Анализ влияния трансфертов

Учитывая, что коэффициент регрессии невозможно использовать для непосредственной оценки влияния факторов на зависимую переменную из-за различия единиц измерения, используем коэффициент эластичности (Э) и β-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; b1 = 0,000232 *54,13 / 0,01123 = 1,118

Аналогично при a2 =-0,0006147

Э2 =-0,00061*11,725 / 0,408 = -0,0177; b2 = -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
		b1	1,118	b2	-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).

Таким образом, построенная регрессионная модель в целом адекватна и достаточно хорошо аппроксимирует исходные данные.

На основе исследования установлено, что между соотношения минимальной зарплаты с величиной прожиточного минимума, долей социальных трансфертов в ВВП и индексом Джинни существует довольно определенная прямая связь, то есть, с уменьшением соотношения минимальной зарплаты с величиной прожиточного минимума и увеличением доли социальных трансфертов в ВВП индекс Джинни уменьшается.

Одна из важнейших целей моделирования заключается в прогнозировании исследуемого объекта. Получение надежных оценок будущих показателей социальных трансфертов в ВВП и соотношения минимальной зарплаты с величиной прожиточного минимума – важный этап в процессе принятия текущих и долгосрочных решений. Поэтому с помощью построенной модели определим точечные и интервальные прогнозные оценки индекса Джинни в зависимости от соотношения минимальной зарплаты с величиной прожиточного минимума и доли социальных трансфертов в ВВП на два года вперед.

Прогнозные значения факторов X6 и X7 можно определить или вычислить на основе экстраполяционного метода.

Для временного ряда “соотношения минимальной зарплаты с величиной прожиточного минимума ” в качестве аппроксимирующей функции выбран полином третьей степени, выбрана модель: y = -0,2557x3 + 6,4636x2 - 33,861x + 247,14, по которой получен прогноз на два периода вперед.

Рисунок 3.3 – Прогнозирование динамики cоотношения среднедушевых доходов  с величиной прожиточного минимума

 

Для временного ряда "доля социальных трансфертов в ВВП" в качестве аппроксимирующей функции выбран также полином третьей степени, выбрана модель: y = -0,002x3 + 0,1272x2 - 0,9738x + 10,375 и получен прогноз на два периода вперед. Графики моделей временных рядов “соотношения минимальной зарплаты с величиной прожиточного минимума” и “доля социальных трансфертов в ВВП ” приведены соответственно на рисунках 3.1 и 3.2.

В 2013 году прогноз динамики соотношения минимальной зарплаты с величиной прожиточного минимума составил:

Х1t=2013=-0,2557*4913+6,4636*289-33,861*17+247,14=283,23%

В 2014 году прогноз динамики соотношения минимальной зарплаты с величиной прожиточного минимума составил:

Х1t=2014=-0,2557*5832+6,4636*324-33,861*18+247,14= 240,86%

В 2013 году прогноз доли социальных трансфертов в ВВП составил:

Х2t=2013=-0,002*4913+0,1272*289-0,9738*17+10,375= 20,73%

В 2014 году прогноз доля социальных трансфертов в ВВП составил:

Х2t=2014=-0,002*5832+0,1272*324-0,9738*18+10,375= 22,4%.

 

 

Рис. 3.4 – Доля социальных трансфертов в ВВП

 

Для получения прогнозных оценок зависимой переменной (индекса Джинни) по модели Y= 0,353265 + 0,0002318 X6 + (-0,0006147) X7 подставим в нее найденные прогнозные значения факторов X6 и X7.

Yt=2013 = 0,353265+0,0002318*283,23-0,0006147*20,73 = 0,406;

Yt=2014= 0,353265+0,0002318*240,86-0,0006147*22,4= 0,395.

Доверительный интервал прогноза будет иметь следующие границы:

Верхняя граница прогноза:

,                                                                                                 (3.1.1.13)

где Yпр. – прогнозное значение индекса Джинни;

U (l) – величина отклонения на заданном шаге прогноза.

Нижняя граница прогноза:

,                                                                                                (3.1.1.14)

где ,          (3.1.1.,15)

(Значение Se = 0,003369 см. строку "стандартная ошибка" в табл.3.3; значение tкр= 2,1199 найдено с помощью функции СТЬЮДРАСПОБР).

tср- среднее значение суммы n (n=16)

ti – значения n (1,2….16)

k меняется от 1 до 2 (прогнозируемые периоды).

U(1) = 0,003369*2,1199* = 0,0071*1,225=0,0087

U(2) = 0,003369*2,1199* = 0,0071*1,2649=0,009

Результаты прогнозных оценок модели регрессии представим в таблице прогнозов (p = 95%) .

Так как построенная регрессионная модель адекватна и прогнозные оценки факторов достаточно надежны, то можно утверждать, что при сохранении сложившихся закономерностей развития экономики и конъюнктуры прогнозируемая величина индекса Джинни попадет в интервал, образованный верхними и нижними границами.

 

Таблица 3.9 – Прогноз индекса Джинни на 2013 и 2014 годы, коэффициент

 

Период	Прогноз	Нижняя граница	Верхняя граница
2013	0,406	0,3973	0,4147
2014	0,395	0,386	0,404

 

На точность прогнозов могут оказать влияние благоприятные и неблагоприятные обстоятельства и внешние факторы: стихийные бедствия, политика правительства, конъюнктура рынка, финансовый кризис, инфляция и т.д. Такие факторы невозможно заранее предусмотреть, и поэтому они не включены в модель прогнозирования.

 

3.2  Разработка предложений по  реформированию федерального законодательства  в части трансфертов населению

 

По результатам проведенного корреляционно-регрессионного анализа можно сделать вывод, что на индекс Джинни основное влияние оказывает соотношения минимальной зарплаты к прожиточному минимуму и доля социальных трансфертов в ВВП. Таким образом, если наблюдается снижение соотношения минимальной зарплаты к прожиточному минимуму и увеличение доли социальных трансфертов в ВВП в прогнозируемых периодах, то индекс Джинни может уменьшиться до 0,386.

Поэтому важной задачей Правительства является регулирование минимальной заработной платы, т.к. она является отправной точкой отчета дифференциации оплаты.

Повышение доли социальных трансфертов в ВВП приводило к уменьшению дифференциации, это означает, что данный инструмент распределительной политики государства действительно служит снижению дифференциации. Таким образом, распределительная политика государства эффективна.

С другой стороны эффективность от увеличения доли социальных трансфертов в ВВП может быть достигнуто, если будут соблюдены определенные условия и осуществлены мероприятия, которые будут способствовать уменьшению дифференциации доходов населения.

Рекомендации:

Ученые настаивают на том, что следует применить адресную социальную помощь; это даст возможность избежать ошибок (то есть исключить из числа получателей тех, кто в помощи не нуждается, и включить в число получателей тех, кому помощь не назначена, хотя и крайне необходима).

Однако адресность социальной помощи может привести к росту иждивенческих настроений. Предоставление адресной помощи исключительно на основании дохода ниже прожиточного уровня приводит к тому, что ее будут получать не только нетрудоспособные граждане, но и вполне трудоспособные. Поэтому система оказания адресной социальной помощи должна быть достаточно гибкой и продуманной, чтобы быть эффективной. Помощь необходимо предоставлять тем, кто не может самостоятельно справиться с трудной жизненной ситуацией. Требуется выработать критерии предоставления адресной помощи, например состояние здоровья.

В качестве критерия адресности предлагается использовать уровень душевых доходов в домохозяйстве, членом которого является потенциальный реципиент социального пособия. В этом случае, помимо сокращения общих расходов государства по социальным обязательствам, будут созданы предпосылки для повышения конкретных видов социальных трансфертов наиболее нуждающимся получателям.

Вот лишь некоторые принципы организации адресной помощи:

- предоставление помощи не категориям, а отдельным лицам;

- обоснованность  предоставления помощи (наличие  среднедушевого совокупного дохода  ниже прожиточного уровня, установленного  соответствующим субъектом РФ);

- определение  механизма выявления нуждающихся;

- проведение проверок нуждаемости, обследований состояния малообеспеченных семей и одиноких граждан;

- ответственность  получателя социальной помощи (за  достоверность представленных документов, сведений);

- сочетание  государственной и негосударственной  помощи;

- наличие единого банка данных лиц, получающих помощь;

- координация  деятельности всех органов и  служб социальной защиты различного  профиля.

Необходимо исключить из числа получателей государственных пенсий лиц, достигших пенсионного возраста, но продолжающих трудовую деятельность. Данный вопрос неоднократно рассматривался законодательными и исполнительными органами власти в России, но конструктивные решения так и не были приняты.

При построении модели среди факторов, влияющих на индекс Джинни, отметили фактор уровня безработицы. Этот показатель имел отрицательную величину, которая указывает на обратный характер связи, то есть с ростом безработицы уменьшается дифференциация денежных доходов населения.

В связи с этим в отношении пособий по безработице, может быть принято законодательно обоснованное решение о переходе к страхованию таких пособий работником на добровольных принципах. Одновременно государство должно принять на себя обязательство по выплате пособий по безработице за счет бюджетных средств исключительно тем безработным, душевой доход в семьях которых не превышает прожиточного минимума.

Масштаб действующих адресных программ для бедных ориентирован на макроэкономические оценки бедности, в то время как законодательство базируется на рассмотрении доходов, поддающихся статистическому наблюдению. Учет доходов, предусмотренных законодательством, регулирующим адресные программы, повышает уровень бедности в 2 раза. В результате на участие в социальных программах для бедных, ориентированных на 28% населения претендует 45% населения. Данная проблема не может быть решена только усовершенствованием законодательства по учету доходов. Требуются новые подходы к организации адресных программ, делающих их непривлекательными для небедных. К числу таких мер относится и социальный контракт, предполагающий наличие у семьи трудового потенциала и его реализацию при участии в программах адресных выплатах для бедных.