ШильцинЕ

ВОПРОСЫ ОЦЕНКИ РЕГИОНАЛЬНОЙ АСИММЕТРИИ
(НА ПРИМЕРЕ РОССИИ)
Шильцин Евгений Александрович
Институт Экономики и ОПП СО РАН, Новосибирск
shilcin@sibmail.ru
Анализ межрегиональных экономических сопоставлений связан с использованием
множества частных региональных показателей (объем производства, доходы населения и
др.). Оценка региональной дифференциации по каждому такому показателю имеет
самостоятельное значение. В литературе много внимания уделяется такого рода анализу и
здесь получены важные результаты. Один из них состоит в том, что региональная
дифференциация в России в последние 12-13 лет значительно возрастает. Достаточно
подробно вопросы региональной асимметрии рассмотрены в [1].
В настоящей статье делается попытка уточнить на базе статистических данных
Госкомстата распространенные в литературе оценки территориальной дифференциации
в РФ. Полученные результаты позволят, по нашему мнению,
повысить качество
управленческих решений в области политики, направленной на преодоление региональных
диспропорций.
Понятие дифференциации и ее оценка
Рассматривая неравномерность регионального развития, мы опираемся на понятие
территориальной дифференциации, предложенное В. Лексиным и А. Швецовым [2].
Территориальная дифференциация характеризует качество и степень единства
пространства экономической, социальной, политической и иной жизни общества в границах
конкретного государства и интерпретируется как процесс или как результат
формирования различий между отдельными территориями государства. В качестве
территорий государства мы рассматриваем субъекты Российской Федерации.
Территориальная дифференциация как результат, как факт экономической и/или
социальной действительности характеризует региональную систему в определенный момент
времени и имеет смысл только в сравнении с некоторым стандартным, приемлемым уровнем
или с другой территориальной системой. Известно, что экономическое и социальное
пространство не может быть полностью однородным, и определенный уровень
дифференциации регионального социально-экономического пространства является
естественным и даже полезным, он «вносит динамизм» в развитие экономики, создавая
некую напряженность. Уровень российской региональной дифференциации признается в
литературе аномальным и характеризуется намного большей дифференциацией по
сравнению с уровнем приемлемой неравномерности1.
Ключевым моментом в понимании территориальной дифференциации выступает
понятие целостности региональной системы. Для целей мониторинга регионального
развития и поиска мер воздействия, для оценки результатов таких мер существенным
является анализ динамики показателей дифференциации, т.е. характеристики процесса
формирования (или сглаживания) различий.
Региональным развитием в соответствии с [3] будем называть развитие
пространственной системы, которое приводит к тому или иному соотношению различных
ее подсистем друг относительно друга. В нашем случае это соотношение регионов в рамках
региональной системы страны.
Различают три типа регионального развития: асимметричное, сглаживающее и
Здесь не требуется определять или как-либо оценивать уровень приемлемой дифференциации, достаточно
предполагать, что он существует.
1
нейтральное (см. гр. 1).
значение индикатора
дифференциации
Асимметричный тип
Нейтральный тип
Сглаживающий тип
Уровень приемлемой
дифференциацииии
время
График 1. Типы регионального развития
Асимметричный тип регионального развития соответствует усилению разрыва, когда
сильные регионы наращивают относительное преимущество, а более слабые усугубляют
отставание. Сглаживающий тип характеризует развитие, при котором разрыв между
регионами снижается. Нейтральный тип – когда соотношение региональных показателей в
течение периода остается неизменным.
В дальнейшем при идентификации типа регионального развития мы исходим из
следующего:
1. Тип развития региональной системы определяется по одному определенному
социально-экономическому показателю и только в динамике.
2. Мерой разброса является числовая характеристика дифференциации этого
показателя, измеренная тем или иным индикатором.
3. Измерение с помощью разных индикаторов может порождать различную динамику
дифференциации, тем самым – различные типы регионального развития.
Важно подчеркнуть, что оценка территориальной дифференциации, во-первых, всегда
относительна, и имеет значение лишь в сравнении, во-вторых, может характеризоваться
множеством разнородных показателей и индикаторов.
Для адекватной оценки региональной дифференциации выбор способа измерения,
соответствующего индикатора имеет, таким образом, важнейшее значение. Результат
измерения будет полностью определять тип регионального развития.
Между тем, использование различных индикаторов может в некоторых не тривиальных
случаях приводить к противоречивым характеристикам дифференциации. В то время как
один индикатор, скажем, будет фиксировать усиление асимметрии, другой может показывать
ее снижение. Например, использование двух индикаторов – коэффициент вариации и
коэффициент расслоения 10-ти наибольших и 10-ти наименьших значений – применительно
к показателям среднедушевых денежных доходов в России в период 1998-2001 гг. приводит
к противоположным тенденциям (см. гр. 2).
110
108
Коэффициент в ариации
Коэффициент расслоения
106
104
102
100
98
96
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
График 2. Характеристики дифференциации среднедушевых денежных доходов населения, 1995 г. – 100.
Сколько-нибудь глубокое и разностороннее исследование неравномерности
регионального развития предполагает использование набора индикаторов, непротиворечиво
фиксирующих ту или иную особенность дифференциации.
Математическая статистика обладает большим арсеналом средств для измерения
дифференциации. В социально-экономических исследованиях нашли применение такие
индикаторы, как абсолютный и относительный размах вариации, коэффициент расслоения,
квантильный размах вариации, среднее линейное отклонение, стандартное отклонение (и
дисперсия), различные коэффициенты вариации (полученные нормировкой абсолютных
измерителей вариации). Реже используются коэффициенты скошенности2, коэффициент
куртозиса [4].
Полноценное определение степени
единства регионального пространства
подразумевает рассмотрение всех регионов системы. Кроме того, экономические показатели
могут измеряться как в текущих, так и в постоянных ценах.
Сформулируем естественные требования, которые предъявляются к измерителям
дифференциации:
1. Индикатор должен быть относительным и охватывать все значения ряда.
2. Большие отклонения показателя от среднего должны соответственно иметь больший
вес.
3. Индикатор должен быть одинаково применим как к объемным, так и к удельным
показателям.
Специфика российской региональной асимметрии заключается в существенном
удалении от средних значений крайних правых (наибольших) значений данных, которые
вносят существенный вклад в индикатор. Например, промышленный продукт Тюменской
области в 1998-2002 гг. занимал от 7,3 до 11,4% всего промышленного продукта страны.
Таким образом, значение индикатора, учитывающего более сильные отклонения с большим
весом, в частности, отклонения в квадрате, сильно зависит от колебаний нескольких
показателей. Однако регионы, имеющие крайние значения, также являются элементами
одной системы, и в рамках указанного понимания территориальной дифференциации такие
колебания являются составной частью общей дифференциации системы.
На основе указанных требований можно построить различные индикаторы. Наиболее
простым среди таких индикаторов является модифицированный коэффициент вариации:
Здесь имеется в виду используемый в статистике «коэффициент асимметрии»; чтобы не путать понятие
региональной асимметрии с асимметрией распределения мы, в рамках данной статьи, назовем этот индикатор
коэффициентом скошенности.
2
2
 xi

V
 ~  1 ,


i 1  x
где xi – значение показателя для региона i, ~
x – средне значение показателя для
системы регионов (страны): в случае объемного показателя это среднее арифметическое по
регионам, а в случае удельного показателя – средневзвешенное по численности населения
регионов, N – число регионов в системе.
Индексом региональной асимметрии (ИРА) называется относительная динамика этого
показателя во времени.
1
N
N
Важным
аспектом, который призвана характеризовать территориальная
дифференциация в соответствии с приведенным выше определением, и который не
принимается часто во внимание при анализе региональной дифференциации – это
качественная характеристика единства соответствующего социально-экономического
пространства. В преломлении к проблематике анализа региональной дифференциации по
отдельному показателю мы назовем этот аспект структурой дифференциации.
Структура дифференциации – это комплексная характеристика дифференциации
регионов внутри системы в отличие от единственной числовой характеристики,
предполагающая раскрытие особенностей распределения неравномерности. Здесь возможны
различные срезы распределения регионов. Среди возможных вариантов можно выделить
изучение распределения неравномерности в географическом пространстве, или изучение
распределения неравномерности по региональным административным подсистемам,
например, в разрезе федеральных округов. В данной статье рассматривается изучение
неравномерности в разрезе значений показателя по субъектам РФ.
Анализ структуры асимметрии регионального развития приобретает особую
актуальность в поиске путей выхода из ситуации социально-экономического кризиса. Ведь
более глубокое знание динамики неравномерности развития позволит более эффективно
решать проблемы сглаживания региональной асимметрии, принимать эффективные
управленческие решения.
Региональная асимметрия в России в период 1994–2002 гг.
Анализ территориальной дифференциации экономического пространства России за
период 1994–2002 гг. был проведен в разрезе 79 субъектов Федерации3 по нескольким
показателям: валовой региональный продукт (ВРП), объем промышленной продукции
(ОПП), продукция сельского хозяйства (ПСХ), объем платных услуг населению (ОПУ),
объем работ, выполненных по договорам строительного подряда (ОСР), денежные доходы
населения (ДДН), измеренных в текущих ценах. Расчеты проводились как для объемных
показателей, так и для этих же показателей, рассчитанных на душу населения региона.
Динамика уровня дифференциации пространства оценивается по индексу региональной
асимметрии. Результаты расчета индекса региональной асимметрии для некоторых
важнейших экономических показателей в объемном и в среднедушевом выражении
приводятся в таблице 1. Динамика индикатора по среднедушевым показателям представлена
на графике 3.
Таблица 1.
Индекс региональной асимметрии по ряду показателей в России
в период 1994–2002 гг., 1995 – 100.
Девять автономных округов учитывались в составе соответствующих субъектов Федерации, не учитывалась
Республика Чечня. Исключение составил показатель «продукция сельского хозяйства», измеряемый по 77
субъектам Федерации, т.к. он не рассчитывается по городам Москва и Санкт-Петербург.
3
Объемные показатели
Валовой региональный
продукт
Денежные доходы
населения
Объем промышленной
продукции
Объем строительных
работ
Продукция сельского
хозяйства
Объем платных услуг
населению
Среднедушевые
показатели
Валовой региональный
продукт на душу
населения
Среднедушевые
денежные доходы
населения
Объем промышленной
продукции на душу
населения
Объем строительных
работ на душу населения
Продукция сельского
хозяйства на душу
населения
Объем платных услуг
населению на человека
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
94
100
115
124
128
149
167
165
нд
нд*
100
104
105
113
116
115
113
109
95
100
105
106
105
109
121
121
122
нд
100
112
113
112
119
122
134
135
40
100
101
103
99
102
104
105
104
100
100
122
143
150
160
158
148
144
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
92
100
115
114
113
119
132
134
нд
нд
100
104
103
107
107
107
108
103
96
100
102
105
106
114
125
118
118
103
100
101
103
111
112
119
128
119
нд
100
120
125
114
132
146
180
171
116
100
116
128
131
138
136
129
124
*нд – нет данных
180
160
ВРП на д.н.
СДДДН
ОПП на д.н.
ПСХ на д.н.
ОСР на д.н.
ОПУ на д.н.
140
120
100
80
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
График 3. ИРА по удельным показателям в период 1994–2002 гг., 1995 – 100.
Динамика региональной дифференциации различна по разным показателям. Результаты
измерения, тем не менее, сводятся к следующему:
- общая тенденция в рассматриваемый период по всем показателям свидетельствует об
асимметричном типе регионального развития;
- дифференциация усиливается после 1998 года (все индикаторы свидетельствуют об
этом);
- существуют периоды существенного роста дифференциации экономического
пространства (по всем рассматриваемым показателям): 1995-1996 гг. и 1998-1999 гг.;
- дифференциация по ряду показателей ослабляется в 2001-2002 гг.
Полученные результаты соответствуют распространенному представлению о характере
регионального развития в России. Одновременно анализ структуры дифференциации и
изучение динамических изменений структуры позволяет составить несколько иной взгляд на
дифференциацию в России и уточнить полученные выше результаты.
Выбор характеристик распределения значений связан с конкретной поставленной
задачей. По нашему мнению, достаточно информативными являются три основных
инструмента: полигон распределений (в качестве наглядного), коэффициенты скошенности и
куртозиса (как числовые характеристики).
Как показывают расчеты, типичной ситуацией для рядов большинства основных
показателей социально-экономического положения регионов России является правая
скошенность и высоковершинность распределений региональных значений
показателей, наблюдаемые в начале и возрастающие к концу рассматриваемого
периода (см. табл. 2).
Таблица 2.
Динамика коэффициентов скошенности и куртозиса по среднедушевым
показателям за период 1994–2002 гг.
Среднедушевые показатели
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
Коэффициент скошенности
Валовой региональный продукт
на душу населения
Среднедушевые денежные
доходы населения
Объем промышленной
продукции на душу населения
Продукция сельского хозяйства
на душу населения
Объем строительных работ на
душу населения
Объем платных услуг населению
на человека
1,73
2,57
3,62
3,37
2,81
2,98
3,81
3,88
нд
нд*
2,85
3,17
3,43
3,90
4,24
4,04
3,79
3,59
1,02
1,32
1,78
2,23
1,83
1,82
2,73
2,82
2,93
-0,02
-0,20
-0,22
-0,21
0,00
-0,01
0,25
0,45
0,42
нд
2,53
3,43
3,21
3,05
4,59
4,95
5,95
5,35
2,11
1,83
2,96
4,20
4,61
5,21
5,06
4,85
4,61
Коэффициент куртозиса
Валовой региональный продукт
на душу населения
Среднедушевые денежные
доходы населения
Объем промышленной
продукции на душу населения
Продукция сельского хозяйства
на душу населения
Объем строительных работ на
душу населения
Объем платных услуг населению
на человека
4,87
нд
11,40 19,25 16,52 11,06 11,40 17,61 18,48
нд
10,94 13,22 15,39 20,51 24,26 22,05 18,76 16,83
1,43
3,36
6,35
9,74
6,05
5,37
12,34 13,68 14,94
-0,03
-0,26
-0,39
-0,64
-0,66
-0,67
-0,49
нд
5,18
-0,01
-0,50
10,14 16,78 14,08 13,48 28,06 31,51 42,31 35,65
5,46
13,44 24,71 28,77 35,00 33,29 31,29 29,14
*нд – нет данных
Наглядной характеристикой структуры дифференциации является полигон
распределения значений. На графике 4 приводится полигон распределения среднедушевого
ВРП, построенный на относительных карманах двух типов4. Аналогичная картина
4
Отметим, что построение полигона на карманах, относительно среднего значения, дает, естественно, более
«мягкий» вариант смещения распределения в левую область значений и повышения островершинности, по
наблюдается и по другим рассматриваемым показателям.
35
35
25
20
3,6
3
3,3
больше
карманы
2,7
2,4
2,1
1,8
Б
1,5
0
0,6
0,55
0,5
больше
карманы
0,45
0,4
0,35
0,3
0,25
0
0,2
0
0,15
5
0,1
5
0,05
10
0
10
1,2
15
0,9
частота
15
2001
0,6
2001
20
А
1994
1997
1997
25
частота
30
1994
0,3
30
График 4. Полигон распределения ВРП на д.н., карманы: А – 5% от максимального значения, Б – 30% от среднего
значения по России для соответствующего года.
Форма полигонов распределения: одновременно сильная правая скошенность и
высоковершинность, свидетельствует о существенном удалении нескольких значений
показателей вправо от среднего. В тоже время графики показывают очевидное смещение
распределения значений показателя влево и стягивание основной части значений на
ограниченном интервале. Так, в 1994 г. 72 региона имели ВРП на д.н. в пределах от 5 до 50%
максимального значения, а в 2001 г. тоже количество регионов попадали в интервал от 0 до
30%. Таким образом, динамика изменения структуры дифференциации свидетельствует о
сближении региональных значений всех показателей в левой от среднего области
значений.
Изменение полигонов значений почти по всем рассмотренным показателям фиксирует
отдаление распределения региональных значений от нормального. Исключение составляет
структура региональной дифференциации по показателю среднедушевого производства
сельскохозяйственной продукции. Это распределение характеризуется незначительной
низковершинностью, незначительной левой скошенностью и, соответственно, сравнительной
близостью к нормальному распределению (см. гр. 5 и табл. 2).
сравнению с полигонами, построенными по карманам, относительно максимальных значений, т.к. снимается
сильное влияние максимальных значений. Однако наличие этого смещения говорит о действительно
существенного смещения значений среднедушевого ВРП в сторону меньших относительных значений.
30
1994
1997
25
2002
частота
20
15
10
5
карманы
больше
2,1
1,8
1,5
1,2
0,9
0,6
0,3
0
0
График 5. Полигон распределения ПСХ на д.н.,
карманы - 30% от среднего по России значения соответствующего года.
Рост индекса региональной асимметрии при одновременном сближении основной части
регионов во многом объясняется существенным влиянием на индекс нескольких наибольших
значений из всего ряда значений показателя по регионам. Один – три региона, имеющих
максимальные значения показателя, и составляющих, таким образом, до 10-15% общей
суммы, оказывают решающее влияние на динамику ИРА.
Индикатор асимметрии по тем же данным после исключения максимальных 1-3-х
значений имеет уже существенно другую тенденцию. Примером может служить
дифференциация по среднедушевым денежным доходам населения (см. гр. 6).
110
100
90
80
для полного ряда
после исключения 3-х максимальных значений
70
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
График 6. ИРА по среднедушевым денежным доходам населения в период 1995–2002 гг., 1995 – 100.
Динамика ИРА для 76 регионов, представленная на графике 6, характеризуется
снижением дифференциации. В то время как вся Россия в период 1995–2001 годы по
среднедушевым денежным доходам населения характеризовалась асимметричным типом
регионального развития, более 95% ее регионов (в которых проживает более 90% населения
страны) характеризуются сглаживающим типом развития.
Так, за период 1995-2001 годов индекс региональной асимметрии для полного ряда
увеличился на 7,7%, а для сокращенного ряда (без учета 3-х регионов с максимальными
значениями) сократился на 11,2%.Совместное снижение индекса в 2001-2002 гг. как для
полного ряда, так и для сокращенного не опровергает, а, наоборот, подтверждает
зависимость асимметрии от динамики значений показателя по нескольким регионам. Так,
среднедушевые доходы увеличились за данный период в среднем по России на 29%
(минимальное увеличение – 23%, максимальное – 42%), а по г. Москве, которая занимала в
2002 г. 5,7% от суммы по всем регионам и была на 1-м месте среди регионов по данному
показателю, увеличение составило только 23%, т.е. относительное преимущество лидера
сократилось. Таким образом, снижение асимметрии в 2002 г. по СДДДН обусловлено во
многом динамикой этого показателя по одному субъекту Федерации.
При анализе региональной дифференциации расчеты проводились в текущих ценах,
что является на наш взгляд более предпочтительным по сравнению с постоянными ценами,
поскольку сама региональная дифференциация формируется и существует в стране именно в
текущий момент времени, оказывая влияние на перераспределения потоков в экономике
страны, которая также «живет» текущими ценами. Дифференциация как факт, ее
измеренный уровень, имеет смысл в рамках параметров экономики именно того момента или
периода времени, в который она измеряется. Сопоставление в динамике, при этом,
обеспечивается требованием относительности индикаторов дифференциации.
Одновременно региональная дифференциация по показателям, измеренным в
постоянных ценах, имеет самостоятельное значение, она в таком случае освобождается от
влияния текущих цен и характеризует технологические сдвиги.
Расчеты показывают, что ценовой фактор имеет существенное значение в региональной
асимметрии. Примером может служить сравнение динамики дифференциации по объему
промышленного производства в текущих и постоянных ценах.
125
120
в текущих ценах
в ценах 1995 г.
115
110
105
100
95
1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001
График 7. ИРА по объемам промышленного производства, 1995 – 100.
График 7 показывает, что существенное усиление дифференциации после 1998 года
происходило из-за ценностного фактора. Снижение асимметрии физических объемов
производства после 1998 года и, одновременно, существенный рост дифференциации в
текущих ценах свидетельствует о решающем влиянии цен на региональную
дифференциацию. При этом преимущество получали те регионы, которые в своей структуре
производства имели большую по сравнению с другими регионами долю отраслей, цены на
продукт которых выросли. Отметим, что доля, которую занимает регион-лидер (Тюменская
область) в продукте всей России5, сильно коррелирует с ИРА: для текущих цен коэффициент
корреляции составляет 0,98, для цен 1995 года – 0,93.
Таким образом, регион, имеющий в своем продукте существенную долю сырьевых
В рассматриваемый период эта доля составляла от 7,3 до 8% в постоянных ценах и от 7,3 до 11,4% в текущих
ценах.
5
ресурсов, идущих на экспорт, получил существенно относительное преимущество. Можно
предположить, что усиление дифференциации по промышленному продукту (измеренному в
текущих ценах) в период 1998–2001 гг. связано, в основном, с ростом такого преимущества
регионов.
Сравнение результатов измерения дифференциации в текущих и постоянных ценах
также подтверждает существенную зависимость динамики индикатора дифференциации от
динамики одного показателя (в нашем примере по Тюменской области), который занимает
существенную долю общего объема страны.
Основные результаты
1.
Расчеты
территориальной
дифференциации
подтверждают
в
целом
распространенные в литературе выводы об асимметричном типе регионального развития в
РФ. Одновременно, использование в анализе таких характеристик распределения значений
как полигон распределения, коэффициент скошенности и коэффициент куртозиса позволило
существенно уточнить эти результаты. В частности то, что для рядов большинства основных
показателей социально-экономического положения регионов России характерна правая
скошенность и высоковершинность распределений региональных значений показателей,
наблюдаемые в начале и возрастающие к концу рассмотренного периода.
2. Динамика показателя региональной дифференциации без учета нескольких крайних
максимальных значений характеризуется снижением региональной дифференциации. В то
время как вся Россия в период 1995–2001 годы по среднедушевым денежным доходам
населения характеризовалась асимметричным типом регионального развития, более 95% ее
регионов (в которых проживает более 90% населения страны) характеризуются
сглаживающим типом развития.
Таким образом, уточняется распространенное представление об усилении
дифференциации в России. С одной стороны, динамика региональной дифференциации
России, рассматриваемой как единая система регионов, характеризуется усилением
асимметрии. С другой стороны, рассмотрение структуры дифференциации свидетельствует о
сближении значений показателей основной части регионов, что говорит о том, что
большинство российских регионов по своим экономическим показателям достаточно
однородны.
3. Анализ региональных диспропорций в постоянных ценах дает значительно другую
тенденцию изменения дифференциации по сравнению с анализом в текущих ценах и
характеризует постоянство технологической структуры производства. Это свидетельствует о
значительном влиянии ценового фактора на региональное расслоение.
Литература
1. Проект СИРЕНА: методы измерения и оценки региональной асимметрии/ Под ред.
С.А. Суспицына. – Новосибирск: ИЭиОПП СО РАН, 2002 г.
2. Лексин В. Швецов А. Общероссийские реформы и территориальное развитие. Статья
2. Реформы и целостность государства. Проблемы территориальной дифференциации
и дезинтеграции // Российский экономический журнал. 1999, № 11-12. С. 36–44.
3. Лавровский Б.Л. Региональная асимметрия в Российской Федерации: измерение и
регулирование // Региональная политика, направленная на сокращение социальноэкономической и правовой асимметрии. – Новосибирск: Экор, Сибирское соглашение,
2000. С. 272–306.
4. Айвазян С.А., Мхитарян В.С. Прикладная статистика и основы эконометрики. М.:
«ЮНИТИ», 1998.