Лукьянова А.Л. Переход к постиндустриальному обществу. Исследование занятости в сервисном секторе экономики РФ. М., EERC, 2003. 72 с

4. МАКРОЭКОНОМИКА РОСТА СФЕРЫ УСЛУГ		21

экономического развития, климатического сходства, численности и плотности населения, мы используем базу данных индикаторов развития, состав-

ляемую Мировым Банком (World Bank Development Indicators Database — WDI, издание 2001 г.). Эта база данных охватывает 207 стран и включает более 500 показателей за период с 1940 по 1999 гг. Однако, данные о распределении занятости по секторам экономике имеются лишь для 1980–1998 гг. Значения ВВП на душу населения скорректированы с учетом паритета покупательной силы (ППС) и указаны в текущих международных долларах США; эти данные начинаются с 1974 г. Данные об уровне трудовой активности населения и структуре занятости определяются в соответствии с методологией МОТ. Некоторые пропущенные наблюдения по структуре занятости были заменены значениями, взятыми из базы данных

LABORSTA и "Total and Economically Active Population: Estimates and Projections, 1950–2010". В табл. П1 в Приложении представлены значения описательных статистик для ряда лет. Они однозначно показывают мировой тренд роста занятости в сфере услуг, начиная с середины прошлого века. Однако в регрессионном анализе использовались данные за 1974–1999 гг.

Результаты оценивания уравнений Фьюкса (2)–(3) для 1990 г. представлены в табл. 3. 1990-й год был выбран в качестве исходного двум причинам: (1) для многих стран с переходной экономикой он был последним годом дореформенной эпохи, (2) в имеющейся базе данные на последний год десятилетия являются наиболее полными. Коэффициенты оценивались на основе подвыборки из 118 стран с рыночной экономикой, т.е. всех несоциалистических стран, по которым имелись необходимые данные. Оценки ожидаемой доли сервисной занятости для тогдашних социалистических стран строились путем экстраполяции полученной модели за пределы подвыборки. Знаки и величина коэффициентов в целом близки к приведенным в работе

Fuchs (1980).

В трех правых колонках табл. 3 показаны ожидаемые и фактические доли секторов в 1990 г. и разница между ними. Фактическая величина находится на уровне 78% от ожидаемой. Для того, чтобы сравнить Россию с другими станами с переходной экономикой мы рассчитали процентное отклонение фактической доли сервисной занятости от ее оценки по уравнению (3) (см. табл. П2 в Приложении). Вместе с большинством других центральноевропейских стран и стран СНГ Россия попала в группу стран с наибольшими (более 20%) отрицательными отклонениями. Из стран бывшего социалистического блока в 1990 г. самое значительное отставание в развитии сферы услуг наблюдалось в Китае и Румынии. Порядок следования стран Центральной Европы совпадает с приводимым в работе Jackman, Pauna (1997), за исключением Словакии. С учетом доходов на душу населения доли сервисной занятости в Словакии, а также в Азербайджане, Киргизстане и Хорватии, находились в 1990 г. на уровне международной нормы. Монголия

22	ПЕРЕХОД К ПОСТИНДУСТРИАЛЬНОМУ ОБЩЕСТВУ

представляет собой нетипичный для данного региона случай очень большого позитивного отклонения. На наш взгляд, эта нетипичность объясняется не столько процветанием сервисного сектора в Монголии, сколько низким уровнем ВВП. Кроме того, нельзя исключать вероятность ошибок измерения в зависимой или независимой переменных. Еще одно предостережение касается малых стран, которые доминируют в группе стран с наибольшими положительными отклонениями. В силу малых масштабов экономики эти страны могут специализироваться на определенных видах деятельности и, как следствие, иметь крайне несбалансированные отраслевые структуры. Поэтому необходимо дополнительное изучение зависимости между особенностями внешней торговли и отраслевыми структурами.

Таблица 3. Регрессии по долям секторов, модель Фьюкса, 1990 г.

		Коэффициент	статистика-t	R2	Ожидаемая доля	Фактическая доля	Отклонение
Сельское хозяйство	α	–0.279	–7.611	0.34	7.5	13.9	6.4
	β
		26.380	3.323
Сфера услуг	δ	–0.067	–12.596	0.57	60.8	45.9	–14.9
	γ	6.783	22.901
Промышленность					31.7	40.2	8.5

Метод Фьюкса имеет, по крайней мере, один практический недостаток. Полученные оценки очень чувствительны к изменениям ВВП на душу населения, в особенности для стран с низкими и средними доходами. Чувствительность метода объясняется двумя основными причинами. Во-первых, в методе используется один-единственный показатель и хотя резкие изменения в национальных ВВП вполне вероятны, структуры занятости представляются более консервативными и изменяются медленнее. Во-вторых, вычисления ведутся по перекрестным данным, которые могут отражать влияние деловых циклов и шоков спроса на национальном уровне.

Альтернативный подход базируется на использовании набора из нескольких показателей развития, что позволяет преодолеть указанные недостатки и предложить более реалистичную и устойчивую спецификацию модели долгосрочного равновесного уровня занятости. Еще одно достоинство предлагаемого метода состоит в использовании панельного характера данных WDI.

4. МАКРОЭКОНОМИКА РОСТА СФЕРЫ УСЛУГ		23

Результаты оценивания по МНК и модели с фиксированными эффектами приводятся в табл. 4. С концептуальных позиций модель с фиксированными эффектами является более предпочтительной для моделирования межстрановых особенностей. Она предполагает уникальность пути развития каждой страны, т.е. характеризующий страну набор показателей не является случайной выборкой из некоторой генеральной совокупности. Таким образом, удается устранить влияние межстрановых различий во вкусах и предпочтениях. С точки нашего исследования, аргументация в пользу модели с фиксированными эффектами выглядит более весомой и потому, что конечной целью исследования является построение прогноза для одной конкретной страны — России. Спецификация со случайными эффектами не рассматривалась, т.к. ее предпосылки о случайности и непостоянстве индивидуальныхэффектовв данном случае не соблюдаются.

В целом, оценки по МНК имеют больше значимых коэффициентов по сравнению с панельными оценками, т.к. большая часть вариации наблюдается между странами, а не во времени. Однако эти оценки могут быть смещенными из-за игнорирования страновой специфики предпочтений. Поэтому при отсутствии

Таблица 4. Оценки по МНК и модели с фиксированными эффектами (ФЭ) для общей доли занятых в сфере услуг

Объясняющие	МНК			ФЭ
переменные	Коэффициент		t	Коэффициент	T
Log GDP	4.448		8.563	1.480	2.620
Female LFP	–0.032		–1.010	0.055	0.673
Log productivity ratio	8.861		13.508	7.501	13.885
Urbanization	0.314		20.628	0.350	8.606
Age 0–14	0.370		5.291	–0.126	–1.113
Age 65+	0.748		7.275	1.642	8.431
LF survey	5.267		9.584	3.334	7.845
Socialist	–9.946		–11.548	–4.829	–6.843
Constant	–65.577		–10.210	–31.500	–3.934
	R2 = 0.7332			R2: within = 0.6201 F(9, 936) = 169.7
	F(15.1825) = 547.8			between = 0.7352 Prob > F = 0.000
	Prob>F = 0.000			overall = 0.6997

Примечание: Стандартные ошибки в МНК скорректированы на гетероскадастичность. Спецификация МНК включает контрольные переменные для охвата населения опросом и пропущенных значений по всем переменным, кроме бинарных.

24	ПЕРЕХОД К ПОСТИНДУСТРИАЛЬНОМУ ОБЩЕСТВУ

явной оговорки об использовании МНК все комментарии по результатам оценивания следует относить к модели с фиксированными эффектами.

В табл. 4 коэффициенты при всех переменных, кроме доли детей в общей численности населения, имеют ожидаемые знаки. Результаты подтверждают гипотезы Фьюкса об эластичности спроса на услуги по доходу и об отставании сферы услуг по темпам роста производительности труда, при этом эффект производительности доминирует над эффектом дохода. Не подтвердилось предположение об "услугоемкости" детей: соответствующий коэффициент отрицателен, хотя и незначим. В то же время, старшее поколение является "услугоемким": более высокая доля населения старше 65 лет увеличивает процент занятости в сфере услуг. Городское население использует относительно больше услуг, нежели сельское. Незначимость влияния уровня занятости женщин может быть связано с высокой вовлеченностью женщин в семейное сельское хозяйство в развивающихся странах. Контроль источников и качества данных также оказался полезным: обследования населения по проблемам занятости дают более высокие оценки занятости в сфере услуг, чем официальные источники (в среднем на 3.3 процентных пункта). В табл. 4 содержится бинарная переменная, принимающая значение, равное единице, для социалистических стран4. Коэффициент при этой переменной показывает, что доля занятых в сфере услуг в социалистических странах была, по меньшей мере, на 4.8% ниже, чем в странах с рыночной экономикой, находившихся на сопоставимых уровнях экономического развития. Но скорее всего, это лишь нижняя граница отставания от нормы, реальное отставание было больше, поскольку модель с фиксированными эффектами не позволяет четко разделить влияние особенностей страны и влияние фактора социализма. Оценка МНК — 9.9% — наоборот, является верхней границей отставания от нормы5.

4Куба, Монголия и КНДР отнесены к социалистическим странам на всем рассматриваемом периоде. Для других стран (Албания, Армения, Азербайджан, Босния и Герцеговина, Болгария, Беларусь, Эстония, Грузия, Хорватия, Киргизстан, Казахстан, Литва, Латвия, Молдова, Македония, Россия, Словения, Таджикистан, Туркменистан, Украина, Узбекистан, Югославия) первым годом рыночной экономики считался год вступления в МВФ. Для Польши, Венгрии и Китая первым рыночным годом принят 1990 г., а для Чехии и Словакии

— 1991 г. Вьетнам отнесен к социалистическим странам в 1975–1990 гг.

5В табл. П4 в Приложении представлены эффекты внешней торговли. С учетом специфики национальных предпочтений и других национальных особенностей, более высокая доля экспорта и импорта сельскохозяйственной продукции в структуре торговли тормозит развитие сервисной занятости, и наоборот, более высокий уровень импорта промышленной продукции стимулирует рост сферы услуг. Это означает, что специализация малых стран на определенных видах деятельности, прежде всего, на сельском хозяйстве, может повлиять на долю занятых в сфере услуг. Включение в уравнение дополнительных переменных, связанных с внешней торговлей, практически не повлияло на коэффициенты остальных переменных и имело значимый положительный эффект лишь на коэффициент при логарифме относительной производительности труда.

4. МАКРОЭКОНОМИКА РОСТА СФЕРЫ УСЛУГ		25

В табл. 5 показано взаимодействие эффекта социализма и факторов экономического роста. Результаты позволяют сделать некоторые выводы о

Таблица 5. Эффекты социализма

Объясняющие	МНК		ФЭ
Переменные	Коэффициент	t	Коэффициент		t
Log GDP	4.681	9.071	3.119		5.599
Female LFP	–0.012	–0.382	–0.040		–0.519
Log productivity ratio	9.366	13.592	8.949		16.952
Urbanization	0.317	20.724	0.313		8.207
Age 0–14	0.349	4.909	–0.138		–1.295
Age 65+	0.692	6.730	1.322		7.113
Private consumption	0.069	2.722	0.190		8.602
LF survey	5.162	9.412	2.955		7.276
Socialist	2.911	0.732	62.834		3.384
Interactions:
Socialist×Log GDP	–0.343	–1.603	0.741		0.420
Socialist×Female LFP	–0.198	–2.414	–0.330		–2.076
Socialist×Log prod.
ratio	0.528	1.544	–3.268		–1.863
Socialist×Urbanization	–0.034	–0.700	–0.252		–2.622
Socialist×Priv.
consumption	–0.050	–1.631	–0.537		–4.909
Constant	–73.658	–11.055	–54.783		–7.013
	R2 = 0.7363		R2: within = 0.6764 F(15.924) = 128.8
	F(22.1818) = 387.66		between = 0.7536 Prob > F = 0.0000
	Prob > F = 0.0000		overall = 0.7305

Примечание: Стандартные ошибки в МНК скорректированы на гетероскадастичность. Спецификация МНК включает контрольные переменные для охвата населения опросом и пропущенных значений по всем переменным, кроме бинарных.

26	ПЕРЕХОД К ПОСТИНДУСТРИАЛЬНОМУ ОБЩЕСТВУ

сравнительной роли идеологических и экономических факторов. По нашему мнению, положительный коэффициент при переменной социализма подтверждает гипотезу о том, что, по крайней мере, в 1970–1980 гг. чисто идеологические факторы играли очень малую роль. Из модели МНК следует более сильный вывод о том, что система социализма даже могла способствовать развитию услуг. В то же время, система социализма имела негативное влияние на основные факторы экономического роста: уровень занятости женщин, относительную производительность труда в сфере услуг, уровень урбанизации и долю частного потребления в ВВП. Впрочем, большинство из этих эффектов незначимы в обеих спецификациях.

Далее мы попытались построить долгосрочную траекторию развития доли сервисной занятости в России с учетом различных переменных. Процедура построения прогнозов заключалась в следующем. Сначала была оценена модель с фиксированными эффектами по уравнению, которое аналогично приведенному в табл. 4. С использованием его коэффициентов и оцененных фиксированных эффектов были рассчитаны прогнозные доли занятых в сфере услуг как для рыночных, так и для социалистических стран. Далее с тем, чтобы скорректировать ожидаемые доли на негативные последствия социализма, мы вычли из полученных значений произведение социалистической дамми-переменной на ее коэффициент. Эта операция никак не отразилась на прогнозах для стран с рыночной экономикой, т.к. в этом случае значения дамми для социализма равны нулю.

Для социалистических стран произошло увеличение ожидаемой доли занятых в сфере услуг, т.к. коэффициент при дамми для социализма отрицателен. Результаты прогноза для России представлены в табл. 6 (результаты МНК приводятся для сравнения). Разрыв максимален, если в расчет принимается только размер ВВП на душу населения. Вопреки ожиданиям, добавление дополнительных параметров развития не привело к увеличению разрыва. Демографические переменные и уровень урбанизации оказались менее чувствительны к транзитивному шоку, вызвавшему резкий спад ВВП и снижение производительности труда в товарном секторе. Обобщая все оценки, можно сделать вывод, что в 1990 г. нормальная доля занятых в сфере услуг должна была равняться 51–53% от общей численности занятых, то есть отставание составляло около 6%. Табл. 6 показывает, что в 1990–1996 гг. наблюдался интенсивный процесс преодоления отставания в развитии: в первые семь лет реформ отставание было фактически преодолено и доля сервисной занятости достигла своего долгосрочного равновесного уровня. Однако значительная часть этого снижения была связана с понижением самого целевого уровня. В 1997–1999 гг. наблюдалось незначительное превышение равновесного уровня.

4. МАКРОЭКОНОМИКА РОСТА СФЕРЫ УСЛУГ									27
Таблица 6. Ожидаемые равновесные доли занятых в сфере услуг
		Фактическая доля					ВВП, урбанизация, труд. активность
				ВВП			женщин, относительная
	Год						производительность труда,
							демографические переменные
			МНК	ФЭ		∆ ФЭ	МНК	ФЭ	∆ ФЭ
	1990	45.6	53.7	52.6		–7.0	61.6	51.0	–5.4
	1991	45.7	53.3	52.3		–6.6	60.5	50.8	–5.1
	1992	45.5	52.5	51.6		–6.1	54.9	47.5	–2.0
	1993	46.1	51.4	50.8		–4.7	56.2	49.2	–3.1
	1994	47.7	50.0	49.7		–2.0	55.9	49.7	–2.0
	1995	50.0	49.9	49.6		0.4	56.5	50.8	–0.8
	1996	52.2	49.6	49.4		2.8	56.8	51.2	1.0
	1997	57.8	55.9	54.0		3.8	61.4	55.2	2.6
	1998	59.1	55.4	53.7		5.4	61.9	55.8	3.3
	1999	58.8	56.3	54.4		4.4	63.1	56.9	1.9

Примечание: ФЭ — фиксированный эффект.

Перераспределение занятости между секторами можно легко объяснить, обратившись к стандартной модели общего равновесия, показанной на рис. 2. Либерализация цен и разрушение системы централизованного планирования, служившей прежде основным механизмом перераспределения ресурсов, привели к улучшению конкурентной среды и созданию правильных стимулов для максимизации прибыли. Либерализация цен и появление частных фирм означали перемещение из точки S, в которой находилась экономика при централизованном планировании, в точку M, соответствующую рыночной экономике. В то же время макроэкономическая нестабильность, неразвитость рыночных институтов, дезорганизация и т.п. привели к сдвигу границы производственных возможностей влево, вызвав перемещение в точку Е с более низким спросом на услуги. Таким образом, в переходный период факторы, действующие на стороне предложения, вели к увеличению масштабов и доли сервисной занятости, но в то же время факторы спроса действовали в противоположном направлении, хотя этот эффект и не был достаточно велик, чтобы перевесить эффект предложения. Взаимодействие этих двух эффектов позволяет объяснить наблюдавшийся во многих переходных экономиках парадокс роста доли сервисной занятости при сокращении ВВП.

28	ПЕРЕХОД К ПОСТИНДУСТРИАЛЬНОМУ ОБЩЕСТВУ
	Услуги
	M
	E
	S
	Товары
	Рис. 2. Перераспределение занятости в переходный период

Прежде чем перейти к дальнейшему изложению, необходимо сделать ряд технических замечаний, которые могут потенциально повлиять на точность результатов. Используемая нами панель является несбалансированной: не по всем показателям имеются непрерывные данные для каждой из стран за весь изучаемый период. Из 207 стран лишь 152 содержат, по крайней мере, одно полное наблюдение, т.е. данные по всем зависимым и независимым переменным за период с 1980 по 1999 г. Остальные страны были исключены из выборки. Из оставшихся стран одни имеют полные данные лишь за один год, другие — за все годы рассматриваемого периода. Среднее количество лет, по которым имеются полные данные, составляет 9.9 года на страну. Более того, пропуски наблюдений не являются случайными: их вероятность значительно выше для стран с низкими доходами и тех переходных стран, которые образовались в начале 1990-х годов в результате политической дезинтеграции и распада империй. Этот проблема порождает угрозу возникновения ошибки выборки (selection bias), т.к. пропуски наблюдений обусловлены эндогенными причинами. Самое простое решение — исключить из выборки все те страны, по которым отсутствует полная информация, и использовать лишь сбалансированную субпанель

— в данном случае не является приемлемым. Пришлось бы "выкинуть" большую часть информации; в итоге, полученные оценки окажутся смещенными, а рассчитанные тестовые статистики неверными.

Учитывая возможность возникновения ошибки выборки, мы оценили уравнения отдельно для каждой доходной группы, чтобы выяснить, действуют ли на раз-

4. МАКРОЭКОНОМИКА РОСТА СФЕРЫ УСЛУГ		29

ных уровнях дохода одни и те же закономерности, и затем сравнить переходные экономики со странами, находящимися на тех же уровнях развития. Не так просто найти страны, которые подпадают под определение находящихся "на тех же уровнях развития", так как в начале переходного периода подавляющее большинство социалистических стран находилось в высшей средней доходной группе, а десять лет спустя они "рассеялись" по всем доходным группам. К 1999 г. в высшей средней доходной группе осталось всего несколько бывших социалистических стран. Иными словами, список стран, которые могли бы служить базой для сравнения, существенно изменился за прошедшие 10 лет. Согласно данным (WDI, 2001), в 1990 г. Португалия и Греция имела такие же размеры ВВП на душу населения, как и Россия. В 1998 г. Россия уже занимала место между Бразилией и Малайзией. В нашем исследовании определение доходных групп и распределение стран по доходным группам соответствуют последней классификации Мирового Банка6. Принадлежность страны к определенной группе была зафиксирована по состоянию на 1998 г. В соответствии с этой классификацией, Россия попала в низшую среднюю группу. Большинство стран Центральной Европы и Балтии были отнесены к высшей средней группе, и лишь одна из посткоммунистических стран — Словения — оказалась в группе стран с высокими доходами.

Результаты оценивания для отдельных доходных групп представлены в табл. П5 в Приложении. Они показывают, что сервисная занятость в странах с низкими и с высокими доходами действительно подчиняется различным закономерностям. Уровень урбанизации имеет значимый положительный эффект во всех уравнениях, причем коэффициент при этой переменной имеет тенденцию к возрастанию по мере роста дохода. Коэффициент при относительной производительности труда значим и положителен в большинстве уравнений, что подтверждает важность учета фактора различий в производительности труда. Пожилое население отличается повышенной услугоемкостью во всех группах, но зависимость значима лишь для стран с самыми низкими и самыми высокими доходами. Дети скорее товаро-, чем услугоемки: для большинства групп соответствующий коэффициент значимо отрицателен, лишь в группе наиболее богатых стран более высокий процент детей в общей численности населения ведет к увеличению доли занятых в сфере услуг. Эффект повышения трудовой активности женщин незначим, либо имеет отрицательный знак, что не соответствует ожиданиям и не поддается объяснению. Различия в используемых источниках данных могут

6 Мировой Банк ранжирует страны по уровню их экономического развития, используя критерий ВНП на душу населения (с пересчетом по текущему валютному курсу): "Выделяются следующие группы: группа с низкими доходами, 760 долл. США и менее; низшая средняя группа, 761–3.030 долл. США; высшая средняя группа, 3.031–9.630 долл. США; и группа с высокими доходами: 9.361 долл. США и более" (World Bank, 1999/2000 World Development Report, p. 291).

30	ПЕРЕХОД К ПОСТИНДУСТРИАЛЬНОМУ ОБЩЕСТВУ

стать причиной серьезных ошибок при проведении международных сравнений. В частности, опросы рабочей силы обычно дают более высокие оценки занятых в сфере услуг во всех группах, кроме высшей доходной группы, где качество официальных оценок и результатов опросов рабочей силы примерно одинаково.

Для стран с низкими доходами важнейшим фактором, определяющим долю занятых в сфере услуг, являются уровень урбанизации, относительная производительность труда и доля пожилого населения. Для стран с высокими доходами логарифм ВВП на душу населения, относительная производительность труда, уровень урбанизации и демографическая структура населения являются значимыми факторами. В средней доходной группе занятость в сфере услуг неэластична по доходу, но зависит от соотношения производительности труда, уровня урбанизации и доли детей. Нижняя строка в табл. П5 подтверждает наличие ошибки выборки в уравнении, объединяющем все доходные группы, т.к. в низкодоходной группе наиболее остро стоит проблема неполноты данных. Поэтому коэффициенты в объединенном уравнении смещены в сторону высокодоходной группы.

Как уже говорилось, оценки долгосрочной траектории развития сервисной занятости в России, представленные в табл. 6, являются смещенными, так как в выборке доминируют страны с высоким уровнем доходов. В табл. 7 показаны результаты оценивания по подвыборке стран со средним уровнем доходов. Высшая средняя группа лучше подходит для сопоставления с Россией, чем низшая средняя группа, к которой относится Россия по классификации Мирового Банка. По нашему мнению, Россия могла оказаться среди стран с доходами ниже среднего уровня только потому, что при классификации стран по доходным группам для пересчета ВНП используется текущий валютный курс (см. сноску 6 на с. 30), а не индекс ППС. По показателю ВВП на душу населения с поправкой на ППС Россия должна быть отнесена к числу стран высшей средней доходной группы. Несмотря на различия в коэффициентах уравнений, по которым делались прогнозы, оценки долгосрочных равновесных долей сервисной занятости, показанные в табл. 7 для высшей средней доходной группы, мало отличаются от тех, что были представлены в табл. 6. Наиболее существенное улучшение заключается в снижении разброса оценок, полученных с использованием различных наборов объясняющих переменных. По 1990 г. оценки ожидаемой доли занятости в сфере услуг группируются вокруг 50% от общей занятости. Это означает, что отставание в развитии сервисного сектора составляло 5–6%.

Наконец, мы сравнили развитие сервисного сектора в России с его прогрессом в других странах с переходной экономикой. В табл. П6 в Приложении представлены ожидаемые доли занятости в сфере услуг для ряда стран Центральной и Восточной Европы и Китая. К 1998–1999 гг. значительное