CC BY
91
Мир России. 2010. № 2
59
ЧЕЛОВЕК, ЭКОНОМИКА, ОБЩЕСТВО
Экономический рост и неравенство: институциональный аспект и моделирование взаимосвязи
Т.В. МЕРКУЛОВА
В статье рассматриваются основные гипотезы и теоретические положения. обосновывающие взаимосвязь между уровнем экономического развития и неравенством в распределении доходов. Показана роль институционшьных факторовг оказывающих существенное влияние на характер и силу этой связи. Изюжены результаты эмпирического анализа с учетом индекса HDI. которые уточняют некоторые выводы предшествующих исследовании. Представлены результаты моделирования взаимосвязи неравенства доходов с экономическим ростом с помощью производственно-ииституциопачьпых функции.
Ключевые слова: экономический рост, неравенство в распределении дохода в обществе, уровень экономического развития, институциональные факторы
Фокусом данной многогранной проблематики является вопрос о существовании и характере связи между экономическим ростом (развитием) и социальным неравенством. Исследование этого вопроса имеет длительную историю теоретического анализа и эмпирических обоснований. Не ставя задачу провести исчерпывающий анализ исследований в данной области1, остановимся на некоторых результатах, имеющих значение для нашей работы, которая сфокусирована на одном аспекте этой проблематики: взаимосвязи между экономическим развитием и неравенством в распределении дохода в обществе.
Базовым результатом, который лежал в основе господствующего теоретического обоснования данной связи до начала 1980-х годов, является гипотеза С. Кузнеца, согласно которой экономический рост сначала сопровождается усилением неравенства в распределении дохода, а затем ведет к его уменьшению (кривая Кузнеца имеет форму, обратную U-образной кривой) [Ат/г/7е/л:1995]. Многочисленные эмпирические проверки, проводившиеся зарубежными исследователями на материалах различных выборок по развивающимся и развитым странам, находили подтверждение этой гипотезы [Ahhmalia 1976].
Однако результаты этих исследований впоследствии были подвергнуты критическому анализу, и под сомнение были поставлены два базовых теоретических положения: а) экономический рост ведет сначала к усилению, а затем к уменьшению неравенства; б) высокая дифференциация доходов стимулирует более высо- *
1
Обширный обюр можно найти, например, в: [Bigsten, Levin 2001].
60
ТВ. Меркулова
кие темпы роста. В конце прошлого века экономическая жизнь предоставила достаточно примеров развития, которые говорят об ограниченности этих положений: экономический рост сопровождался и усилением, и ослаблением неравенства, а высокие темпы роста достигались при изначально невысокой дифференциации доходов.
В ряде зарубежных исследований ученые приходят к выводу, что гипотезу Кузнеца следует, скорее всего, отклонить: экономический рост может сопровождаться снижением, увеличением или консервацией неравенства [Milanovic 1994; Ravallion, Lyn, Michael 1996; Deininger, Lyn 1996]. Исследователи отмечают примеры, когда увеличение неравенства происходило на фоне не роста, а падения (страны Восточной Европы и Центральной Азии в период 1985-1995 гг.) [Adams, Richard 2002], а также примеры негативного влияния неравенства на экономический рост [Bigsten, Levin 2001].
Исследования взаимосвязи роста и неравенства получили мощный импульс в связи с актуализацией проблемы бедности, разработкой и реализацией международных программ сокращения бедности [Ravallion 1997; Lustig, Rigolini, Arias 2002]. Именно на решение этой проблемы следует направить усилия в соответствии с рекомендациями представителей либерального направления экономической теории, которое рассматривает позитивную роль неравенства в распределении доходов, признавая его необходимой составляющей экономического роста.
Современные представления в данной области можно свести к следующим основным выводам: 1) в результате эмпирического анализа не удалось обнаружить систематической связи между экономическим ростом (независимо от его измерения: через ВВП на душу населения или через средний доход домохозяйств) и неравенством в распределении дохода; 2) уровень начального неравенства не является устойчивым объясняющим фактором роста; 3) экономический рост является необходимым, но не достаточным условием сокращения бедности и неравенства: важен не столько темп роста, сколько его качество (broad-based growth) [Fields 2001].
Данные выводы свидетельствуют о необходимости и важности включения в анализ институциональных факторов, которые опосредуют взаимосвязь между экономическим ростом и распределением дохода и существенно повлияют на характер и силу связи. Учитывая это, некоторые исследователи выделяют уровень неравенства, обусловленный влиянием экономических факторов, в соответствии с гипотезой Кузнеца (given inequality), и отклонение от этого «данного» (экзогенного) уровня, которое происходит вследствие факторов, связанных с экономической политикой государства. Утверждается, что расхождение между реальным неравенством и тем, которое обусловлено кривой Кузнеца, расширяется по мере развития общества. Неравенство в высокодоходных странах уменьшается не только по экономическим причинам, но и потому, что общество сознательно выбирает уменьшение неравенства по мере того, как становится богаче [Milanovic 1994]. Анализ неоднородности неравенства предлагается также проводить путем разложения его на две составляющие: нормальную и избыточную, которая определяется бедностью [Шевяков, Кирута 2002]. Утверждается, что в то время как между показателями «общего» неравенства и экономического роста не наблюдается статистической связи («общее неравенство не ведет себя осмысленно»), нормальное неравенство
Экономический рост и неравенство: институциональный аспект...
61
положительно коррелирует с показателями экономического роста, а бедность и избыточное неравенство являются его тормозом [Шевяков 2005].
В рамках мейнстрима связь между экономическим ростом и распределением дохода раскрывается через критерий экономической эффективности. Исследование этого вопроса на институциональной платформе приводит к необходимости включения в анализ критерия социальной справедливости - первой добродетели институтов, по выражению Дж. Роулза.
Понятия неравенства и справедливости тесно связаны. Любые формы социального неравенства оцениваются в обществе по критерию справедливости и в зависимости от этой оценки могут быть источником конфликтов или согласия и соответственно увеличения или экономии трансакционных издержек. Господствующие в обществе представления о справедливости предопределяют некоторый уровень неравенства в распределении доходов, который признается обществом как норма. Именно по отношению к этой норме дифференциацию доходов населения можно признать чрезмерной или недостаточной. Следует подчеркнуть, что отклонение от этой нормы в любую сторону оказывает негативное влияние на экономическое развитие.
Усиление дифференциации доходов приводит к ухудшению качества социального капитала: во-первых, затрудняет обеспечение равных возможностей всем членам общества; во-вторых, вступая в противоречие с представлениями о справедливости, усиливает социальную напряженность в обществе; в-третьих, подрывает трудовую и предпринимательскую мотивацию (справедливо отмечается, что чрезмерный разрыв в доходах подрывает мотивацию к рациональной и производительной деятельности [Институциональная архитектоника... 2008, с. 431]). Отклонение неравенства от нормы в сторону уменьшения ослабляет стимулы к активности, нарушая через перераспределение доходов принцип равенства по отношению к наиболее предприимчивым и способным членам общества и тем самым подрывая потенциал экономического развития.
Таким образом, уровень неравенства, который признается обществом справедливым и в этом смысле нормой, является одновременно оптимальным, при нем происходит экономия трансакционных издержек и экономическое развитие достигает максимума при прочих равных условиях. Относительно этого уровня неравенства можно сделать два замечания.
Во-первых, очевидно, что норма неравенства не может быть единой для всех, поскольку она отражает актуальные в данном периоде для конкретного общества критерии справедливости, а значит, зависит от времени и места. Вместе с тем, во-вторых, норма должна обладать достаточной устойчивостью во времени, так как представления о справедливости в обществе меняются эволюционно, на протяжении нескольких поколений. Слабая изменчивость во времени неравенства доходов отмечается в ряде исследований: например, за период 1985-1995 гг. важнейший показатель экономического роста ВВП на душу населения увеличился в развивающихся странах на 26%, а основной показатель неравенства распределения доходов - коэффициент Джини - на 0,28% в год [Adams, Richard 2002]. Устойчивость этого показателя используется исследователями в качестве аргумента при обосновании позитивного влияния экономического роста на сокращение бедности: поскольку распределение дохода остается стабильным, увеличение среднего дохода
62
ТВ. Меркулова
(или ВВП на душу населения) приводит к улучшению положения всех слоев общества, в том числе бедных [Dollar, Art 2000].
В рамках одной страны причиной устойчивости показателей, отражающих неравенство, может быть именно незыблемость в течение продолжительных интервалов времени принципов справедливости, принятых в обществе, а значительные изменения в уровне неравенства происходят в периоды смены представлений о справедливости. Косвенным подтверждением этого тезиса могут служить примеры постсоветских стран, в которых радикальные изменения затронули не только экономику, но и всю общественную жизнь, вызвав существенные сдвиги представлений о морали и справедливости. В этих странах наблюдается значительный рост неравенства на фоне негативной траектории ВВП.
Итак, изменчивость степени неравенства доходов заметна именно в межстрановых сравнениях, так как при этом элиминируется влияние инерционности данного показателя для отдельных стран. Поэтому если связь между экономическим развитием и неравенством существует, то ее характер и сила должны проявиться на временном срезе: при сопоставлении разных стран в одном периоде. В анализе взаимосвязи показателей неравенства и уровня экономического развития следует учитывать институциональные факторы, которые в соответствии с исходной посылкой могут влиять на тип и силу связи.
Обратимся к эмпирическому анализу, который состоит из двух этапов:
1) статистический анализ связи между показателями неравенства и развития;
2) учет показателей распределения доходов в производственно-институциональных функциях.
Первый этап. Оценка взаимосвязи дифференциации доходов и уровня развития проводилась по выборке, включающей данные за 2000 г. по 43 странам разных регионов мира (http://world.bank.org.ua; http://epp.eurostat.ec.europa.eu).
Для оценки неравенства в распределении доходов населения использован коэффициент Джини (G), в качестве индикаторов уровня развития страны - индекс ВВП на душу населения (GDP index) и индекс развития человека (HDI), который рассчитывается на основе ВВП на душу населения, средней продолжительности жизни и уровня образованности населения, что обусловливает тесную связь между ними (рис. 1).
При невысоких значениях наблюдается существенный разброс HDI при одной и той же величине индекса ВВП. Поскольку HDI не только отражает экономический аспект развития, но и учитывает социальные факторы и косвенно отражает ориентиры экономической политики государства, такой разброс говорит о возможностях повышения общественного благосостояния и развития в одних и тех же рамках экономического роста: достижение определенного уровня ВВП на душу населения может быть использовано или не использовано для улучшения условий жизни членов общества.
Анализ полной выборки стран показывает слабую отрицательную связь между коэффициентом Джини и индексом ВВП (коэффициент корреляции R= - 0,22) (рис. 2). С индексом HDI - картина аналогичная.
Этот результат подтверждает вывод предшествующих исследований, проведенных на основе данных 1990-х годов, об отсутствии значимой связи между неравенством и уровнем развития без учета институциональных факторов.
Экономический рост и неравенство: институциональный аспект...
63
0,2 0,3 0,4 0,5 0,6 0,7 0,8 0,9 1
Индекс HDI
Рис. 1. Зависимость между индексами ВВП и HDI
Л 1
' 1 • 1 . А
0 9 - ♦ 1 ♦ ♦ ♦ ♦ ♦♦ ♦
0 8 - ♦ ♦ ▲
W|U С ей СО о 7 - ♦ ~ А *
и X ё- 0 6 - : * А ♦ ♦ ♦ * ♦ ♦ ♦ ♦ ♦ ф
Ц W,V X S 0 5 ■ ♦ ф
0,4 - 0,3- 0,2 -0 ♦ ♦ ♦ ♦
♦
,2 0,25 0,3 0,35 0,4 0,45 0,5 0,55 0,6 Индекс HDI
Рис. 2. Зависимость между коэффициентом Джини и индексом ВВП
64
ТВ. Меркулова
Институциональные факторы отражает индекс развития HDI, и далее мы анализируем структурированную совокупность стран по выделенным в соответствии с этим показателем группам (табл. 1).
Таблица I. Группировка стран по уровню развития*
Уровень развития № Страна Индекс HDI Индекс Джннн
Высокий 1 Норвегия 0,956 0.258
2 Швеция 0.946 0,25
3 Канада 0.943 0,326
4 Бельгия 0,942 0,33
5 США 0,939 0.408
6 Ирландия 0.936 0.343
7 Швейцария 0.936 0,337
8 Финляндия 0,935 0,269
9 Австрия 0.934 0,291
10 Люксембург 0.933 0.308
11 Германия 0,925 0,283
12 Испания 0.922 0,347
13 Италия 0,92 0,36
14 Греция 0.902 0,343
15 Эстония 0,853 0,372
16 Литва 0,842 0.319
17 Чили 0,839 0,571
18 Коста-Рика 0.834 0.465
19 Уругвай 0,833 0,446
20 Мексика 0.802 0.546
Средний 21 Россия 0,795 0,456
22 Панама 0.791 0.564
23 Беларусь 0,79 0,304
24 Румыния 0.778 0,303
25 Украина 0,777 0.281
26 Таиланд 0.768 0,432
27 Ямайка 0.764 0.379
28 Филиппины 0,753 0.461
29 Перу 0,752 0.498
30 Турция 0,751 0,4
31 Тунис 0,745 0,398
32 Китай 0,745 0.447
33 Сальвадор 0,72 0,532
34 Узбекистан 0.709 0,268
35 Молдова 0,681 0,362
36 Южная Африка 0,666 0,578
37 Египет 0.653 0.344
38 Г вате мал а 0.649 0.483
39 Индия 0.595 0,325
40 Бангладеш 0.509 0.318
Экономический роем и неравенство: институциональный аспект...
65
Низкий 41 Мавритания 0,465 0,39
42 Руанда 0,431 0,468
43 Эфиопия 0,359 0,3
* Составлено по материалам сайтов: http://world.bank.org.ua; http://epp.eurostat.ec.europa.eu.
Статистический анализ связи между коэффициентом Джини и индексами ВВП и HDI дал существенно различающиеся по группам результаты (табл. 2).
Таблица 2. Характеристика связи между показателями неравенства и развития
Группы стран Коэффициент корреляции
Между G Между G Между Gg
и HD1 и GDP index и GDP index
Группа 1 Высокий -0,78 -0,69 -0,78
уровень
Группа 2 Средний +0,16 +0,52 + 0,26
уровень
Полная выборка -0,22 -0,22 -0.68
В группе высокоразвитых по индексу HDI стран (HDI >0,8) наблюдается тесная отрицательная связь между ним и коэффициентом Джини: усиление неравенства в распределении доходов сопровождается снижением уровня развития (рис. 3).
в группе высокоразвитых стран
66
ТВ. Меркулова
Аналогичен характер связи между коэффициентом Джини и индексом ВВП (рис. 4). В группе среднеразвитых стран (0,8 > HDI > 0,5) связь неравенства с индексом развития слабая (R = 0,16), с индексом ВВП - более сильная (R = 0,52).
Рис. 4. Связь между коэффициентом Джини и индексом ВВП
в группе высокоразвитых стран
Но важнее другое обстоятельство: в этой группе характер связи меняется с отрицательного на положительный, то есть наблюдается однонаправленность изменения показателя неравенства распределения дохода и индексов развития (рис. 5).
Результаты анализа инициировали попытку синтезирования на основе индексов Джини и HDI некоторого индикатора, который отражал бы уровень развития с учетом степени неравенства распределения доходов. Рассмотрим показатель, который можно назвать скорректированным коэффициентом Джини:
Gg = G : HDI.
Его интерпретация достаточно прозрачна. Так, если две страны имеют одинаковое значение коэффициента Джини, но у одной из них меньше индекс HDI, то скорректированный коэффициент будет больше у страны с более низким уровнем развития. Таким образом, неравенство оценивается с учетом его «полезного эффекта» для социального развития, уровень которого отражается индексом HDI. При ранжировании по обратному индексу HDI в начале списка располагаются страны с более низкой оценкой (1/HDI), которая повышается в соответствии с коэффициентом Джини, т. е. при равенстве индексов развития страна с более значительным расслоением доходов получит более высокую оценку и соответственно ее место в списке будет ниже.
Экономический рост и неравенство: институциональный аспект...
67
Рис. 5. Связь между коэффициентом Джини и индексом ВВП
в группе среднеразвитых стран
Ранжирование полной выборки по возрастанию скорректированного коэффициента Джини дает примечательный результат (табл. 3).
Таблица 3. Ранжирование стран по скорректированному коэффициенту' Джини
№ Страна Коэффициент Джини (G) Индекс HD1 Gg
1 Швеция 0.25 0.946 0,264
2 Норвегия 0.258 0,956 0,270
3 Финляндия 0,269 0,935 0,288
4 Германия 0.283 0,925 0,306
5 Австрия 0.291 0.934 0,312
6 Люксембург 0.308 0.933 0,330
7 Канада 0,326 0.943 0.346
8 Бельгия 0.33 0,942 0.350
9 Швейцария 0,337 0.936 0.360
10 Украина 0.281 0.777 0,362
11 Ирландия 0.343 0,936 0,366
12 Испания 0.347 0,922 0,376
13 Узбекистан 0.268 0.709 0,378
14 Литва 0.319 0.842 0.379
15 Греция 0.343 0,902 0,380
16 Беларусь 0,304 0,79 0,385
17 Румыния 0,303 0,778 0,389
68
ТВ. Меркулова
18 Италия 0.36 0,92 0,391
19 США 0,408 0.939 0.435
20 Эстония 0.372 0.853 0.436
Первые 20 стран совпадают по составу с высокоразвитой по индексу HDI группой (табл. 1), за исключением четырех стран: выбыли латиноамериканские страны - Чили, Коста-Рика, Мексика и Уругвай, а их место заняли постсоветские -Украина, Беларусь, Узбекистан, а также Румыния. Соотношение индексов неравенства и развития в указанных странах близко к значениям этого показателя для развитых стран.
Анализ корреляции между индексом ВВП и скорректированным коэффициентом Джини показал существенную отрицательную связь между этими показателями на полной выборке стран (R = -0,68), что вполне объяснимо, так как в знаменателе скорректированного коэффициента Джини стоит показатель, зависящий от ВВП (рис. 6).
Рис. 6. Скорректированный коэффициент Джини и индекс ВВП
Однако при этом по группам стран результаты противоположные: в первой группе наблюдается тесная отрицательная связь, а во второй - связь положительная, но более слабая (табл. 2)2.
Второй этап. Влияние неравенства в распределении доходов на макроэкономические показатели можно проанализировать с помощью производственноинституциональных функций (ПИФ). Главная задача, для решения которой пред- 1
1 Скорректированный коэффициент Джини - это скорее предложенный подход к конструированию показателя, его окончательный вариант, и формальные аспекты построения здесь не обсуждаются.
Экономический рост и неравенство: институциональный аспект...
69
назначены эти функции, состоит в том, чтобы учесть влияние институциональной среды на реализацию производственных возможностей экономической системы.
Известны примеры использования аппарата этих функций для анализа влияния налоговой нагрузки на экономический рост [Балацкий 2003; Меркулова 2006]. Методика фискального анализа с помощью производственно-институциональных функций, подробно рассмотренная в работах Е. Балацкого, использует ПИФ следующего вида:
где К- выпуск (ВВП страны);
К - капитал (стоимость основных фондов);
L - труд (численность занятых в экономике работников); q - налоговая нагрузка (доля налоговых поступлений Т в ВВП, q = T/Y);
D- трендовый оператор (функция, зависящая от времени, например, D(t) = e^1); у, а, Ь, п, и, т - параметры, оцениваемые статистически на основе ретроспективных динамических рядов.
Применение этой функции для анализа оптимальной нагрузки и точек Лаффера показало хорошие результаты [Балацкий 2003: Меркулова 2006]. Следует заметить, что высокое качество аппроксимации реального ВВП в определенной мере может объясняться формальным обстоятельством: общая налоговая нагрузка рассчитывается как отношение налоговых поступлений к ВВП. Таким образом, показатель ВВП участвует и в правой, и в левой части регрессионного уравнения при оценке его параметров.
Коэффициент Джини представляет особый интерес для использования его в качестве институционального фактора в функции (1) и с содержательной (гипотеза о существовании оптимального по критерию ВВП уровня неравенства может получить количественную оценку), и с формальной (в расчете данного показателя не участвует ВВП) точек зрения. Как известно, в ПФ вида (1) эластичность выпуска по ресурсу (К, L) равна показателю степени, который в данном случае является нелинейной функцией коэффициента неравенства. Это примечательное свойство имеет прозрачную содержательную интерпретацию: влияние производственных ресурсов на выпуск в зависимости от степени неравенства, отражаемого коэффициентом Джини, может усиливаться или ослабляться.
Оценка параметров ПИФ вида
где G - коэффициент Джини, была проведена по данным 2000-2006 гг. стран Евросоюза (12 стран) (http://epp.eurostat.ec.europa.eu). Результаты расчетов позволяют говорить о пригодности модели (табл.4).
70
ТВ. Меркулова
Таблица 4. Оценка параметров ПИФ для стран Евросоюза
Страна 1п(у) Р а ь N m R-KBa.ipai
Португа- ЛИЯ 16.089 0,033 8,261 -18,523 -13.203 27.280 0.9992
/-статистика
8.091 10,073 2,536 -2.187 -2,609 2.337
Финляндия -0,686 0.004 48.757 -180.523 -51.268 211.922 0,9998
/-статистика
-0.422 0.982 5,312 -5.205 -4.559 4.832
Испания -4.716 0,063 10.700 -46,523 -1,710 39,843 1,0000
/-статистика
-2.771 53,801 12,515 -11,845 -4,318 12,220
Франция 16.424 0.037 1,454 -4.244 -3,442 8,218 0,9999
/-статистика
9,760 12,214 0,552 -0,431 -0,970 0.649
Велико- британия 10,748 0.013 63.152 -179,252 -75,374 216,733 0,9860
/-статистика
5,678 1.601 1,336 -1.296 -1.316 1,285
Словения 10.767 0.067 -10,438 44.596 12,438 -55,549 0,9992
/-статистика
17.752 10,691 -1.347 1.360 1,270 -1.329
Нидерлан- ды 9.944 0,033 1.645 -4.908 0,441 1,436 0.9994
/-статистика
9.673 16.909 0,096 -0,076 0,020 0.017
Эстония -7.754 0,101 -0,303 0,490 14,874 -21.015 0,9998
/-статистика
-0,837 5.356 -0,097 0,059 1.292 -1.016
Болгария 7.600 0,087 6,843 -27,050 -5.301 24.599 1.0000
/-статистика
104,617 66.625 26.871 -24.833 -16.390 19.782
Италия 14.119 0.032 10.339 -32,395 -13.049 40.752 0.9985
/-статистика
14.700 9.459 1.154 -1.Ш -1,140 1.102
Люксем- бург 10.938 0.086 -23,775 82.921 37.600 -133.726 0.9983
/-статистика
4,059 4.823 -1.320 1.264 1.238 -1,222
Румыния -1,218 0.100 -4.654 20.072 13.650 -35.914 0,9995
/-статистика
-0,345 1.785 -1,321 2,059 2,459 -2.708
Точность аппроксимации реальних значений ВВП во всех моделях очень высокая: например, по Франции отклонение не превышает 0,1 %, по Испании - 0,04%, по Финляндии -0,2%. Наибольшее расхождение имеет место в данных по Великобритании, но и оно чуть меньше 1,5%.
Экономический рост и неравенство: институциональный аспект...
71
На основании полученных результатов оценки параметров модели (2) можно рассчитать для каждой страны оптимальный уровень неравенства доходов населения, исходя из необходимого условия
dY _ 0 _ 1 + a In К + п In L
dG 2 b\nK + m\nL
Таким образом, оптимальное значение степени неравенства зависит от основных производственных факторов, и их изменение при постоянных параметрах производственной функции приводит к изменению этого значения.
По характеру динамики оптимального коэффициента Джини среди наблюдаемых стран можно выделить следующие группы. В первую входят страны со стабильным уровнем оптимального неравенства (Франция, Португалия, Нидерланды, Эстония) (рис.7-10).
Рис. 7. Характер динамики коэффициента Джини в Нидерландах
Рис. 8. Характер динамики коэффициента Джини в Эстонии
72
ТВ. Меркулова
Рис. 9. Характер динамики коэффициента Джини во Франции
Отметим, что уровень стабилизации оптимального неравенства существенно различается по странам: для Нидерландов и Франции - это 26-28%, для Португалии и Эстонии - это 33-35%.
Вторая группа включает страны, в которых оптимальное значение неравенства имеет тенденцию к снижению (Испания, Финляндия, Болгария, Словения) (рис. 11 — 14).
Результаты моделирования показывают, что близость фактических и оптимальных значений показателя неравенства является скорее исключением, чем общим правилом. Хотя в большинстве стран наблюдаются отклонения в обе стороны от оптимального уровня неравенства, при этом можно выделить страны, где фактические значения коэффициента Джини меньше оптимальных почти во все годы анализируемого периода (рис. 8-9, 13-14). Примечательно, что именно в эту группу входят постсоциалистические страны (Словения, Болгария, Эстония).
Экономический рост и неравенство: институциональный аспект...
73
Рис. 11. Характер динамики коэффициента Джини в Испании
Рис. 12. Характер динамики коэффициента Джини в Финляндии
Рис. 13. Характер динамики коэффициента Джини в Словении
74
ТВ. Меркулова
Рис. 14. Характер динамики коэффициента Джини в Болгарин
Оценка параметров ПИФ (2) была проведена также по статистическим данным России: ВВП (Y), инвестиции в основной капитал (К), среднегодовая численность занятого населения (L), коэффициент Джини (G) (http://www.gks.nl). За период 1998-2008 гг. этот показатель увеличился с 0, 394 до 0, 422, что говорит об усилении неравенства.
Таблица 4. Статистические оценки параметров ПИФ для России
Пара- метры модели 1п(у) р а В п m R- квадрат
Статисти- -9,779 -0.014 10,769 -21,270 -1,927 9,350
ческие t-статистика 0,999
оценки -0,118 -0,195 2,075 -1,582 -0,072 0,242
Модель дает хорошее приближение к реальным данным: отклонение за период 1998-2008 гг. не превышает 3,3% (рис. 15).
Рассчитанные для каждого года анализируемого периода оптимальные значения показателя неравенства имеют тенденцию к понижению (с 0,49 до 0, 40), таким образом, динамика фактических и оптимальных значений показателя Джини носит разнонаправленный характер, при этом после 2004 г. наблюдается их сближение и стабилизация (рис. 16).
Обратим внимание, что до 2006 г. фактические значения коэффициента Джини меньше оптимальных (особенно значительно расхождение в начале периода) и в целом характер динамики данного показателя для России согласуется с тенденциями, отмеченными для Словении и Болгарии (рис. 13-14).
Экономический рост и неравенство: институциональный аспект...
75
Уфа кт Урасч
Рис. 15. Фактические и расчетные значения ВВП России
Рис. 16. Фактические и оптимальные значения коэффициента Джини в России
Выводы
По результатам проведенного анализа некоторые выводы предшествующих исследований можно уточнить. Во-первых, заключение об отсутствии статистически значимой связи между экономическим ростом и распределением дохода справедливо только для стран со средним и низким уровнем развития по индексу HDI. В высокоразвитых странах выявлено наличие тесной отрицательной связи между показателями экономического роста (ВВП на душу населения) и неравенства.
Во-вторых, вывод о том, что начальное неравенство не имеет значения для экономического роста, может быть интерпретирован таким образом. Поскольку границы изменения коэффициента Джини в разных по индексу HDI группах почти одинаковы, то две страны с близкими (равными) значениями коэффициента Джини могут оказаться в разных группах развития по HDI, и тогда экономический рост
76
ТВ. Меркулова
будет сопряжен у них с разнонаправленным изменением неравенства. Таким образом, имеет значение начальный уровень не дифференциации доходов, а гуманитарного развития.
Соотношение между уровнем неравенства и индексом гуманитарного развития может быть отражено с помощью скорректированного коэффициента Джини. Этот коэффициент достаточно тесно коррелирует с экономическим ростом, причем связь имеет отрицательный знак, т. е. улучшение этого соотношения (уменьшение скорректированного коэффициента) сопровождается экономическим ростом. С этой точки зрения важным представляется степень дифференциации доходов именно в соотнесении с уровнем гуманитарного развития, который отражает определенные приоритеты социально-экономической политики государства.
Посылка о существовании оптимального уровня неравенства была реализована при построении производственно-институциональной функции, расчеты по которой для разных европейских стран дали некоторые оценки этого уровня. Отклонение от него в любую сторону вызывает ослабление продуктивной силы основных производственных факторов и уменьшает потенциал экономического роста. Расчеты показали, во-первых, более высокую устойчивость оптимального уровня неравенства доходов по сравнению с фактическим в странах Западной Европы, во-вторых, превышение оптимального уровня над фактическим в постсоциалистических странах в период 2000-2006 гг.
Анализ, проведенный с помощью производственно-институциональных функций для России, дал неожиданные результаты: оптимальные значения показателя неравенства (коэффициента Джичи), при которых достигается максимальный эффект (ВВП), получились достаточно близкими к фактическим значениям в последние годы (2005-2008), что не согласуется с распространенной оценкой реального неравенства как чрезмерного, сильно завышенного. Уместно вспомнить образные слова Е. Ясина о завышенном коэффициенте «прибедняемости» в России [Ясин 2004]. Полученные результаты привлекают внимание к поиску других причин негативных явлений в обществе и экономической жизни, которые сейчас рассматриваются как следствие неравенства в распределении доходов.
Литература
Балацкий Е. В. Анализ влияния налоговой нагрузки на экономический рост с помощью производственно-институциональных функций // Проблемы прогнозирования. 2003. № 2. Институциональная архитектоника и динамика экономических преобразований. Харьков, 2008.
Шевяков А.Ю., Кирута А.Я. Измерение экономического неравенства. М.: Лето, 2002. Шевяков А.Ю. Неравенство и бедность: причины и пути преодоления // Индекс. 2005. №21. Ясин Е. Коэффициент «прибедняемости» // Российская газета. 2004. № 3588. 25 сентября. Меркулова ТВ. Институт налога. Харьков, 2006.
Adams Jr.t Richard И. Economic Growth, Inequality, and Poverty - Findings from a New Data Set // World Bank Policy Research Working Paper. February 2002. № 2972. Available at SSRN: http://ssm.com/abstract=636334.
Экономический рост и неравенство; институциональный аспект...
77
Ahluwalia М. Inequality, Poverty and Development // Journal of Development Economics. 1976. № 3 (4). December.
Bigsten A.. Levin J. Growth, Income Distribution, and Poverty: A Review // WIDER Discussion Paper 129. World Institute for Development Economics research ( WIDER), Helsinki. November 2001.
Deininger K.. Lyn S. A New Data Set Measuring Income Inequality II World Bank Economic Review. 1996. № 10(3). September.
Dollar D., Art К. Growht is Good for the Poor. World Bank Policy Research Working Paper. № 2587. Washington, D.C., 2000.
Fields G. Distribution and Development: A New Look at the Developing World. Cambridge: Russell Sage Foundation and MIT Press, January 2001.
Kuznets S. Economic Growth and Income Inequality // American Economic Review. 1995. March.
Lustig N.f Rigolini J., Arias O. Poverty Reduction and Economic Growth: A Two-Way Causality// Sustainable Development Department Technical Papers Series 111. Washington, D.C.: Inter-American Development Bank, March 2002.
Milanovic B. Determinants of Cross-Country Income Inequality: An Augmented Kuznets Hypothesis // World Bank Policy Research Working Paper 1246. Washington, D.C.: World Bank, 1994.
Ravallion M Can High-inequality Developing Countries Escape Absolute Poverty? // World Bank Policy Research Working Paper 1775. Washington, D.C.: World Bank, 1997. Ravallion Л/.. Lyn S., Michael B. Equity and Growth in Developing Countries: Old and New Perspectives on the Policy Issues // Policy Research Working Paper 1563. Washington,
D.C.: World Bank. January 1996.
