Влияние трансфертов на конечные располагаемые доходы населения

2.1 Анализ дифференциации доходов населения РФ с использованием кривой Лоренца и индекса Джини

Произведем анализ дифференциации доходов с помощью кривой Лоренца и индекса Джинни.

Основой для расчета индекса Джини является построение кривой Лорен- ца. Эта кривая представляет собой графическое изображение кумулятивного распределения, в котором кумулируются численность и доходы населения.

На основе данных Госкомстата РФ о доходах населения построим кривую Лоренца. (рис 1)

Рисунок 2.1 - Кривые Лоренца для денежных доходов по двадцати процентным группам населения России 1995-2011 гг.

Из рисунка видно, что степень неравенства за последние годы усилилась, этот вывод основывается на том, что доля первой группы населения с наименьшими доходами снизилась. В то время как, в четвертой и пятой группе населения с наивысшими доходами увеличилась.

Чем сильнее изогнута кривая Лоренца одного года, тем менее равномерным является распределение доходов в этот период. На рисунке видно, что кривая Лоренца начиная с 2007 года отклоняется от гипотетического графика абсолютно равномерного распределения в большей степени, чем кривая Лоренца до этого. Это означает, что в 2007 году существует наиболее острое неравенство в распределении доходов.

Степень неравномерности распределения выражают через площадь, заключенную между диагональю квадрата и кривой Лоренца и отнесённую к площади треугольника. Указанное соотношение и получило название индекса (коэффициента) Джини. Индекс Джини определяет степень отклонения фактически сложившегося распределения доходов по группам населения от линии их теоретически возможного равномерного распределения, комплексно характеризует процесс сосредоточения денежных доходов по группам населения. В случае, когда индекс Джини приближается к единице, имеется абсолютно неравномерное распределение денежных доходов при полной их концентрации. И наоборот, если индекс Джини стремится к нулю, тогда имеем равномерное распределение денежных доходов и «нулевую» концентрацию.

Таблица 2.1 - Распределение коэффициента Джинни 1997-2011 гг.

Обобщающий показатель неравенства в распределении доходов - коэффициент Джини колебался в период между 1996-2011 гг. в интервале от 0,387 до 0,423. Максимальный коэффициент Джинни равной 0,423 был достигнут в 2007 г. Увеличение коэффициента Джинни говорит о том, что неравномерность распределения денежных доходов возрастает.

Как видно из таблицы 2.1., изменение уровня неравенства в России, измеряемого коэффициентом Джини с 1994 года по 2005 год не происходило. Этот коэффициент практически не изменился, а затем подрос до 0,423 в 2007 году, оставаясь на этом уровне по последним данным 2010 года.

Стабилизация величины коэффициента Джини в 2007-2010 гг. связана с двумя основными факторами:

- Снижение дифференциации в официально начисленной заработной плате (подробнее см. ниже);

- Опережающим ростом среднего размера пенсии, которая увеличилась с 3115,5 рубля в месяц в целом за 2007 год до 7476,3 рубля в месяц в целом за 2010 год, т.е. в 2,4 раза. За этот же период номинальные денежные доходы на душу населения возросли только в 1,5 раза.

Изменения в уровне неравенства в доходах связаны, прежде всего, с дифференциацией по оплате труда, которая формирует (вместе со скрытой частью) примерно 2/3 денежных доходов населения3. Если в 1995 году соотношение средней заработной платы 10% работников с наибольшей и 10% работников с наименьшей заработной платой составляло 26,4 раза, то в 2000 году - уже 34 раза. В дальнейшем это соотношение увеличилось до 39,6 в 2001 году и начало постепенно снижаться до 16,1 согласно обследованию апреля 2011 года.

Важной составляющей доходов населения являются пенсии. Население России стареет. Если в 1989 году доля людей в возрасте старше трудоспособного (женщины - свыше 55 лет, мужчины - свыше 60 лет) составляла 18,5% от общей численности населения, то в 2010 году она выросла до 21,6%6. Соотношение средней номинальной пенсии и средней номинальной заработной платы составило в 1991 году 34%7, затем повысилось до 51,2% в 1995 году и снова снизилось до 37,5% в 2010 году.

Аналогичная тенденция наблюдалась и по другим социальным выплатам (пособиям, стипендиям).

В структуре денежных доходов население второе место занимает социальные выплаты, причем наблюдается тенденция их роста, темпы роста социальных выплат опережают темпы роста оплаты труда.

Снижение в 2000-е годы дифференциации по оплате труда и происходящее одновременно уменьшение разрыва между заработной платой и размером пенсий и других социальных выплат предопределило умеренный (по сравнению с 1990-ми годами) рост неравенства в этот период.

Высокое значение коэффициента Джинни для России в целом объясняется, в значительной степени, крайне высоким уровнем межрегиональной дифференциации. Межрегиональные различия в уровне номинальных среднедушевых доходов между обследованными территориями достигают 2-3 и более раз.

Таблица 2.2 - Структура денежных доходов населения России (в % от совокупного дохода)

	1995	1996	1997	1998	1999	2000	2001	2002	2003	2004	2005	2006	2007	2008	2009	2010	2011
Оплата труда, включая скрытую зарплату	62,8	65,9	65,6	65,8	66,5	62,8	64,6	65,8	63,9	65,0	63,6	65,0	67,5	68,4	67,3	64,6	67,1
Доходы от предпринимательской деятельности	16,4	13,6	13,0	14,4	12,4	15,4	12,6	11,9	12,0	11,7	11,4	11,1	10,0	10,2	9,5	9,3	9,1
Социальные выплаты	13,1	14,0	14,8	13,4	13,1	13,8	15,2	15,2	14,1	12,8	12,7	12,0	11,6	13,2	14,8	17,8	18,2
Доходы от собственности	6,5	5,4	5,7	5,5	7,1	6,8	5,7	5,2	7,8	8,3	10,3	10,0	8,9	6,2	6,4	6,3	3,6
Другие доходы	1,2	1,1	0,9	0,9	0,9	1,2	1,9	1,9	2,2	2,2	2,0	1,9	2,0	2,0	2,0	2,0	2,0

Точная характеристика уровня материального благополучия населения России может быть дана по средствам сравнения фактического среднедушевого потребления всех материальных благ с нормативным прожиточным минимумом. Систематически исчисляемый прожиточный минимум, постоянно растущий с ростом потребительских цен, служит чертой, границей бедности и материалы статистики говорят о том, что не все так хорошо в нашей стране (рис 2.2.). Все граждане, доходы которых ниже установленного прожиточного минимума, находятся за пределами черты бедности и относятся к бедным слоям населения. Каждая группа населения имеет свои проблемы и интересы и с их учетом должны разрабатываться и различные меры социальной политики.

Рисунок 2.2 - Прожиточный минимум и показатели бедности населения России

2.2 Анализ состояния современной системы социальной защиты

Общий объем межбюджетных трансфертов по всем разделам классификации бюджетных расходов (без учета межбюджетных трансфертов бюджетам государственных внебюджетных фондов) в 2011 году по сравнению с предыдущим годом снизился на 4,9 %, в 2012 снизился на 18,7%, в 2013 году ожидается снижение на 5,9 %.

Доля указанных трансфертов будет снижаться как в общих расходах федерального бюджета, так и относительно объема ВВП.

На дотации на выравнивание бюджетной обеспеченности субъектов Российской Федерации законопроектом предусматривается выделить в 2011 - 2013 годах ежегодно по 396 995,7 млн. рублей, что соответствует уровню 2010 года.

Количество субъектов Российской Федерации, получающих дотации на выравнивание бюджетной обеспеченности региональных бюджетов, снижается с 70 субъектов в 2010 году до 68 субъектов в 2013 году (при распределении 80 % общего объема указанных дотаций).

В целях обеспечения сбалансированности бюджетов субъектов Российской Федерации законопроектом было предусмотрено предоставление из федерального бюджета в 2011 году соответствующих дотаций в объеме 115,6 млрд. рублей (на 21,7 % больше, чем в 2010 году), а также бюджетных кредитов в объеме 113,6 млрд. рублей (на 18,9 % меньше, чем в 2010 году).

Объем межбюджетных трансфертов, распределенный законопроектом между бюджетами субъектов Российской Федерации (согласно приложениям 30 и 31 к законопроекту), снижается с 61 % общего объема межбюджетных трансфертов в 2010 году до 62,2 % в 2013 году.

Анализ прогноза социально-экономического развития регионов на 2011 -2012 годы и в плане на 2013 год показывает, что существенные различия между наиболее экономически развитыми регионами и наименее экономически развитыми регионами сохраняется и на ближайшую перспективу.

При этом по уровню бюджетных возможностей (до межбюджетного выравнивания) дифференциация между 10 наиболее и наименее финансово обеспеченными субъектами Российской Федерации снизился и составил в 2011 году 5,8 раз против 6,5 раз в 2010 году.

В области межбюджетных отношений требуется продолжение работы по повышению прозрачности системы бюджетного выравнивания, достижению оптимального баланса между объективно необходимым выравниванием бюджетной обеспеченности и созданием стимулов для экономического и налогового потенциала субъектов Российской Федерации и муниципальных образований и снижению уровня их дотационности.

Формирование бюджетной политики в области межбюджетных отношений осуществляется в условиях постепенного выхода экономики страны из посткризисного периода и перехода к осуществлению экономического развития в направлении модернизации экономики при необходимости обеспечения в полном объеме исполнения расходных обязательств консолидированных бюджетов субъектов Российской Федерации.

В 2011 - 2013 годах продолжена реализация одобренной распоряжением Правительства Российской Федерации 8 августа 2009 г. № 1123-р Концепции межбюджетных отношений и организации бюджетного процесса в субъектах Российской Федерации и муниципальных образованиях до 2013 года в направлении проведения расходных обязательств в соответствие с разграничением полномочий между уровнями власти в Российской Федерации, формирования стимулов к увеличению доходной базы региональных и местных бюджетов, совершенствовании механизмов предоставления межбюджетных трансфертов и формировании более эффективной системы управления региональными и местными финансами.

При формировании проекта федерального бюджета в основном соблюдены принципы распределения межбюджетных трансфертов между субъектами Российской Федерации.

Вместе с тем не исполнен ряд рекомендаций, содержащихся в постановлении Совета Федерации Федерального Собрания Российской Федерации от 14 апреля 2010 г. № 120-СФ, в том числе:

по увеличению объема дотаций на выравнивание бюджетной обеспеченности субъектов Российской Федерации в целях сглаживания последствий посткризисного влияния на социально-экономическое развитие регионов;

по разработке механизма компенсации бюджетам субъектов Российской Федерации и бюджетам муниципальных образований выпадающих доходов в связи с льготами и изъятиями, установленными по региональным и местным налогам законодательством о налогах и сборах Российской Федерации;

по предоставлению субвенций из федерального бюджета на финансовое обеспечение переданных органам государственной власти субъектов Российской Федерации полномочий Российской Федерации по оформлению и ведению спортивных паспортов.

Снижение доли межбюджетных трансфертов в 2011 году по сравнению с предыдущими двумя годами напрямую связано с сокращением объема дополнительной финансовой помощи из федерального бюджета, предоставляемой для обеспечения сбалансированности региональных бюджетов и поддержания региональных программ по снижению напряженности на рынке труда, а также в связи с сокращением количества субсидий и объемов финансовой помощи, предоставляемой в данной форме межбюджетных трансфертов.

С учетом межбюджетных трансфертов доля доходов консолидированных бюджетов субъектов Российской Федерации в доходах консолидированного бюджета Российской Федерации в 2011 - 2013 годах составит 45,3 %, 44,1 % и 43,6 % соответственно. Указанная доля консолидированных бюджетов субъектов Российской Федерации к концу планового периода существенно снизится по сравнению с 2009 годом (50,3 %) и будет близка к показателю докризисного 2008 года (43,2 %).

В Основных направлениях бюджетной и налоговой политики Российской Федерации на 2011 год и на плановый период 2012 и 2013 годов отмечается, что при оценке объема расходных обязательств консолидированных бюджетов субъектов Российской Федерации Правительством Российской Федерации учитывались дополнительные расходы указанных бюджетов, связанные с увеличением страховых взносов в бюджеты государственных внебюджетных фондов (более чем на 30 %), с индексацией заработной платы работникам бюджетных учреждений в 2011 году (с учетом темпов и размеров, планируемых для федеральных бюджетных учреждений), а также ежегодной индексацией расходов на социальное обеспечение населения (на уровень инфляции) и на оплату жилищно-коммунальных услуг бюджетными учреждениями (на индекс-дефлятор) при сохранении прочих расходов на уровне 2010 года.

В 2011 году существенных изменений в структуре межбюджетных трансфертов, предоставляемых бюджетам субъектов Российской Федерации, по сравнению с 2010 годом не произошло.

В 2012- 2013 годах в связи с сокращением расходов федерального бюджета на субсидии (межбюджетные субсидии) бюджетам субъектов Российской Федерации и муниципальных образований их доля в структуре межбюджетных трансфертов уменьшится и составит 30,4 % и 25,3 % соответственно (в 2013 году на 9,9 процентного пункта меньше, чем в 2011 году), а доля дотаций бюджетам субъектов Российской Федерации и муниципальных образований увеличится до 44,9% в 2013 году (на 3,3 процентного пункта) и субвенций бюджетам субъектов Российской Федерации и муниципальных образований - до 26,6 % в 2013 году (на 7,1 процентного пункта).

Расходы федерального бюджета на предоставление межбюджетных трансфертов предусмотрены по всем разделам классификации расходов (за исключением раздела «Обслуживание государственного и муниципального долга»).

В общем объеме межбюджетных трансфертов без учета межбюджетных трансфертов бюджетам государственных внебюджетных фондов в 2011 году на долю нового раздела 14 «Межбюджетные трансферты бюджетам субъектов Российской Федерации и муниципальных образований общего характера» приходится 45,2 %, а на долю остальных разделов - 54,8 %.

Распределенный объем межбюджетных трансфертов в 2011 году составил 791,1 млрд. рублей, или 62,8 % общего их объема, что на 3,8 процентного пункта меньше, чем в 2010 году, и снижается в 2012 году до 639,0 млрд. рублей (62,4 %) и в 2013 году - до 582,9 млрд. рублей (60,5 %).

Нераспределенный резерв, предусмотренный по отдельным межбюджетным трансфертам в таблицах приложения 30, в 2011 году составил 9,53 млрд. рублей, или 1,2 % распределенного объема межбюджетных трансфертов. Основная сумма нераспределенного остатка приходится на субвенции бюджетам субъектов Российской Федерации (9,39 млрд. рублей). Сумма указанного резерва, предусмотренная по отдельным субвенциям, не превышает максимально допустимый размер нераспределенного объема субвенций (5 %), предусмотренный пунктом 2 статьи 133 Бюджетного кодекса Российской Федерации.

Общая распределенная сумма межбюджетных трансфертов, включая дотации (межбюджетные субсидии) конкретным бюджетам субъектов Российской Федерации и муниципальных образований, по оценке Счетной палаты, в 2011 году составляет 854,9 млрд. рублей, или 69,7 % общей суммы межбюджетных трансфертов (в 2010 году - 72,9 % и 2009 году - 73,9 %).

В разделе 14 «Межбюджетные трансферты бюджетам субъектов Российской Федерации общего характера» на долю дотации на выравнивание бюджетной обеспеченности бюджетов субъектов Российской Федерации и муниципальных образований приходится в 2011 году 69,7%, иных дотаций - 22,2 % и прочих межбюджетных трансфертов бюджетам субъектов Российской Федерации и муниципальных образований общего характера - 8,1 % общей суммы межбюджетных трансфертов по разделу.

По подразделу 14 01 на дотации на выравнивание бюджетной обеспеченности субъектов Российской Федерации в 2011 - 2013 годах не предусматривается увеличение бюджетных ассигнований из федерального бюджета (объем дотаций сохранен на уровне 2010 года в объеме 396 995,7 млн. рублей ежегодно). Таким образом, предложение Совета Федерации Федерального Собрания Российской Федерации (постановление от 14 апреля 2010 г. № 120-СФ) в части увеличения объема дотаций на выравнивание бюджетной обеспеченности субъектов Российской Федерации в целях сглаживания последствий посткризисного влияния на социально-экономическое развитие регионов не учтено.

Количество субъектов Российской Федерации, получающих дотации на выравнивание бюджетной обеспеченности, в 2011 году составило 69 (в 2010 году - 70), в 2012 году -- 68 и в 2013 году - 68 (при распределении 80 % общего объема указанных дотаций).

Предоставление указанных дотаций обеспечит сокращение в 2011 году разницы в бюджетной обеспеченности между 10 наименее и 10 наиболее обеспеченными регионами с 5,8 раз до 2,4 раз.

На 2012 год были предусматрены резерв дотаций на выравнивание бюджетной обеспеченности субъектов Российской Федерации в сумме 59 549,3 млн. рублей (15 % к общей сумме дотаций) и на 2013 год - 79 399,1 млн. рублей (20 %), что соответствует установленным ограничениям, предусмотренным пунктом 3 статьи 131 Бюджетного кодекса Российской Федерации.

На 2012- 2013 годы предусматривается уменьшение объема дотаций на поддержку мер по обеспечению сбалансированности бюджетов, потребность в которых по мере преодоления последствий финансово-экономического кризиса будет сокращаться.

Дотации на поддержку мер по обеспечению сбалансированности бюджетов субъектов Российской Федерации на 2011 год распределены бюджетам 34 регионов на общую сумму 64 007,3 млн. рублей, или 55,4 % общей суммы указанных дотаций. В общей распределенной сумме дотаций учтены дотации на частичную компенсацию выпадающих доходов бюджетов субъектов Российской Федерации в связи с централизацией в федеральном бюджете доходов от уплаты НДПИ в виде углеродного сырья (31 226,2 млн. рублей), дотации на компенсацию снижения объема дотаций на выравнивание бюджетной обеспеченности на уровне 2010 года (9 963,5 млн. рублей), дотации бюджетам Чеченской Республики (20 441,1 млн. рублей), Чукотского автономного округа (2 000,0 млн. рублей) и Самарской области (376,5 млн. рублей).

Из нераспределенной суммы дотаций были направлены 2 270,5 млн. рублей на ликвидацию перекрестного субсидирования в электроэнергетике, а оставшуюся сумму 49 307,3 млн. рублей - на поддержку субъектов Российской Федерации, объективно оказавшихся в сложной ситуации с исполнением бюджета в течение 2011 года.

В представленных Правительством Российской Федерации одновременно с законопроектом документах и материалах имеются расчеты и обоснования распределения (включения) дотаций на 2011 - 2013 годы на поддержку мер по обеспечению сбалансированности бюджетов субъектов Российской Федерации.

Межбюджетные трансферты бюджетам субъектов Российской Федерации на дотации бюджетам ЗАТО, а также дотации на содержание объектов инфраструктуры города Байконур, связанных с арендой космодрома Байконур, на 2011 год и на плановый период 2012 - 2013 годов были запланированы ежегодно в объемах на уровне 2010 года.

Как показывают результаты контрольных мероприятий Счетной палаты, выделяемые из федерального бюджета средства для финансирования дополнительных расходов наукоградов на развитие и поддержку социальной, инженерной и инновационной инфраструктуры направляются органами местного самоуправления наукоградов на развитие и поддержку преимущественно социальной и инженерной, а не инновационной инфраструктуры.

Общий объем субсидий бюджетам субъектов Российской Федерации и муниципальных образований (включая субсидии по разделу 14 классификации расходов федерального бюджета) в 2011 году по расчету составил сумму 442,9 млрд. рублей, что на 67,3 млрд. рублей (17,9%) больше суммы субсидий на 2010 год, предусмотренной Федеральным законом от 2 декабря 2009 г. № 308-ФЗ (с изменениями).

На 2012 год предусматривались существенное сокращение объема субсидий до 312,5 млрд. рублей, или на 29,4 % к предыдущему году, а на 2013 год - до 243,6 млрд. рублей, или на 22 % к 2012 году.

Сокращение в 2012 - 2013 годах бюджетных ассигнований на субсидии бюджетам субъектов Российской Федерации связано с отказом от софинансирования из федерального бюджета отдельных полномочий субъектов Российской Федерации, со снижением объема финансирования ФЦП и объектов капитального строительства, не включенных в целевые программы.

В рамках исполнения Бюджетного послания и реализации Концепции межбюджетных отношений и организации бюджетного процесса в субъектах Российской Федерации и муниципальных образованиях до 2013 года законопроектом было предусмотрено укрупнение субсидий (консолидация), в том числе в рамках государственных программ. При этом сокращение количества субсидий (более чем на 40 %) планируется только в 2013 году.

Законопроектом на 2011 год предусматривались субсидии бюджетам субъектов Российской Федерации на поддержку агропромышленного комплекса в рамках Государственной программы развития сельского хозяйства и регулирования рынков сельскохозяйственной продукции, сырья и продовольствия на 2008 - 2012 годы в объеме 99 455,0 млн. рублей, что на 13 835,0 млн. рублей (16,3 %) больше объема указанных субсидий, предусмотренного Федеральным законом от 2 декабря 2009 г. № 308-ФЗ (с изменениями) на 2010 год.

Увеличение субсидий предусматривается за счет выделения бюджетных средств из федерального бюджета на поддержку экономически значимых региональных программ (8 000,0 млн. рублей), на увеличение компенсации части затрат по страхованию урожая сельскохозяйственных культур, урожая многолетних насаждений и посадок многолетних насаждений (на 3 000,0 млн. рублей), а также на поддержку отдельных отраслей сельского хозяйства.

Более 80 % бюджетных ассигнований из федерального бюджета предусматривается направить на субсидии на возмещение части затрат на уплату процентов по кредитам, полученным сельскохозяйственными товаропроизводителями, организациями агропромышленного комплекса и крестьянскими (фермерскими) хозяйствами.

Следует отметить, что из-за снижения производства сельскохозяйственной продукции в 2010 году, вызванного засухой, потребовались в 2011 году дополнительные бюджетные ассигнования бюджетам субъектов Российской Федерации в виде субсидий для поддержки сельскохозяйственных товаропроизводителей.

На 2012 - 2013 годы субсидии на поддержку агропромышленного комплекса в рамках указанной выше Государственной программы предусматриваются в объеме 92 455,0 млн. рублей ежегодно, что на 7 % меньше, чем в 2011 году.

Объем субсидий, направляемый бюджетам субъектов Российской Федерации на поддержку развития сельского хозяйства (с учетом субсидий, предоставляемых в рамках действующих ФЦП), составил в 2011 году 105 886,3 млн. рублей, или 23,9 % общего объема субсидий. В последующие два года при небольшом снижении объема (до 98 747,4 млн. рублей в 2012 году и до 98 538,6 млн. рублей в 2013 году) их доля в общем объеме субсидий увеличится до 31,6 % и 40,4 % соответственно.

Субсидии на государственную поддержку малого и среднего предпринимательства, включая крестьянские (фермерские) хозяйства, в 2011 году предусматривались в объеме 16 000,0 млн. рублей, что на 6 030,0 млн. рублей (в 1,6 раза) больше объема указанных субсидий, предусмотренного Федеральным законом от 2 декабря 2009 г. № 308-ФЗ (с изменениями) на 2010 год.

На 2012 - 2013 годы субсидии на государственную поддержку малого и среднего предпринимательства, включая крестьянские (фермерские) хозяйства, предусматриваются в объеме 4 000,0 млн. рублей ежегодно, что в 4 раза меньше, чем в 2011 году.

Субсидии в рамках проводимых мероприятий в области здравоохранения в 2011 году предусматривались в объеме 50 048,5 млн. рублей, что на 3 525,6 млн. рублей (7,6 %) больше объема указанных субсидий, предусмотренного Федеральным законом от 2 декабря 2009 г. № 308-ФЗ (с изменениями) на 2010 год, в 2012 году - 56 768,7 млн. рублей (на 13,4 % больше, чем в 2011 году) и в 2013 году - 25 316,5 млн. рублей (в 2,2 раза меньше, чем в 2012 году).

В 2011- 2113 годах увеличатся объемы предоставляемых субсидий бюджетам субъектов Российской Федерации на оказание высокотехнологичных видов медицинской помощи (на 37,5 % в 2013 году по сравнению с 2010 годом), на совершенствование организации медицинской помощи пострадавшим при дорожно-транспортных происшествиях (почти в 2 раза), на совершенствование медицинской помощи больным с сосудистыми заболеваниями (на 87,8 %), на мероприятия, направленные на совершенствование медицинской помощи больным с онкологическими заболеваниями (на 48,4 %) и на мероприятия, направленные на формирование здорового образа жизни граждан Российской Федерации, включая сокращение потребления алкоголя и табака (на 10,6 %).

Законопроектом также предусматривалось увеличение субсидий в 2011 - 2012 годах на денежные выплаты медицинскому персоналу фельдшерско-акушерских пунктов, врачам, фельдшерам и медицинским работникам скорой медицинской помощи (на 6 % к 2010 году) и на финансовое обеспечение оказания дополнительной медицинской помощи, оказываемой врачами-терапевтами, врачами-педиатрами участковыми, врачами общей практики (семейными врачами) и их медицинскими сестрами (на 36 % - 40 %). На 2013 год субсидии на указанные цели не предусматриваются.

Объем субсидий, направляемый бюджетам субъектов Российской Федерации в рамках проводимых мероприятий в области здравоохранения (с учетом субсидий, предоставляемых в рамках действующих ФЦП), составил в 2011 году 58 867,9 млн. рублей, или 14,4 % общего объема субсидий. В 2012 году объемы предоставляемых субсидий увеличились до 63 975,6 млн. рублей и в 2013 году снизится до 27 538,6 млн. рублей), а их доля в общем объеме субсидий составит 22 % и 12,4 % соответственно.

Законопроектом на 2011 год было предусматрено субвенции бюджетам субъектов Российской Федерации и муниципальных образований в объеме 246,3 млрд. рублей, что на 13,1 млрд. рублей (5,6 %) больше объема указанных субвенций, предусмотренного Федеральным законом от 2 декабря 2009 г. № 308-ФЗ (с изменениями) на 2010 год.

В общем объеме субвенций наибольшая доля (в 2011 году - 43,7 %) приходится на субвенции бюджетам субъектов Российской Федерации на оплату жилищно-коммунальных услуг отдельным категориям граждан.

В 2011 году на эти цели выделено 112 788,8 млн. рублей, что на 11 012,1 млн. рублей (10,8%) больше объема указанных субвенций, предусмотренного Федеральным законом от 2 декабря 2009 г. № 308-ФЗ (с изменениями) на 2010 год.

В 2012 - 2013 годах также предусматривается увеличить субвенции на оплату жилищно-коммунальных услуг отдельным категориям граждан до 124 180,5 млн. рублей (на 10,1 % к 2011 году) и в 2013 году-до 133 516,5 млн. рублей (на 7,5 % к 2012 году).

Наименьший уровень зарегистрированной безработицы в прогнозном периоде наблюдается в таких экономически развитых регионах, как г. Москва и г. Санкт-Петербург, Ленинградская, Тюменская и Липецкая области и Краснодарский край.

В 2009 году количество регионов, в которых доля населения с денежными доходами ниже прожиточного минимума превышает 20 % (от общей численности населения), составило 15, то в 2011 году их количество снизилось до 9 регионов, а в 2013 году - до 7 регионов.

Наибольшая доля населения с низкими денежными доходами, несмотря на наметившуюся тенденцию к снижению, наблюдается в менее экономически развитых регионах - Республике Калмыкия (35,6 % в 2013 году по сравнению с 36,3 % в 2009 году), Республике Тыва (21,6 % и 29,1 % соответственно), Республике Ингушетия (35,5 % и 37,1 % соответственно) и Республике Алтай (23,2 % и 23,2 % соответственно).

В 2011 году количество регионов, в которых доля населения с денежными доходами ниже прожиточного минимума менее 10 % (от общей численности населения), составило 9: Республика Татарстан, Белгородская область, Московская область, г. Москва, г. Санкт-Петербург, Ненецкий, Ямало-Ненецкий и Ханты-Мансийский автономные округа, а также Республика Дагестан и Чукотский автономный округ. В 2013 году к указанным регионам добавятся Курская, Липецкая, Тюменская и Сахалинская области.

На валоризацию расчетного пенсионного капитала предусматривается ежегодное увеличение выделения средств федерального бюджета.

Согласно основным показателям прогноза социально-экономического развития Российской Федерации до 2013 года коэффициент замещения (соотношение среднего размера трудовой пенсии и заработной платы) составит в 2011 - 2013 годах 36,3 %, 36 % и 35,8% соответственно, что ниже показателя по прогнозу на 2010 год (37%) и существенно выше соотношения, сложившегося по отчету за 2009 год (28,6 %).

В прогнозируемом периоде наметилась тенденция отставания роста среднего размера трудовой пенсии от роста средней заработной платы, а рекомендуемый Международной Организации Труда коэффициент замещения 40 % не будет достигнут.

В передаваемых межбюджетных трансфертах учтена потребность ПФР в средствах федерального бюджета на валоризацию пенсионных прав граждан, на выплату пенсий по государственному пенсионному обеспечению, на компенсацию выпадающих доходов бюджету ПФР в связи с установлением пониженных тарифов страховых взносов на обязательное пенсионное страхование для отдельных категорий плательщиков, на федеральную социальную доплату к пенсии и на иные выплаты, связанные с пенсионным обеспечением.

На валоризацию расчетного пенсионного капитала (переоценка пенсии гражданам, имевшим пенсионные права до 2002 года) в 2011 году было предусмотрено выделить 527 684,8 млн. рублей, что на 25 460,6 млн. рублей (на 5,1 %) больше, чем в 2010 году.

В последующие два года произошло увеличение расходов федерального бюджета на указанные цели - в 2012 году до 575 306,4 млн. рублей, что на 47 621,6 млн. рублей (на 9 %) больше, чем в 2011 году и в 2013 году до 630 140,4 млн. рублей, что на 54 834,0 млн. рублей (на 9,5 %) больше, чем в 2012 году. В 2013 году рост объема бюджетных ассигнований из федерального бюджета на указанные цели по сравнению с 2010 годом составит 125,5 %.

На выплату пенсий по государственному пенсионному обеспечению из федерального бюджета выделено бюджету ПФР в 2011 году 278 380,3 млн. рублей, что на 27 673,6 млн. рублей (на 11%) больше, чем в предыдущем году, в 2012 году -313 367,0 млн. рублей, что на 34 986,7 млн. рублей (на 12,6 %) больше, чем в 2011 году и в 2013 году - 353 883,0 млн. рублей, что на 40 516,0 млн. рублей (12,9%) больше, чем в 2012 году. В 2013 году рост объема бюджетных ассигнований из федерального бюджета на указанные цели по сравнению с 2010 годом составит 141,2 %.

На выплату федеральной социальной доплаты к пенсии законопроектом были предусматрены бюджетные ассигнования в 2011 году сумме 34 511,9 млн. рублей (на 7,9% больше, чем в предыдущем году), в 2012 году - 38 492,1 млн. рублей (11,6%) и в 2013 году - 42 890,0 млн. рублей (11,4%). В 2013 году рост объема бюджетных ассигнований из федерального бюджета на указанные цели по сравнению с 2010 годом составит 134,1 %.

С учетом межбюджетных трансфертов и запланированных мероприятий по индексации пенсий размер трудовой пенсии ПФР составил на конец 2011 года в сумме 8 529,4 рубля, что на 2 215,1 рублей, или на 35,1 %, больше по сравнению с концом 2009 года и на 668,5 рубля, или на 8,5 %, больше по сравнению с началом 2011 года.

Согласно основным показателям прогноза социально-экономического развития Российской Федерации до 2013 года коэффициент замещения (соотношение среднего размера трудовой пенсии и заработной платы) составит в 2011 - 2013 годах 36,3 %, 36 % и 35,8% соответственно, что ниже показателя по прогнозу на 2010 года (37%) и существенно выше показателя по отчету за 2009 год (28,6 %).

Таким образом, в прогнозируемом периоде наметилась тенденция отставания роста среднего размера трудовой пенсии от роста средней заработной платы, а рекомендуемый Международной Организации Труда коэффициент замещения 40 % не будет достигнут.

Законопроектом предусматриваются также бюджетные ассигнования бюджету ПФР на осуществление ежемесячных денежных выплат отдельным категориям граждан, предоставление материнского (семейного) капитала, осуществление компенсационных выплат лицам, осуществляющим уход за нетрудоспособными гражданами, и иные социальные выплаты.

Наиболее значительные бюджетные ассигнования федерального бюджета были направлены на осуществление ежемесячных денежных выплат отдельным категориям граждан в 2011 году в общей сумме 365 347,8 млн. рублей (на 19,8 % больше, чем в 2010 году) и на предоставление материнского (семейного) капитала -120 816,3 млн. рублей (на 18,4 % больше, чем в 2010 году). В 2013 годы рост бюджетных ассигнований из федерального бюджета на указанные цели составит по сравнению с 2010 годом 132,5 % и 141,3 % соответственно.

За счет бюджетных ассигнований федерального бюджета предусматривается также профинансировать в 2011 - 2013 годах обязательства ФСС по выплате пособий при рождении ребенка гражданам, не подлежащим обязательному социальному страхованию, по оплате четырех дополнительных выходных дней работающим родителям (опекунам, попечителям) для ухода за детьми инвалидами и по выплате пособий по уходу за ребенком гражданам, подвергшимся воздействию радиации вследствие радиационных аварий и другие.

Также законопроектом были предусмотрены межбюджетные трансферты на проведение в 2011 - 2012 годах диспансеризации пребывающих в стационарных учреждениях детей-сирот и детей, находящихся в трудной жизненной ситуации и дополнительной диспансеризации работающих граждан.

При этом предполагается, что с 2013 года проведение указанных мероприятий будет осуществляться за счет средств обязательного медицинского страхования.

3. ОПТИМИЗАЦИЯ ПРЕДОСТАВЛЕНИЯ ТРАНСФЕРТОВ С ЦЕЛЬЮ ПОВЫШЕНИЯ СОЦИАЛЬНОЙ ЗАЩИТЫ НАСЕЛЕНИЯ

3.1 Построение модели зависимости индекса Джинни от влияющих факторов

В этом разделе попытаемся выяснить, какие факторы действуют на индекс Джинни и как влияют трансферты на выравнивание дифференциации доходов.

Определение резервов выравнивания дифференциации доходов базируется на научно-обоснованной методике их расчета, мобилизации и реализации. Выделяют три этапа этой работы: аналитический, организационный и функциональный. На первом этапе выявляют и количественно оценивают резервы, на втором этапе разрабатывают комплекс инженерно-технических, организационных, экономических, социальных мероприятий, обеспечивающих использование выявленных резервов, на третьем этапе рассчитывают экономическую эффективность от предложенных мероприятий, а также принимается решение о практической реализации мероприятий.

Большим шагом в развитии экономической науки послужило применение экономико-математических методов и широкое использование компьютерной техники в анализе экономических явлений.

В общем виде задача изучения взаимосвязей состоит не только в количественной оценке их наличия, направления и силы связи, но и в определении формы (аналитического выражения) влияния факторных признаков на результативный. Для ее решения применяют методы корреляционного и регрессионного анализа.

Решение всех названных задач приводит к необходимости комплексного использования этих методов.

Начальным этапом корреляционно-регрессионного анализа является постановка задачи. Задача анализа дифференциации доходов состоит в построении модели для предсказания выравнивания дифференциации доходов (индекс Джинни).

Следующим этапом является построение математической модели.

Индекс Джинни - это зависимая переменная Y.

В качестве объясняющих переменных (факторов) выберем:

Темпы роста ВВП - X1;

Индекс реальных доходов населения - X2;

Индекс потребительских цен - X3;

Уровень безработицы - X4;

Пенсионная нагрузка - X5;

Соотношение минимальной зарплаты с величиной прожиточного минимума - X6;

Доля социальных трансфертов в ВВП - X7.

Рассмотрим, как взаимосвязаны эти показатели между собой и какова степень зависимости дифференциации доходов от этих исследуемых факторов с точки зрения корреляционного анализа.

В качестве статистических показателей для анализа выступили показатели указанные выше за 1997-2012 гг. Статистические данные по всем переменным приведены в таблице .

В данном случае n=16 (количество наблюдений), m=7 (количество факторов).

Анализ матрицы коэффициентов парной корреляции.

Задачи корреляционного анализа сводятся к измерению тесноты известной связи между варьирующими признаками, определению неизвестных причинных связей (причинный характер которых должен быть выяснен с помощью теоретического анализа) и оценки факторов, оказывающих наибольшее влияние на результативный признак.

Таблица 3.1 - Исходные данные для корреляционно-регрессионного анализ

№ п/п	Индекс Джин-ни		Темпы роста ВВП, %	Индекс реальных доходов населения, %	Индекс потреби-тельских цен в % к пред году	Уровень безработи-цы по методологии МОТ (%)	Пенсион-ная нагрузка, тыс.руб.	Соотнош. минимал. зарплаты с величиной прожиточного минимума(%)	Доля социальных трансфер-тов в ВВП (%)...
1	2		3	4	5	6	7	8	9
	Y		Х1	Х2	Х3	Х4	Х5	Х6	Х7
1997	0,39		103,3	100	101	10,2	1311080	220	9,9
1998	0,394		66,9	71,8	111,6	11,5	2163215	210	8,7
1999	0,4		72,3	79	101,3	14	2994336	195	8,0
2000	0,395		132,1	81,2	101,6	12,1	3797471	190	7,8
2001	0,397		118,1	88,3	101,6	10	445138,7	200	8,9
2002	0,397		112,7	97	101,5	8,5	623909,7	220	9,6
2003	0,403		124,6	115	101,1	9,3	729063,9	248	9,4
2004	0,409		137,4	110	101,1	9,1	841770,9	270	10
2005	0,409		129,3	112	100,8	8,3	959121,3	270	10,2
2006	0,416		129,6	113	100,8	7,8	1537257,1	300	11
2007	0,423		131,3	112,1	101,1	7	1786457	329	11,6
2008	0,422		127,8	102,3	100,7	6,7	2357793	328	13,2
2009	0,422		73,6	103	100,4	9,5	3008660	330	14,8
2010	0,421		121,7	105,9	108,8	8,1	4249235	331	17,7
2011	0,416		124,9	100,4	106,1	7,8	4922109	328	18,3
2012	0,417		129,1	101,3	106,6	6,9	5425881	320	18,5
Итого	6,531		1831,7	1588,3	1641,1	140,8	37152491,6	4281	178,6
Ср.значение	0,408		114,5	99,3	102,6	8,8	2322030,7	267,6	11,16

Взаимосвязи между случайными переменными выявляются путем оценки парных (частных) коэффициентов корреляции, а также отбора факторов, оказывающих наиболее существенное влияние на результативный признак.

Использование инструмента EXCEL - пакета анализа "Корреляция".

Таблица 3.2 - Матрица коэффициентов парной корреляции

	Y	X1	X2	X3	X4	X5	X6	X7
Y	1
X1	0,3069	1
X2	0,6015	0,6135	1
X3	0,005	-0,252	-0,386	1
X4	-0,711	-0,629	-0,75	0,0063	1
X5	0,3962	-0,035	-0,203	0,5223	-0,072	1
X6	0,9565	0,3252	0,6618	0,0979	-0,806	0,4147	1
X7	0,7304	0,1971	0,3537	0,4117	-0,632	0,7258	0,6277	1

Анализ матрицы коэффициентов парной корреляции (таблица 3.2) показывает, что зависимая переменная Y, т.е. Индекс Джинни, имеет тесную связь с соотношением минимальной зарплаты с величиной прожиточного минимума (ryx6= 0,9565) и с долей социальных трансфертов в ВВП (ryx7 = 0,7304). С фактором уровень безработицы связь отрицательная (ryx4 = - 0,711). Поэтому данный фактор исключаем из дальнейшего рассмотрения и оставим в модели после исключения менее значимых факторов переменные X7 и X6. Тогда - n=16, k=2.

Задачами регрессионного анализа являются выбор типа модели (формы связи), установления степени влияния независимых переменных на зависимую и определение расчетных значений зависимой переменной (функции регрессии).

Далее произведем выбор вида модели и оценим ее параметры.

Для дальнейшего построения в модели степени выравнивания дифференциации доходов (Y) оставим факторы: показатели соотношения минимальной зарплаты с величиной прожиточного минимума - (X6) и долей социальных трансфертов в ВВП - (Х7).

Таким образом, линейная модель множественной регрессии будет иметь вид:

Y=a0 + a1X6 + a2X7 (3.1.1.)

где Y - индекс Джинни;

а0 - свободный коэффициент;

а1 и а2 - значимые коэффициенты;

X6 - соотношение минимальной зарплаты с величиной прожиточного минимума;

X7 - доля социальных трансфертов в ВВП.

Оценку параметров регрессии осуществим при помощи инструмента "Регрессия". Результаты представлены в таблицах 3.3, 3.4, 3.5, 3.6.

Таблица 3.3 - Регрессионная статистика

Множественный R	0,962728
R-квадрат	0,926846
Нормированный R-квадрат	0,915592
Стандартная ошибка	0,003369
Наблюдения	16

Таблица 3.4 - Дисперсионный анализ

	df	SS	MS	F	Значимость F
Регрессия	2	0,001869	0,000934	82,35363	0,0000000415
Остаток	13	0,000148	0,0000113
Итого	15	0,002016

F табл.= 4,49

Таблица 3.5

	Коэффициенты	Стандартная ошибка	t-статистика	P-Значение	Нижние 95%	Верхние 95%	Нижние 95,0%	Верхние 95,0%
Y-пересече-ние	0,353265	0,0044	79,919	0,000000000000000007	0,3437	0,3628	0,3437	0,3628
Переменная X 6	0,0002318	0,00003	8,3607	0,000001	0,0002	0,0003	0,0002	0,0003
Переменная X 7	-0,0006147	0,0004	-1,455	0,1693	-0,002	0,0003	-0,002	0,0003

t табл.= 2,1199

В столбце коэффициенты (таблица 3.6) содержатся коэффициенты уравнения регрессии а0, а1, а2. Значит а0 =0,353265; а1=0,0002318; а2=-0,0006147.

Таблица 3.6 - Вывод остатка

Наблюдение	Предсказанное Y	Остатки	Промежуточные точки (пики)
1	0,3982	-0,008	0
2	0,3966	-0,003	1
3	0,3935	0,0065	0
4	0,3925	0,0025	0
5	0,3941	0,0029	1
6	0,3984	-0,001	0
7	0,405	-0,002	0
8	0,4097	-7E-04	0
9	0,4096	-6E-04	0
10	0,416	-4E-05	1
11	0,4224	0,0006	0
12	0,4212	0,0008	0
13	0,4207	0,0013	0
14	0,4191	0,0019	1
15	0,418	-0,002	1
16	0,4161	0,0009	0

Анализируя остатки, можно сделать ряд практических выводов. Значения остатков имеют как положительные, так и отрицательные отклонения от расчетного уровня индекса Джинни.

Таким образом, уравнение регрессии зависимости индекса Джинни от соотношения минимальной зарплаты к прожиточному минимуму и от доли социальных трансфертов в ВВП, полученное с помощью EXCEL, имеет вид:

Y= 0,353265 + 0,0002318 X6 + (-0,0006147) X7 (3.1.1.3)

Оценка качества построенной модели.

Качество модели оценивается стандартным для математических моделей образом: по адекватности и точности на основе анализа остатков регрессии (е). Расчетные значения получаются путем подстановки в модель фактических значений всех включенных факторов.

Анализ остатков позволяет получить представление, насколько хорошо подобрана сама модель и насколько правильно выбран метод оценки коэффициентов. Согласно общим предположениям регрессионного анализа, остатки должны вести себя как независимые (в действительности почти независимые), одинаково распределенные случайные величины. В классических методах регрессионного анализа предполагается также нормальный закон распределения остатков.

Рисунок 3.1 - График остатков (от соотношения минимальной зарплаты с величиной прожиточного минимума)



Рисунок 3.2 - График остатков (от доли социальных трансфертов в ВВП)

В итоге положительные отклонения индекса Джинни уравновешиваются отрицательными отклонениями, то есть, У ei = 0.

Независимость остатков проверяется с помощью критерия Дарбина-Уотсона. Рассчитаем значение d- критерия по формуле (3.1.4):

,(3.1.1.4)

где d - критерий Дарбина-Уотсона;

е (t) - остаток последовательности уровня ряда;

е (t-1) - предыдущий остаток последовательности уровня ряда;

е (y) - остаточная последовательность ряда y;

n - число периодов.

(Значение знаменателя (2=0,000148) см. столбец 3, по строке "остаток", в табл. 3.4. Значение числителя (=0,0001635132) см. столбец 5, по строке "итого" в табл. 3.7).

Таблица 3.7 - Критерий Дарбина - Уотсона, %

№ п/п	Y	Предсказанное Y	Остатки	(е(t)-е(t-1))^2	е(t)^2
1	2	3	4	5	6
1	0,39	0,3982	-0,008	-	0,000064
2	0,394	0,3966	-0,003	0,000025	0,000009
3	0,4	0,3935	0,0065	0,00009025	0,00004225
4	0,395	0,3925	0,0025	0,000016	0,00000625
5	0,397	0,3941	0,0029	0,00000016	0,00000841
6	0,397	0,3984	-0,001	0,00001521	0,000001
7	0,403	0,405	-0,002	0,000001	0,000004
8	0,409	0,4097	-0,0007	0,00000169	0,00000049
9	0,409	0,4096	-0,0006	0,00000001	0,00000036
10	0,416	0,416	-0,00004	0,0000003136	0,0000000016
11	0,423	0,4224	0,0006	0,0000004096	0,00000036
12	0,422	0,4212	0,0008	0,00000004	0,00000064
13	0,422	0,4207	0,0013	0,00000025	0,00000169
14	0,421	0,4191	0,0019	0,00000036	0,00000361
15	0,416	0,418	-0,002	0,00000441	0,000004
16	0,417	0,4161	0,0009	0,00000841	0,00000081
Итого	6,531	6,5311	0,00006	0,0001635132	0,0001468716
Ср.знач.	0,408	0,4082	0,00000375	0,000010219575	0,000009179475

d = 3,09

В качестве критических табличных уровней при n = 16, одного объясняющего фактора при уровне значимости 5% возьмем величины d1 = 0,54 и d2 = 1,46.

d'= 4-3,09 = 0,91.

Так как d' попало в интервал от d1 до d2 , то по данному критерию нельзя сделать вывод о выполнении свойства независимости.

Другим критерием для данной проверки может служить критерий пиков (поворотных точек). Уровень последовательности остатков считается максимумом, если он больше двух рядом стоящих уровней, то есть e t-1< e t > e t+1, и минимумом, если он меньше обоих соседних уровней, то есть e t-1> e t < e t+1.

В обоих случаях et считается поворотной точкой. Общее число поворотных точек для остаточной последовательности e t обозначим через p (точки пиков отмечены в столбце 4 табл.3.6).

В случайной выборке математическое ожидание числа точек поворота () и дисперсия выражаются формулами:

=, (3.1.1.5)

=, (3.1.1.6)

где n - число наблюдений.

Критерием случайности с 5 процентным уровнем значимости, то есть с доверительной вероятностью 95%, является выполнение неравенства:

p > - , (3.1.1.7)

Общее число поворотных точек равно 5, таким образом, правая часть неравенства будет равна [9 - 1,96*2,52] = 4.

Так как 5 > 4, то неравенство выполняется, следовательно, можно сделать вывод, что свойство случайности ряда остатков подтверждается.

Результаты проверки дают возможность проверить соответствие остаточной последовательности нормальному закону распределения. Воспользуемся RS-критерием. Он определяется по формуле:

RS = R/S, (3.1.1.8)

где R - размах вариации;

S- среднеквадратическое отклонение.

В нашем случае размах вариации R = e max - e min = 0,0065 - (-0,004) = 0,0105, а среднеквадратическое отклонение: S= = 0,0001468716/15=0,003129

Следовательно, критерий RS = 0,0105/0,003129 = 3,36

Сравним вычисленное значение RS-критерия с табличными (нижней и верхней границами данного отношения).

Для уровня значимости 5 %, при n=16 нижняя граница равна 2,98, а верхняя - 4,20. Таким образом, RS-критерий равный 3,36 попадает в интервал между критическими границами, что говорит о нормальном распределении.

Для определения степени автокорреляции вычислим коэффициент автокорреляции и проверим его значимость при помощи критерия стандартной ошибки.

Стандартная ошибка коэффициента корреляции рассчитывается следующим образом:

(3.1.1.9)

Коэффициенты автокорреляции случайных данных обладают выборочным распределением, приближающимся к нормальному с нулевым математическим ожиданием и среднеквадратическим отклонением равным

SErk = 1/16 = 0,25

Если г1, находится в интервале:

- 1,96*0,45 ? r1 ? 1,96*0,45,

то можно считать, что данные не показывают наличие автокорреляции первого порядка, так как

- 0,88 ? r1 = - 1,4 ? 0,88,

то свойство независимости выполняется, где r1 вычисляется по формуле:

(3.1.1.10)

Далее необходимо вычислить для модели коэффициент детерминации (коэффициент множественной корреляции, возведенный в квадрат), который показывает долю вариации результативного признака, находящегося под воздействием изучаемых факторов, то есть определяет, какая доля вариации признака Y учтена в модели и обусловлена влиянием на него факторов.

(Значение коэффициента детерминации см. строки "R-квадрат", "нормированный R-квадрат" в таблице 3.3).

Так как R2 = 0,915592, то, следовательно, около 100% вариации зависимой переменной учтено в модели и обусловлено влиянием включенного фактора.

Проверку значимости уравнения регрессии произведем на основе вычисления F-критерия Фишера (значение F см. столбец 5 в табл.3.4).

Табличное значение F-критерия при доверительной вероятности 0,95;

одном факторе и степенях свободы 16 - 1 - 1 = 14 составляет 4,60 (найдено с помощью функции FРАСПОБР).

Поскольку Fpac>Fтабл, (82,35363 > 4,60) уравнение регрессии следует признать адекватным.

Оценим статистическую значимость коэффициента уравнения регрессии.

Значимость коэффициента уравнения регрессии а1 оценим с использованием t-критерия Стьюдента.

(Расчетные значения см. столбец 4, строку "X6", "X7" в табл.3.5).

ta1 = 8,3607, ta2 = -1,455

Табличное значение t-критерия при уровне значимости 5% и степенях свободы (16-1-1=14) составляет 2,1448 (найдено с помощью функции СТЬЮДРАСПОБР).

Так как tрас>tтабл ,то коэффициенты а1, а2 существенны (значимы), поэтому делается вывод о том, что между исследуемыми переменными есть тесная статистическая взаимосвязь.

Проанализируем влияние фактора на зависимую переменную по модели (для коэффициента регрессии вычислим коэффициент эластичности и в-коэффициент).

Учитывая, что коэффициент регрессии невозможно использовать для непосредственной оценки влияния факторов на зависимую переменную из-за различия единиц измерения, используем коэффициент эластичности (Э) и в-коэффициент, которые соответственно рассчитываются по формулам:

, (3.1.1.11)

где ai - значимые коэффициенты;

Xср. - среднее значение экономического роста или среднее значение налоговых льгот;

Yср. - среднее значение эффективности налоговых льгот.

, (3.1.1.12)

где S- среднеквадратическое отклонение фактора X;

S- среднеквадратическое отклонение эффективности налоговых льгот.

Так как a1=0,0002318, значит

Э1=0,000232*268 / 0,408 = 0,152; 1 = 0,000232 *54,13 / 0,01123 = 1,118

Аналогично при a2 =-0,0006147

Э2 =-0,00061*11,725 / 0,408 = -0,0177; 2 = -0,00061*3,5 / 0,01123 = -0,19

Таблица 3.8 - Коэффициенты влияния факторов, %

№ п/п	Y	X6	(X7-Xср)^2	X7	(X8-Xср)^2	(Y-Yср)^2
1	2	3	4	5	6	7
1	0,39	220	2304	9,9	3,33	0,000324
2	0,394	210	3364	8,7	9,15	0,000196
3	0,4	195	5329	8,0	13,87	0,000064
4	0,395	190	6084	7,8	15,4	0,000169
5	0,397	200	4624	8,9	7,98	0,000121
6	0,397	220	2304	9,6	4,52	0,000121
7	0,403	248	400	9,4	5,4	0,000025
8	0,409	270	4	10	2,98	0,000001
9	0,409	270	4	10,2	2,33	0,000001
10	0,416	300	1024	11	0,53	0,000064
11	0,423	329	3721	11,6	0,016	0,000225
12	0,422	328	3600	13,2	2,18	0,000196
13	0,422	330	3844	14,8	9,46	0,000196
14	0,421	331	3969	17,7	35,7	0,000169
15	0,416	328	3600	18,3	43,23	0,000064
16	0,417	320	2704	18,5	45,9	0,000081
Итого	6,531	4289	46879	187,6	195,976	0,002017
Cр.знач.	0,408	268	2930	11,725	12,25	0,000126
		S1	54,13	S2	3,5	0,01123
		1	1,118	2	-0,19

Так как коэффициент эластичности показывает, на сколько процентов изменяется зависимая переменная при изменении фактора на 1%, то при увеличении первого аргумента - cоотношения минимальной зарплаты с величиной прожиточного минимума на 1% следует ожидать увеличения индекса Джинни на 0,15%. Аналогично, при увеличении доли социальных трансфертов в ВВП на 1% соответственно индекс Джинни снизится на -0,0177%.

Бета-коэффициент с математической точки зрения показывает, на какую часть величины среднеквадратического отклонения меняется среднее значение зависимой переменной с изменением независимой переменной на одно среднеквадратическое отклонение при фиксированном на постоянном уровне значении остальных независимых переменных. Это означает, что при увеличении соотношения минимальной зарплаты с величиной прожиточного минимума на 54,13% индекс Джинни увеличится на 0,01256 (54,13*0,01123). Аналогично, при увеличении доли социальных трансфертов в ВВП на 3,5% индекс джинни уменьшится на 0,002134 (-0,19*0,01123).