑈= (1 − 𝜇)1−𝜇
(5)
𝜇 𝜇⁄
𝜗 , при 0 < 𝛼 < 1, 0 < 𝜇 < 1,
𝜗 − величина равновесия косвенной полезности.
Совместная оценка уравнений 4 и 5 позволит определить, какая из экстерналий
является доминантной на основе оценки знаков производных
𝜕𝑤𝑛
𝜕𝐷𝑛
и
𝜕𝑟𝑛
𝜕𝐷𝑛
.
Предварительная оценка корреляции прироста уровня доходов, заработной платы и
прироста доли иностранных мигрантов, доли некоренного населения показывает, что
независимо от характеристик региона значимая корреляция наблюдается только между
приростом доходов, заработной платы и долей международной миграции. Значения
корреляции значимы и равны 0,39 и 0,31 соответственно. Значения корреляции зависимости
темпа роста заработной платы и доходов от прироста доли некоренного населения в целом
незначимы.
Оценка корреляции динамики цен на рынке недвижимости и прироста миграции
показывает незначительное значение корреляции 0,08 - от доли иностранных мигрантов и 0,06
- от прироста всех мигрантов. Таким образом, предварительный анализ показывает, что
независимо от характеристик региона, прослеживается только небольшое положительное
влияние международной миграции на производительность фирм, и влияние практически
Модель подробно описана в работах Ottoviano G.I.P and Peri (2006a) и Bellini E., Ottaviano G.I.P., Pinelli D.and
Prarolo G. (2009).
2
отсутствует на удовлетворенность потребителей, на фоне сокращающейся внутренней и
международной миграции в большинстве регионов.
В
рамках
эконометрической
оценки
представленной
теоретической
модели
использовались регрессии доходов и ренты:
𝑇
𝑙𝑛𝑦𝑗𝑡 = 𝛼 + 𝐷𝑖𝑣𝑒𝑟𝑠𝑖𝑡𝑦𝑗𝑡
𝛽 + 𝑋 𝑇𝑗𝑡 𝜑 𝐼 + 𝜇𝑡 + 𝜌𝑗 + 𝑢𝑗𝑡 (6)
𝑇
𝑙𝑛𝑝𝑗𝑡 = 𝛼 + 𝐷𝑖𝑣𝑒𝑟𝑠𝑖𝑡𝑦𝑗𝑡
𝛽 + 𝑋 𝑇𝑗𝑡 𝜑 𝑃 + 𝜇𝑡 + 𝜌𝑗 + 𝑢𝑗𝑡 (7)
В качестве зависимых переменных в регрессии доходов использовались попеременно
среднедушевые доходы и среднемесячная заработная плата. В качестве объясняющих
переменных использовались индексы, отражающие культурное разнообразие: индекс
Симпсона по стране происхождения, индекс Симпсона внутри иностранных мигрантов и доля
иностранных мигрантов в населении региона. В качестве контролирующих переменных в
регрессиях был использован набор стандартных контролирующих переменных, используемых
в регрессиях доходов и роста [Temple,1999; Bellini et al.,2009], отражающих различия
регионов в: человеческом капитале, доле занятости в сельском хозяйстве в общей занятости
региона, плотности населения и рыночном потенциале региона. В случае присутствия
корреляции индексов с контролирующими переменными, некоторые из них исключались для
того, чтобы избежать проблемы мультиколлинеарности.
Для человеческого капитала в качестве прокси-переменной использовалась доля
занятых в экономике, имеющих как минимум полное среднее образование. Рыночный
потенциал, который отражает силу экономического взаимодействия между заданным
регионом и окружающими регионами, рассчитывался как сумма ВРП регионов, взвешенных
обратным расстоянием между регионами, измеряемым как время в пути на автомобиле между
административными центрами регионов:
𝑀𝑃𝑖 = ∑𝑗≠𝑖
𝐺𝑅𝑃𝑗
𝑑𝑖𝑗
В регрессии ренты в качестве прокси-переменной уровня цен рассматривались средние
цены жилья на первичном рынке недвижимости и прожиточный минимум в регионах3.
Поскольку в ходе исследования использование прожиточного минимума позволило получить
более значимые результаты, именно они будут представлены в данной статье. Регрессия
построена на панельных данных за 2002 и 2010 гг. по индексам культурного разнообразия и
Поскольку в теоретической модели аренда земли фактически является аппроксимацией цены не торгуемых
благ, и данные по ценам аренды земли отсутствуют, в данном исследовании в качестве прокси переменной
уровня цен были использованы данные по ценам жилья на первичном рынке недвижимости и по прожиточному
минимуму, которые имеются в статистике Росстата по регионам.
3
2003 и 2011 гг. соответственно для контрольных переменных4. Регрессия оценивалась
методом взвешенных наименьших квадратов, в качестве весов использовался обратный
квадрат численности экономически активного населения.
Использование заработной платы и среднедушевых доходов в качестве объясняющих
переменных показало похожие результаты: этническое культурное разнообразие и внутренняя
миграция имеют значимое отрицательное влияние на уровень доходов/заработных плат, а
индексы многообразия, оценивающие результат международной миграции, имеют значимые
индексы разных знаков: многообразие по стране происхождения и доля иностранных
мигрантов в населении – положительный, многообразие внутри международных мигрантов –
отрицательный.
Можно предположить, что внутренняя миграция в России зависит не только от спроса
на труд в экономике и уровня зарплат и доходов, но и от других факторов (беженцы в
соседние регионы из зон этнических конфликтов, миграция в регионы с более благоприятным
климатом и пр.). Приток мигрантов в некоторых случаях может значимо повысить
предложение труда и способствовать снижению уровня зарплат и доходов. Свой вклад в
формирование отрицательной зависимости может внести и тот факт, что некоторые отсталые
регионы (например, Дагестан) обладают большим этническим разнообразием (в отличие от
типичной ситуации, когда этническое разнообразие выше в наиболее развитых мегаполисах).
Относительно влияния доли и разнообразия иностранных мигрантов расчеты показывают, что
доля иностранцев в населении имеет положительное воздействие на доходы и зарплаты, а
разнообразие иностранцев – отрицательное. Это может быть связано с тем, что в наиболее
развитых регионах имеются большие потоки однородных по стране происхождения
мигрантов (из Узбекистана, Таджикистана или Белоруссии), а в некоторых менее развитых
регионах, где доля иностранцев существенно ниже, их разнообразие по странам
происхождения значительно выше.
Сопоставление результатов регрессий заработной платы/доходов и уровня цен
показывает, что этническое разнообразие, а также разнообразие, порождаемое внутренней
миграцией, можно отнести к отрицательным факторам воздействия при доминирующей
𝜕𝑤
экстерналии производства ( 𝜕𝐷𝑛 < 0 и
𝑛
модели
неблагоприятному
фактору
𝜕𝑟𝑛
𝜕𝐷𝑛
< 0 , что соответствует согласно теоретической
воздействия
при
доминировании
экстерналии
производства). Культурное многообразие, вызванное международной миграцией в Россию не
может быть оценено однозначно: в обеих регрессиях значима (на уровне 0,1%) только доля
4
Контрольные переменные взяты с временным лагом в один год для более полного учета эффектов.
иностранных мигрантов в населении, и коэффициенты имеют положительный знак. Только
один коэффициент перед индексом разнообразия по стране происхождения в регрессии
уровня цен значим на уровне значимости 10%, причем при условии контроля над другими
характеристиками регионов, и он имеет отрицательный знак. Индекс разнообразия внутри
международных мигрантов в целом не значим. Таким образом, можно сказать, что только
доля иностранных мигрантов может рассматриваться как благоприятный фактор воздействия
при доминантной экстерналии производства.
Поскольку эндогенность является потенциальной проблемой данной теоретической
модели, из-за которой мы не можем быть уверены в установленной причинной связи
культурного разнообразия и заработных плат и уровня цен, на следующем шаге исследования
были использованы инструментальные переменные для индексов культурного разнообразия.
Инструментальные переменные были построены по методологии «shift-share», широко
применяемой в подобных исследованиях [Card, 2001; Saiz,2003; Ottoviano et al., 2004; Bellini et
al, 2009]. Использование данной методологии основано на предположении, что мигранты
стремятся поселиться в тех местах, где уже живут другие мигранты из тех же стран или
регионов. По методологии «shift-share» доля в населении каждой группы «культурной
идентичности» в 2002 г. и прирост долей этих групп на национальном уровне с 2002 по 2010
г. использовались для конструирования оценки долей каждой группы «культурной
идентичности» на региональном уровне в 2010 г:
𝐺𝑟𝑜𝑤𝑡ℎ_𝑟𝑎𝑡𝑒𝑔 = (𝑆ℎ𝑎𝑟𝑒_𝑔𝑟𝑜𝑢𝑝𝑔2010 − 𝑆ℎ𝑎𝑟𝑒_𝑔𝑟𝑜𝑢𝑝𝑔2002 )/𝑆ℎ𝑎𝑟𝑒_𝑔𝑟𝑜𝑢𝑝𝑔2002
̂ 𝑔𝑗2010 = 𝑆ℎ𝑎𝑟𝑒_𝑔𝑟𝑜𝑢𝑝𝑔𝑗2002 (1 + 𝐺𝑟𝑜𝑤𝑡ℎ_𝑟𝑎𝑡𝑒𝑔 )
𝑆ℎ𝑎𝑟𝑒_𝑔𝑟𝑜𝑢𝑝
Далее, на основе полученных оценок рассчитывалась оценки индексов разнообразия,
вызванных внутренней и международной миграцией в 2010 г.
На первом шаге были оценены коэффициенты спрогнозированных индексов
разнообразия в регрессиях заработной платы и уровня цен. Результаты регрессий с
инструментальными переменными первого шага показали высокую значимость всех
коэффициентов, за исключением индекса разнообразия внутри международных мигрантов, а
также положительную оценку влияния внутренней миграции при доминирующей экстерналии
производства. Но необходимо отметить, что это были регрессии только на данных 2010 г., с
использованием
спрогнозированных
значений
индексов
разнообразия.
Оценки
коэффициентов в регрессиях на панельных данных, 2002-2010 гг., включающих оценки
индексов для 2010 г., не являются зеркальным отражением результатов приведенных выше
регрессий доходов/заработных плат и уровня цен. Таким образом, хотя устойчивого
положительного или отрицательного влияния внутренней и международной миграции на
производительность фирм и удовлетворенность потребителей в регионах Российской
Федерации выявлено не было, можно отметить отдельные признаки положительного влияния
международной миграции при доминанте экстерналии производства.
Выводы
Выполненное исследование при всей противоречивости полученных результатов
позволяет все же сделать ряд важных выводов.
Во-первых, межрегиональная и международная миграция в России не является
значимым положительным фактором роста заработных плат и уровня цен. Возможно это
связано с низким уровнем миграции, не вызывающим существенного воздействия на
экономику. Низкий уровень миграции (ниже, чем в странах ЕС и существенно ниже, чем в
США, где было выявлено значимое положительное влияние культурного разнообразия
порождаемого международной миграцией на производительность коренного населения)
связан в России с высоким уровнем экономических, социальных и административных
барьеров для миграции (большие различия в ценах на недвижимость, сложность интеграции
этнических групп мигрантов в местные сообщества, квотирование притока иностранцев,
сохранение института прописки и пр.). Нужно также отметить невысокий уровень
человеческого капитала мигрантов, особенно зарубежных, что также не способствует
положительному экономическому эффекту от разнообразия.
Во-вторых, ограничения мобильности населения и притока зарубежных мигрантов не
только препятствуют выравниванию спроса и предложения на рынке труда, но и не позволяют
населению регионов получать положительные экономические эффекты от культурного
разнообразия.
В-третьих, было выявлено, что межрегиональная миграция оказывает отрицательное
воздействие на производительность. Можно сделать вывод, что она не определяется
ситуацией на региональных рынках труда. Остается открытым вопрос в какой мере
межрегиональная миграция в России изменяет культурное разнообразие населения регионов.
Было также выявлено положительное воздействие доли иностранных мигрантов в
населении региона на производительность труда. Однако, применение инструментальных
переменных (конструирование индексов разнообразия 2010 года по данным 2003 года
методом shift-share) не позволяет подтвердить этот вывод для всех регионов. Применение
инструментальных переменных позволило также получить положительный результат по
влиянию индекса разнообразия по стране происхождения, которое ранее не проявлялось на
фактических данных. Возможно, что положительные эффекты существуют в одних регионах,
и отсутствуют в других.
Полученные предварительные результаты и сформулированные на их основе выводы и
гипотезы требуют дальнейших более детальных исследований культурного разнообразия и
его динамики в регионах, различающихся по уровню и темпам социально-экономического
развития.
Список литературы
1. Атлас народов мира, Институт этнографии им. Н .Н. Миклухо-Маклая АН СССР и
Главное управление геодезии и картографии Государственного геологического
комитета СССР, Москва, 1964.
2. Вакуленко Е.С. Миграционные процессы в городах России: эконометрический
анализ//Прикладная эконометрика. No 1(25) 2012.
3. Мкртчян Н., Карачурина Л. (2014) Миграция в России: потоки и центры притяжения//
Demoscope
weekly,
№595-596.
Институт
демографии
НИУ
«Высшая
школа
экономики». URL: http://demoscope.ru/weekly/2014/0595/tema01.php
4. Alesina A., Baqir R. and Easterly W. (1999), Public Goods and Ethnic Division//Quaterly
Journal of Economics,111(4), pp. 1243-1284.
5. Alesina A., Devleschawuer A., Easterly W., Kurlat S. and Wacziarg (2003),
Fractionalization//Journal of Economic Growth, 8, pp.155-194.
6. Alesina A.,E., La Ferrara (2005), Ethnic Diversity and Economic Performance//Journal of
Economic Literature,43,pp.762-800.
7. Andrienko Y., Guriev S. (2004) Determinants of interregional mobility in Russia. Evidence
from panel data. Economics of Transition, 12(1), 1-27.
8. Bellini E., Ottaviano G.I.P., Pinelli D., Prarolo G. (2009), Cultural Diversity and Economic
Performance: Evidence from European Regions, Fondazione Eni Enrico Mattei Working
Paper, 632009
9. Berliant M., Fujita M. (2010) The Dynamics of Knowledge Diversity and Economic Growth,
RIETI Discussion Paper Series 10-E-024.
10. Berliant M., Fujita M. (2011) Knowledge Creation as a Square Dance on the Hilbert Cube,
Discussion Paper, Kyoto University
11. Berliant M., Fujita M. (2011) Culture and Diversity in Knowledge Creation, RIETI
Discussion Paper Series 11-E-046.
12. Card D. (2001) Immigrant inflows, native outflows and the local labor market impacts of
higher immigration, Journal of Labor Economics 19, 22-61.
13. Collier P. (2001), Implication of Ethnic Diversity, Economic Policy, 32, pp.129-166.
14. Easterly W. (2001) Can Institutions Resolve Ethnic Conflicts?// Economic development and
Cultural Change, Vol.49, No.4, pp. 687-706
15. Guriev S., Vakulenko E. (2012), Convergence between Russian regions, CEFIR / NES
Working Paper №180.
16. Ottaviano G.I.P. and Peri G (2005), Cities and Cultures// Journal of Urban Economics, 58,
pp. 304-337.
17. Ottaviano G.I.P. and Peri G. (2006a), The Economic Value of Cultural Diversity: Evidence
from US Cities// Journal of Economic Geography, 6, pp. 9-44.
18. Ottaviano G.I.P. and Peri G (2006b), Rethinking the Gains of Immigration on Wages, NBER,
Working Paper No.12497.
19. Roback J (1982), Wages, rents and the quality of life// Journal of Political Economy, 90,
1257-78.
20. Saiz A. (2003b) Immigration and housing rents in American cities, Federal Reserve Bank of
Philadelphia, Working Paper n.03-12.