CC BY
246
мательства (МСП), которые представлены в табл. 3.
Цели и принципы государственной политики в области малого и среднего предпринимательства (МСП) в Российской Федерации
Государственная политика в области развития и управления малым и средним предпринимательством должна разрабатываться на основе федеральных законов и нормативных актов Российской Федерации (табл. 4).
Основные отрасли законодательства, регулирующие организацию и деятельность малого и среднего предпринимательства
С учетом анализа организационно-экономического состояния МСБ и государственной политики в области предпринимательства можно, как вариант, предложить Программу государственной поддержки МСБ в Российской Федерации (рис. 1).
Основные этапы этой Программы можно детализировать более в конкретное содержание, представить их как основные направления и формы государственной поддержки МСБ в России (рис. 2).
В настоящее время направления и формы государственной поддержки предпринимательства, обсуждаемые в Правительстве и согласованные различными ведомствами, многие из которых предназначены специально для малых и средних предприятий. Это:
- компенсация роста налогов для высокотехнологичных предприятий (по сути, сохранить для них ставку страховых взносов на уровне 14%);
- освобождение от налога на имущество на срок до 3 лет для предприятий, внедряющих энергоэффективное оборудование;
- освобождение от уплаты налога на прибыль компаний, работающих в сфере здравоохранения и образования;
- снятие всех ограничений, препятствующих переходу на упрощенную систему налогообложения, для малых внедренческих предприятий вузов и научных центров;
- узаконивание практики использования внедренческими предприятиями помещений и оборудования своих учредителей на льготной основе;
- определение на федеральном уровне перечня видов деятельности, где введение патентов является обязательным (с возможностью дополнять этот перечень на местах);
- освобождение от необходимости применять контрольно-кассовые аппараты предпринимателей, работающих по патенту;
- передача в местные бюджеты значительной и даже большей части поступлений доходов от продажи патентов;
- продление срока действия льготного порядка приватизации недвижимости как минимум на 3 года и освобождение таких сделок от уплаты налога на добавленную стоимость, а также предоставление малому бизнесу права требовать выкупа арендуемых помещений;
- ускорение принятия закона о досудебной процедуре оспаривания результатов кадастровой оценки; введение бессрочного лицензирования и максимально оперативная передача его в электронную форму;
- продолжение сокращения числа товаров, подлежащих обязательной сертификации, и значительное расширение перечня видов деятельности, где применяется уведомительный порядок начала нового бизнеса;
- дополнительное выделение из федерального бюджета 3 млрд. рублей на поддержку малых и средних инновационных компаний и 2 млрд. рублей - на программы содействия малому бизнесу в моногородах и еще 1 млрд. рублей - на развитие предпринимательства на Северном Кавказе;
- выделение 2 млрд. рублей на поддержку малого и среднего бизнеса, осуществляющего экспорт высокотехнологичной продукции;
- обеспечение Фондом реформирования ЖКХ более широкого участия малых предприятий в программах капитального ремонта многоквартирных домов и расселения аварийного жилья.
Литература:
1. Сайдулаев Ф.С. Динамика развития малого предпринимательства в региона России. М.: 2009
2. Попков В.П., Евстафьева Е.В. Организация предпринимательской деятельности. Схемы и таблицы. СПб.: Питер, 2007
3. Мельник М.В. Аудит эффективности малого предпринимательства. М.: 2008
ИНДЕКС ЗДОРОВЬЯ НАСЕЛЕНИЯ КАК ИНДИКАТОР ТРУДОВОГО ПОТЕНЦИАЛА ТЕРРИТОРИАЛЬНЫХ ОБРАЗОВАНИЙ
Лошаков А.А., Московский экономический институт, Потапов А.С., департамент образования г. Москвы, Анидалов А.Ю., Саратовский государственный технический университет
В статье проводится анализ динамики показателей здоровья в федеральных округах, составлены трендовые аппроксимирующие модели, наиболее точно отражающие динамику изменения показателей во всем временном диапазоне или на его характерном отрезке, выявлены территориальные особенности динамики показателей здоровья и определены их значения.
Ключевые слова: индекс здоровья, трудовой потенциал, показатели.
INDEX OF PUBLIC HEALTH AS AN INDICATOR OF LABOR BUILDING
TERRITORIAL
Loshakov A., Moscow institute of economics, Potapov A., department of education, Moscow, Anidalov A., Saratov state technical university
The article analyzes the dynamics of health in the federal districts have been drawn up trend approximating model that most accurately reflect the dynamics of change in performance over the entire time range, or on its characteristic interval, revealed the territorial features of the dynamics of health indicators and identify their values.
Keywords: index of health, employment potential indicators.
Характерными особенностями современного этапа в развитии экономической науки являются создание и применение новых понятий, модернизация определений путем дополнения их элементами нового качества. В определенной степени теоретическим выражением новых черт, которые присущи социальным процессам развития рыночной экономики, являются такие понятия, как «экономический потенциал», «трудовой потенциал». Можно также говорить о социально-экономическом потенциале как для общества в целом, так и для территориальных образований - федерального округа, субъекта Российской Федерации, региона [1]. При этом в
характеристике социально-экономического потенциала территориальных образований необходимо учитывать комплексность экологического, экономического и социального развития, общность природопользования и задач по охране окружающей среды, территориальную общность производства, относительную устойчивость населения и единство системы населенных пунктов, единство системы социальной инфраструктуры.
Определяющую роль в социально-экономическом развитии играет материальное производство, главная производительная сила которого является человек труда. В этой связи важная роль в систе-
ме социально-экономического потенциала территориальных образований принадлежит трудовому потенциалу [2]. Трудовой потенциал - это обобщающая характеристика меры и качества совокупных способностей к труду трудоспособного населения, к участию в общественно полезной деятельности. Выступая в качестве обобщающей характеристики количества, качества и меры реализации совокупной способности к труду, трудовой потенциал определяет возможности отдельных работников и различных их групп участвовать в трудовой деятельности.
Особую роль в развитии национальной экономики занимает качество трудового потенциала. Качество трудового потенциала -понятие относительное. Оно раскрывается в таких параметрах и компонентах, как качество трудоспособного населения, трудовых ресурсов, совокупного работника или рабочей силы. Качественные характеристики трудового показателя могут быть раскрыты через демографические, медико-биологические, профессионально-квалификационные, социальные, психологические, идейно-политические и нравственные, научно-технические признаки. Количественная сторона трудового потенциала определяется демографическими факторами (естественным приростом, состоянием здоровья, подвижностью и т.д.), потребностями производства в рабочей силе и возможностями удовлетворения потребности трудоспособного населения в труде. Трудовой потенциал количественно характеризуется трудоспособным населением в его активном возрасте, т.е. ресурсами труда, которыми располагает национальная экономика в каждый данный период [3].
Важной стороной качества трудового потенциала является уровень здоровья населения, как одна из трех составляющих индекса развития человеческого потенциала (ИРЧП). Если по образовательной компоненте наша страна занимает одно из первых мест, в том числе среди развитых стран, то по составляющей здоровья мы значительно отстаем не только от развитых, но и от развивающихся стран. И хотя Россия по данным за 2007 г. [4] входит в группу стран с высоким ИРЧП (0,817), занимаемое ее 71-е место после Словении (29-е место - 0,929), Чехии (36-е место - 0,903), Эстонии (40-е место - 0,883), Польши (41-е место - 0,880), Словакии (42-е место - 0,880), Венгрии (43-е место - 0,879), Хорватии (45-е место - 0,871), Литвы (46-е место - 0,870), Латвии (48-е место - 0,866), Болгарии (61-е место - 0,840), Румынии (63-е место - 0,837), Черногории (65-е место - 0,834), Сербии (67-е место - 0,826), Белоруссии (68-е место - 0,826) и даже Албании (70-е место - 0,818), прежде всего, определяется низким уровнем индекса здоровья.
В то же время, если на страновом уровне уровень здоровья населения, как компонента индекса развития человеческого потенциала, измеряется через ожидаемую продолжительность жизни при рождении, то этот показатель на региональном уровне «не срабатывает». Так, в работе [5] отмечается, что проблемы здоровья российского населения стали перемещаться с группы престарелого населения в группы детей и молодежи. Согласно медицинской статистике, почти 80% будущих матерей в период зачатия и вынашивания ребенка имели отклонения в состоянии здоровья. Отдельные позитивные изменения последних лет, такие как сокращение количества детей, умерших в возрасте до одного года, на 1000 родившихся живыми, с 18,1 в 1995 г. до 10,2 в 2006 г., не изменили общей картины [6].
Таким образом, актуальной является задача построения индекса здоровья населения на региональном уровне, который бы включал не только такой, несомненно, важный региональный показатель, как ожидаемая продолжительность жизни при рождении, но и другие показатели.
Учитывая важность данной задачи, ее решению были посвящены многочисленные публикации отечественных исследователей. Из работ последних лет следует отметить диссертационное исследование [7] и монографию [5].
Значительный интерес представляет работа [8], посвященная методологическим аспектам разработки региональных индексов, в которой сформулированы следующие требования к интег-ральным индексам вообще - независимо от конкретики:
(1) индекс должен быть безразмерной величиной, которая варьирует в открытом интервале от 0 до 1, асимптотически приближаясь к нулю в случае абсолютно неприемлемых значений образующих его показателей и к единице в случае очень хороших их значений;
(2) форма свертки частных индексов в интег-ральный - аддитивная или мультипликативная - должна устанавливаться, исходя
из степени их взаимосвязи: при сильной корреляции целесообразно использовать аддитивную форму свертки, при слабой коррели-рованности - мультипликативную;
(3) веса (приоритеты) частных индексов должны быть установлены либо экспертным путем, либо, что предпочтительнее, с учетом статистических характеристик реальных выборок региональных данных.
Отвергая естественное нормирование, взамен в качестве нормирующего преобразования они предлагают использовать психофизическую шкалу Харрингтона [8] (авторы работы [9] называют ее функцией желательности). Важно, что эта функция имеет сиг-моидальную форму и отвечает условию (1). Сигмоидальный характер означает, что на начальном участке, в зоне желательности «плохо», функция имеет нарастающую кривизну, т.е. даже небольшие изменения показателя приводят к заметному увеличению желательности. Напротив, в зоне «хорошо» функция имеет убывающую кривизну, так что дальнейший рост показателя уже не вызывает столь заметного увеличения желательности. В зоне «удовлетворительно», однако, функция желательности практически линейна, и именно в этой области наблюдается максимальный эффект от увеличения показателя.
Такой сигмоидальный характер зависимости желательности от величины показателя отвечает нашим интуитивным представлениям: на начальном этапе (зона «плохо») важно «поощрить» рост показателя, хотя бы это и было связано со значительными затратами ресурсов разного рода, а когда значения показателя нас уже устраивают (зона «удовлетворительно»), нет особого смысла в дальнейшем его росте (зона «хорошо»), поскольку затраты при этом резко увеличиваются.
Важно также, что авторы работы [8] не только предлагают четкий алгоритм построения региональных индексов, но и апробируют его на примере формирования индекса благосостояния населения на уровне федеральных округов. Практическое значение имеет также то, что предлагаемое ими преобразование исходных показателей с использованием психофизической шкалы Харрингтона позволяет производить расчеты частных индексов для территорий, не включенных ранее в обучающую выборку.
Авторы полагают, и мы с ними согласны, что предлагаемая ими методика построения компонентов индикатора качества жизни населения на региональном уровне избавлена от ряда недостатков существующих методик, использующих традиционные подходы (естественное нормирование при расчете индексов исходных показателей, допущение их равной значимости или априорное назначение весов), позволяет выявить болевые точки, производить расчет индикативных значений исходных показателей.
Применим данную методологию для построения индекса здоровья на региональном уровне. На начальном этапе в качестве статистических единиц принимаем федеральные округа, включив в выборку также и РФ в целом.
Вначале выполним анализ показателей-»претендентов» с точки зрения целесообразности их включения в индекс здоровья. Это, прежде всего, ожидаемая продолжительность жизни при рождении. С учетом результатов работы [5], в исходное множество включаем также коэффициенты рождаемости и общей смертности, а также коэффициент младенческой смертности. Представляется также, что есть смысл рассмотреть такой обобщающий показатель заболеваемости, как заболеваемость на 1000 человек населения.
Таким образом, мы имеем пять показателей - претендентов на включение в индекс здоровья. Для удобства последующего изложения введем обозначения:
Х - коэффициент рождаемости;
Х2 - коэффициент общей смертности;
Х3 - коэффициент младенческой смертности;
Х4 - заболеваемость на 1000 человек населения;
Х5 - ожидаемая продолжительность жизни при рождении (далее ПЖ).
Первые четыре показателя в статистическом сборнике [6] приведены в динамике за период 2000-2008 гг., таким образом, по ним мы располагаем панельными данными по федеральным округам за 2000-2008 гг. Что касается данных по ожидаемой продолжительности жизни при рождении, то в [6] приведены данные по всему населению и отдельно для мужчин и женщин за период 2000, 2005 и 2007 гг., данные за промежуточные годы брали из статистических сборников «Регионы России. Социально-экономические показатели» за 2003, 2005, 2007 и 2008 гг. [11]. Таким образом, помимо по-
казателя Х5 - ожидаемой продолжительности жизни при рождении, мы располагаем панельными данными еще по двум показателям:
Х6 - ПЖ мужчин;
Х7 - ПЖ женщин.
Поскольку между ожидаемой продолжительностью жизни мужчин и женщин наблюдаются значительные различия, введем в анализ еще один информативный показатель:
Х8 - разность между ожидаемой продолжительности жизни при рождении женщин и мужчин.
Очевидно, что показатели Х6 и Х7 можно не рассматривать, заменив их показателем Х8 - разностью между ПЖ женщин и мужчин.
Итого, мы располагаем множеством из шести исходных показателей здоровья. Задача формулируется следующим образом:
- выполнить анализ динамики показателей здоровья;
- подобрать трендовые аппроксимирующие модели, наиболее точно отражающие динамику изменения показателей во всем временном диапазоне или на его характерном отрезке;
- установить обобщающие характеристики динамики изменения показателей и рассчитать их значения.
Все перечисленные задачи решали в программной среде пакета анализа данных общественных наук SPSS Base [12], предоставляющего исследователю богатый набор графических и аналитических процедур. При этом принята следующая последовательность анализа: вначале строили так называемые «пространственные профили» показателей за два момента времени - начальный и последний год периода, затем - графики временных рядов показателей по всем федеральным округам и РФ в целом. На следующем этапе визуально по графикам временных рядов показателей выбирали временной участок и аппроксимирующую модель, а затем рассчитывали параметры этих моделей.
Рассмотрим содержание этих этапов на примере первого показателя - коэффициента рождаемости, а для остальных показателей приведем конечные результаты, отмечая лишь встречающиеся при этом особенности.
1. Коэффициент рождаемости.
На рис. 1 а представлены пространственные профили коэффициента рождаемости в два года - 2000 и 2008, а на рис. 1 б - графики временных рядов показателя для РФ в целом, а также для трех макрорегионов - Центрального, Северо-Западного и Южного федеральных округов.
Судя по пространственным профилям коэффициента рождаемости (рис. 1 а), первые два места по рождаемости и в 2000 г., и в 2008 г. занимали Южный и Сибирский федеральные округа, последние два - Северо-Западный и Центральный федеральные округа. Обращает на себя внимание локальный минимум рождаемости в Дальневосточном ФО по данным на 2008 г.
Как следует из рис. 1 б, характер динамики коэффициента рождаемости для РФ и федеральных округов достаточно близок. Если
не учитывать некоторые локальные особенности рядов динамики -локальный максимум в 2004 г. и локальный минимум в 2005 г., то в целом в интервале 2000-2008 гг. они носят характер экспоненциального или линейного роста. Действительно, моделирование с помощью процедуры «Curve Estimation» пакета SPSS Base показали, что временные ряды коэффициента рождаемости для РФ и федеральных округов практически с одинаковой точностью могут быть описаны как экспоненциальной трендовой моделью:
Х = b Ч exp (b,t), (1)
так и линейной моделью
Х = b + b,t, (2)
где t - временная переменная, определяемая соотношением
t = год - 2000. (3)
Выбор между этими моделями следует выполнить по критерию их качества, а также с учетом простоты модели. Поскольку значения коэффициента детерминации R2 близки (0,912 и 0,905 для экспоненциальной и линейной моделей соответственно), близки и значения критерия Фишера (F=72,15 и 66,45 соответственно), делаем выбор в пользу более простой линейной модели. Это позволяет, во-первых, по величине коэффициента регрессии b оценить среднегодовой прирост коэффициента рождаемости в различных территориальных образованиях, во-вторых, «заменить» ряды динамики коэффициента рождаемости скалярными величинами. В качестве таких величин целесообразно принять значения среднего уровня соответствующих рядов. Так, в случае РФ имеем: b0=8,76; Ь=0,365. Смысл параметра b0 - расчетное значение коэффициента рождаемости в начальный год рассматриваемого периода - 2000 г. (8,76 промилле), смысл параметра b - среднегодовой прирост коэффициента рождаемости в РФ в период 2000-2008 гг., равный 0,365 промилле в год. В принципе, скалярной величиной, отражающей уровень рождаемости, можно было бы считать и величину параметра b0, но логичнее в качестве таковой принять средний уровень временного ряда (X) =10,22 промилле.
Рис. 2 иллюстрирует расположение федеральных округов на плоскости двух информативных показателей рождаемости - среднего значения общего коэффициента рождаемости в период 20002008 гг. и ежегодного прироста показателя.
Видно, что по обоим информативным показателям рождаемости выше уровня РФ - три федеральных округа: Южный, Уральский и Сибирский, ниже уровня РФ - также три округа: Центральный, Северо-Западный и Приволжский. В Дальневосточном ФО уровень рождаемости выше среднего, но ежегодный прирост показателя -ниже среднего по РФ.
2. Пространственные профили следующего показателя здоровья населения - общего коэффициента смертности в 2000 и 2008 гг., а также графики временных рядов показателя для четырех федеральных округов - Приволжского, Уральского, Сибирского и Дальневосточного, представлены на рис. 3.
Рис. 1. Пространственные профили общего коэффициента рождаемости в 2000 и 2008 гг. (а) и динамика показателя в 2000-2008 гг.
в РФ и некоторых федеральных округах (б)
Рис. 2. Расположение федеральных округов на плоскости среднего значения и ежегодного прироста общего коэффициента рождаемости в период 2000-2008 гг.
а
Смертность в 2000-2008 гг., промилле
Рис. 4. Расположение федеральных округов на плоскости среднего значения общего коэффициента смертности в период 2000-2008 гг. и ежегодного прироста показателя в период 2005-
¿Г-
ш s
о
4
m О
3
ю О
2000 2008
о.
о
3
ю О
ПФО УФО СФО ДФО
ЦФО СЗФО ПФО СФО УФО ЮФО ДФО
2000 2002 2004 2006 2008
2001 2003 2005 2007
Федеральный округ Год
Рис. 3. Пространственные профили общего коэффициента смертности в 2000 и 2008 гг. (а) и динамика показателя в 2000-2008 гг.
в некоторых федеральных округах (б)
Сравнивая ход пространственных профилей на рис. 1 а и 3 а, можно заметить, что изменения общего коэффициента смертности, произошедшие с 2000 по 2008 гг., не столь значительны по сравнению с изменениями общего коэффициента рождаемости в этот же период. Объяснение этому - в циклическом характере временных рядов общего коэффициента смертности (рис. 3 б): цикл роста смертности, наблюдаемый с 2000 по 2003-2005 гг., сменился циклом спада показателя. В целом же, во всем временном интервале, эмпирические данные могут быть аппроксимированы квадратичной параболой вида
Х = b0 + b,t + b/. (4)
Аппроксимация динамики общего коэффициента смертности во всем временном диапазоне квадратичным полиномом, однако, предоставляет возможность в дальнейшем анализе использовать лишь одну характеристику аппроксимирующих кривых - их «кривизну», оцениваемую параметром b2 (параметр b отражает скорость изменения показателя лишь в начальный момент, поэтому, как и параметр b0, не представляет интереса), но нас в большей мере интересует цикл спада. Исходя из этого, нами рассчитаны две статистические характеристики временных рядов общего коэффициента смертности - среднегодовой прирост показателя в цикле спада и
средний уровень ряда для всего временного периода.
Расположение федеральных округов на плоскости этих информативных показателей смертности представлено на рис. 4. Видно, что по обоим показателям смертности выше уровня РФ - ЮФО и УФО, ниже уровня РФ - СЗФО. В ДФО и СФО и уровень общей смертности, и ежегодный прирост показателя ниже среднего по РФ. Напротив, в ЦФО и ПФО и уровень общей смертности, и ежегодный прирост показателя выше среднего по РФ.
3. Следующий информативный показатель индекса здоровья -коэффициент младенческой смертности. Пространственные профили этого показателя в 2000 и 2008 гг., а также графики временных рядов коэффициента младенческой смертности для РФ в целом и для трех федеральных округов - Центрального, Северо-Западного и Южного, представлены на рис. 5.
Судя по пространственным профилям, приведенным на рис. 5 а, ситуация с младенческой смертностью предпочтительнее и Северо-Западном и Центральном федеральных округах, хуже всего -в Дальневосточном федеральном округе. При этом, если практически во всех округах ситуация в 2008 . намного лучше, чем в 2000 г., то в Южном федеральном округе снижение младенческой смертности не столь велико.
Рис. 5. Пространственные профили коэффициента младенческой смертности в 2000 и 2008 гг. (а) и динамика показателя
в 2000-2008 гг. в некоторых федеральных округах (б)
Из рис. 5 б следует, что динамика показателя по как в России в целом, так и во всех округах - позитивная: наблюдается отрицательный линейный тренд коэффициента младенческой смертности во всем временном диапазоне 2000-2008 гг. Исходя из этого, информативными будут две статистические характеристики временных рядов - средний уровень и среднегодовой прирост показателя.
Наглядное представление о ситуации с младенческой смертностью в федеральных округах РФ дает диаграмма рассеяния среднего уровня и среднегодового прироста коэффициента с младенческой смертности, приведенная на рис. 6.
Видно, что хуже всего ситуация в Южном федеральном округе - здесь и уровень показателя больше, чем в среднем по РФ, и снижение коэффициента младенческой смертности минимальное - 0,67 промилле в год. Лучше ситуация с младенческой смертностью в Северо-западном, Центральном, Приволжском и Уральском федеральных округах. В этих макрорегионах средний уровень показателя меньше, чем по РФ в целом, а среднегодовой прирост коэффициента младенческой смертности находится на уровне РФ. В Сибирском и Дальневосточном федеральных округах средний уровень коэффициента младенческой смертности заметно выше, чем в РФ, но выше и среднегодовой прирост коэффициента.
Рис. 6. Расположение федеральных округов на плоскости среднего значения и ежегодного прироста коэффициента младенческой смертности в период 2000-2008 гг.
4. Рассмотрим теперь введенный нами показатель индекса здоровья - заболеваемость на 1000 человек населения. Пространственные профили этого показателя в 2000 и 2008 гг., а также графики временных рядов показателя для РФ в целом и для трех федеральных округов - Центрального, Северо-Западного и Южного, представлены на рис. 7.
Из пространственных профилей заболеваемости населения видно, что данный показатель заметно варьирует по федеральным округам. Меньше всего уровень заболеваемости в Южном федеральном округе, больше всего - в Приволжском и Уральском округах. Видно также, что временные изменения заболеваемости населения меньше, как пространственные. Обращают на себя внимание большие абсолютные значения показателя, которые варьируют в диапазоне от 600 до 850 промилле. Это означает, что в течение календарного года из 1000 человек населения организациями здравоохранения зафиксировано от 600 до 850 случаев заболеваний. Это
- очень высокие значения.
Более наглядно временные изменения рассматриваемого показателя видны из графиков рядов динамики на рис. 7 б. Обращает на себя внимание, что при общей тенденции роста заболеваемости в стране динамика показателя по федеральным округам различается: в ЦФО наблюдается стабильность уровня заболеваемости населения, в Южном федеральном округе - заметный рост примерно с линейным трендом. Исходя из этого, в качестве информативных статистических характеристик временных рядов принимаем, как и в предыдущем случае, средний уровень и среднегодовой прирост показателя.
Представление о ситуации с заболеваемостью населения в федеральных округах РФ дает диаграмма рассеяния среднего уровня и среднегодового прироста показателя - рис. 8.
Видно, что хуже всего ситуация в Приволжском федеральном округе - здесь и уровень заболеваемости заметно больше, чем в среднем по РФ, и ежегодный прирост показателя достаточно велик
- 8,67 промилле в год. В Сибирском и Северо-Западном федеральных округах средний уровень заболеваемости также выше, чем в РФ, выше и среднегодовой прирост показателя.
По сравнению с другими территориальными образованиями, лучше всего ситуация с заболеваемостью населения в Центральном федеральном округе. В этом макрорегионе средний уровень показателя меньше, чем по РФ в целом, и среднегодовой прирост заболеваемости наименьший.
В Южном федеральном округе, при наиболее низком уровне заболеваемости, в рассматриваемый период наблюдается достаточно высокое значение среднегодового прироста показателя.
5. Еще один информативный показатель индекса здоровья -ожидаемая продолжительность жизни при рождении. Выше нами отмечалось, что ПЖ приводится и для населения в целом, и для мужского и женского населения в отдельности. По-видимому, наилучший вариант - это выполнить пространственный и временной
а
6
800
700
600
2000
800
ш с; о ю
600
со 500
РФ ЦФО СЗФО ЮФО
2000
ПФО УФО СЗФО СФО ДФО ЦФО ЮФО
2002 2004 2006 2008 2003 2005 2007
О
О О.
Ь
о s
Ш
го ш С. о ю го
о о о. s
CL
I=
12
10
0ч
600
Федеральный округ Год
Рис. 7. Пространственные профили заболеваемости населения в 2000 и 2008 гг. (а) и динамика показателя
в некоторых федеральных округах (б)
ЮФО □ СФО ПФО □ СЗФО □
рф
УФО ДФО □
ЦФО □
700
800
900
Заболеваемость в 2000-2008 гг., промилле
Рис. 8. Расположение федеральных округов на плоскости среднего значе-ния и ежегодного прироста заболеваемости населения в 2000-2008 гг.
анализ панельных данных за 2000-2008 гг. ожидаемой продолжительность жизни при рождении населения федеральных округов в целом (переменная Х5), а также разности между ожидаемой продолжительность жизни при рождении женщин и мужчин (переменная Х8).
Пространственные профили этих двух показателей в 2000 и 2008 гг., а также их графики временных рядов показателя для РФ в целом и для трех федеральных округов - Центрального, СевероЗападного и Южного, представлены на рис. 9 и 10.
Из пространственных профилей ожидаемой продолжительности жизни при рождении населения в целом видно, что данный показатель заметно варьировал по федеральным округам и в 2000, и в 2008 гг. Больше всего ожидаемая продолжительность жизни при рождении в Южном федеральном округе, на втором месте - Центральный округ, меньше всего - в Сибирском и Дальневосточном федеральных округах. По разности между профилями 2000 и 2008 гг. можно судить об изменении ситуации к лучшему за восемь лет: больше всего продолжительность жизни увеличилась в Уральском и Северо-Западном федеральных округах. Так, если в 2000 г. Приволжский федеральный округ опережал Уральский округ по данному показателю, то в 2008 г. эти два округа поменялись местами -рис. 9 а.
За восемь лет - с 2000 г. по 2008 г. - несколько уменьшилась разность между ожидаемой продолжительности жизни при рождении женщин и мужчин, но она по-прежнему находится на очень
Рис. 9. Пространственные профили в 2000 и 2008 гг. ожидаемой продолжительность жизни при рождении (а) и разности между ожидаемой продолжительность жизни при рождении женщин и мужчин (б)
логарифмическая модель
Х = b0 Ч t b
Рис. 10. Динамика ожидаемой продолжительность жизни при рождении (а) и разности между ожидаемой продолжительность жизни при рождении женщин и мужчин (б) в РФ и некоторых федеральных округах
высоком уровне - рис. 9 б. Больше всего этот эффект проявился в степенная модель
Уральском и Южном федеральных округах, меньше всего - в Дальневосточном федеральном округе.
Судя по графикам временных рядов ПЖ на рис. 10 а, здесь, как и в случае динамики общего коэффициента смертности, имеют место циклы: с 2000 по 2005 гг. наблюдается определенная стабильность показателя, а затем ожидаемая продолжительность жизни при рождении начинает возрастать, но примерно со степенным трендом, т.е. с уменьшением скорости роста к концу рассматриваемого периода.
Динамика разности между ожидаемой продолжительности жизни при рождении женщин и мужчин также циклична, но здесь, напротив, стабильный участок всего наблюдаемого периода в 2005 г. сменяется спадом показателя - рис. 10 б. Очевидно, что и в этом случае в качестве одного из информативных статистических характеристик временных рядов целесообразно принять, как и в случае общего коэффициента смертности, средний уровень обоих показателей за период 2000-2008 гг.
Назначение второй информативной статистической характеристики временных рядов определяется аппроксимирующими моделями. В результате подбора наилучших аппроксимирующих моделей оказалось, что динамика ПЖ в 2005-2008 гг. лучше всего описывается степенным трендом, а динамика разности между ожидаемой продолжительности жизни при рождении женщин и мужчин в этот же период - логарифмическим трендом. Приведем общий вид этих моделей:
(6)
В модели (5) смысл параметра Ь1 - это «эластичность» показателя Х5 по временной переменной. Чем больше Ь1, тем быстрее нарастает значение показателя со временем.
В модели (6) смысл параметра Ь1 - это скорость роста показателя Х, только временная переменная здесь не t, а ее логарифм (lnt). В нашем случае знак параметра Ь1 - отрицательный, и чем больше его абсолютная величина, тем быстрее уменьшается значение показателя со временем.
О точности аппроксимации динамики ПЖ и разности между ожидаемой продолжительности жизни при рождении женщин и мужчин в 2005-2008 гг. можно судить по рис. 11, а и б. Небольшая ширина 90%-х доверительных интервалов, несмотря на малую длину временных рядов - всего четыре уровня, свидетельствует о достаточно высоком качестве аппроксимации фактических данных.
Таким образом, вторыми информативными статистическими характеристиками временных рядов рассматриваемых показателей будут:
- для ожидаемой продолжительности жизни при рождении -параметр Ь1 степенной модели, который можно интерпретировать как «эластичность» показателя по временной переменной;
- для разности между ожидаемой продолжительности жизни при рождении женщин и мужчин - параметр Ь1 логарифмической
Рис. 11. Аппроксимация динамики ожидаемой продолжительности жизни при рождении населения ПФО степенной моделью (а) и разности между ожидаемой продолжительность жизни при рождении женщин и мужчин логарифмической моделью (б).
00 о о см
LO о о см
ш
*
1=
го го
о о о. о
О -1,0
ПФО 1 □
уф^фо ДФО п □ 1
ЮФО РФ
!сфо | □
11,5
12,0
12,5 13,0 13,5 14,0
ПЖ, среднее за 2000-2008 гг., лет
Рис. 12. Расположение федеральных округов на плоскости
среднего в период 2000-2008 гг. уровня ожидаемой продолжительности жизни при рождении и «эластичности» показателя по времени в 2005-2008 гг.
модели, абсолютную величину которого можно интерпретировать как скорость спада показателя с ростом логарифма временной переменной.
Наглядное представление о ситуации с ожидаемой продолжительности жизни при рождении в федеральных округах РФ дает диаграмма рассеяния среднего уровня и «эластичности» показателя по временной переменной, приведенная на рис. 12.
Видно, что хотя население Южного федерального округа имеет, по сравнению с другими макрорегионами, более высокую продолжительность жизни (68,17 лет в среднем за период 2000-2008 гг.), скорость роста данного показателя в 2005-2008 гг. была наименьшей. ЦФО, ПФО и УФО имеют статистические характеристики, близкие к РФ. Население Сибирского и Северо-Западного федеральных округов, при заметно меньших значениях средней продолжительности жизни, чем в РФ в целом, характеризуется наибольшей скоростью роста данного показателя в период 2005-2008 гг. ДФО, как уже отмечалось - аутсайдер по продолжительности жизни. По скорости роста данного показателя в период 2005-2008 гг. Дальневосточный федеральный округ занимает достаточно высокую позицию.
Рассмотрим теперь расположение федеральных округов РФ на диаграмме рассеяния статистических характеристик динамики разности между ожидаемой продолжительности жизни при рождении женщин и мужчин - среднего значения показателя в период 20002008 гг. и параметра скорости роста показателя в 2005-2008 гг. -рис. 13.
Из диаграммы рассеяния рис. 1 следует, что в Южном федеральном округе, который отличается наименьшим среди округов средним значением разности между ПЖ женщин и мужчин (11,7 лет), скорость спада показателя - на уровне РФ. Больше скорость спада разности между ПЖ женщин и мужчин только в Сибирском ФО. Центральный, Уральский и Дальневосточный федеральные округа обладают рассматриваемыми статистическими характеристиками, близкими к РФ. Приволжский федеральный округ выделяется наибольшим средним значением разности между ожидаемой продолжительности жизни при рождении женщин и мужчин (13,6 лет), а также наименьшей скоростью спада показателя.
Таким образом, результатом данной работы явился анализ динамики показателей здоровья в федеральных округах в период 20002008 гг. Выявлены территориальные особенности динамики показателей, установлены и рассчитаны параметры динамики. Для коэффициентов рождаемости и младенческой смертности, а также заболеваемости - это ежегодный прирост показателей, для общего коэффициента смертности - среднегодовой прирост показателя в цикле спада. Для ожидаемой продолжительности жизни при рождении и разности между ПЖ женщин и мужчин, характеристики динамики показателей также определяются в заключительном цикле, но по более сложному алгоритму. Для ожидаемой продолжи-
Разность ПЖ женщин и мужчин, промилле
Рис. 13. Расположение федеральных округов на плоскости среднего за период 2000-2008 гг. значения разности между ожидаемой продолжительности жизни при рождении женщин и мужчин и скорости спада показателя с ростом логарифма временной переменной в 2005-2008 гг.
тельности жизни при рождении это - «эластичность» ПЖ по временной переменной. Для разности между ожидаемой продолжительности жизни при рождении женщин и мужчин это - параметр скорости спада показателя по логарифму временной переменной.
Задача последующих исследований - выявить взаимосвязи между показателями здоровья. Этому вопросу будут посвящены последующие публикации.
Литература:
1. Национальная экономика: Учебник / Под общей ред. акад. РАЕН В.А. Шульги. М.: Изд-во Рос. экон. акад., 2002
2. Экономика труда и социально-трудовые отношения / Под ред. Г.Г. Меликьяна, Р.П. Колосовой, М., 1996.
3. Шалмиев А.А. Основные составляющие потенциалов регионального развития // Экономическое возрождение России. 2006. №4(10).
4. Список стран по ИРЧП // Электронный ресурс. Режим доступа: http://ru.wikipedia.org/wiki.
5. Уварова В.И., Шуметов В.Г., Лясковская О.В. Здоровье населения Центральной России: типологии, модели, прогнозы: монография / Под общей ред. доц. В.И. Уваровой. Орел: ОрелГТУ, 2008.
6. Регионы России. Социально-экономические показатели. 2009. Стат. сб. М.: Госкомстат России, 2009.
7. Лясковская О.В. Совершенствование мониторинга социального самочувствия в системе управления качеством жизни населения региона. Дис. к-та социол. наук. Орел: ОРАГС, 2007.
8. Лебедева О.В., Шуметов В.Г. К вопросу о построении компонентов индикатора качества жизни населения России на региональном уровне // Вестник НИИРПО. Серия «Экономика и управление». 2009. №2(4).
9. Harrington E.C. The desirable function // Industrial Quality Control. 1965. V.21. №10.
10. Оптимизация качества. Сложные продукты и процессы / Э.В. Калинина, А.Г. Лапига, В.В. Поляков и др. М.: Химия, 1989.
11. Регионы России. Социально-экономические показатели // Электронный ресурс Федеральной службы государственной статистики РФ. Режим доступа: http://www.gks.ru.
12. SPSS Base 8.0 для Windows. Руководство по применению. Перевод-Copyright 1998 СПСС Русь.
