Недофинансирование врачей компенсируется в определенной степени нелегальными платежами населения, имеет место огромный дефицит современного оборудования.
Технические сложности не могут компенсироваться дополнительным числом врачей. Основная цель реформ - обеспечить условия для улучшения здравоохранения. Здравоохранение должно развиваться как более компактная и эффективная организация, что позволит повысить оплату врачебного персонала".
Заметным элементом реформирования социальной сферы в странах с переходной экономикой было целенаправленное сдерживание там численности занятых.
К 2000 г. в России доля занятых в здравоохранении и образовании составляла почти 17% их общего числа, тогда как в Румынии эта цифра была 7%, в Чехии и Словении - около 12, в Польше чуть больше 13, в Венгрии и Латвии - 14, а в Эстонии - 13 %, Словакии - около 15% (табл.1).
На протяжении 90-х годов занятость в социальной сфере России относительно росла (см. табл.2), несмотря на низкие расходы консолидированного бюджета на социальные цели и сокращение общей занятости в экономике.
В абсолютном выражении занятость в рассматриваемых отраслях в 1999 г. была примерно на уровне 1991 Г., но внутри периода были спады и подъемы (пик был достигнут в 1996 г.). Лишь в 1999-2000 гг. появились признаки того, что рост может остановиться.
Отечественная статистика занятости предлагает два основных источника данных о численности занятых по отраслям экономики: баланс трудовых ресурсов (построенный в основном на административной статистике) и обследования населения по проблемам занятости.
Данные баланса охватывают весь период 90-х годов, тогда как обследования (более предпочтительные во многих отношениях) доступны лишь с 1997 г. Рассмотрим динамику занятости в образовании и здравоохранении за 90-е годы.
Образование.
Данные баланса трудовых ресурсов (см. табл.2) показывают рост доли занятых в этом секторе с 8.9% в 1992 г. до 9.4% в 1996 г., после чего она стабилизировалась. Абсолютная численность сократил ась с 6413 тыс. человек в 1992 г. до 5871 тыс. в 2000 г. Согласно же обследованиям (см. табл.3), в конце 90-х годов занятость в образовании росла и относительно, и абсолютно. За 1997-2000 п. она увеличил ась на 147 тыс. человек. В 1997 г. доля занятых в образовании составляла 9.5% всех занятых, а в 1999 г.9.7%. Некоторое снижение этой доли в 2000 г. (до 9.4%) объясняется, прежде всего, увеличением всей занятости в посткризисный период. Приведенные цифры отражают средние значения изменения занятости по отрасли. За 1990 - 1999 гг. в дошкольных заведениях численность педагогов снизил ась на 35%, в общеобразовательных школах и вузах поднялась на 25%, а в средних профессиональных заведениях не изменилась. При этом если в вузах число студентов на одного преподавателя растет, то в школах соотношение учеников и учителей уменьшается. За 90-е годы учителей в государственных школах стало больше на 25% при увеличении числа учащихся в них лишь на 7.7%. В результате, если в 1990 г. на одного учителя приходилось 14.2 ученика, то в 1999 г. - 12.3.
Здравоохранение.Здесь тенденция к росту занятости выражена еще более ярко. Согласно обоим источникам данных (и балансу трудовых ресурсов, и выборочным обследованиям занятости населения), до конца 90-х годов занятость увеличивалась как абсолютно, так и относительно. По данным баланса, она поднялась с 4.2 млн. человек (5.9% всех занятых в экономике) в 1992 г. до 4.5 млн. (7.0%) в 2000 г. Выборочные обследования показывают рост с 4.2 млн. человек в 1997 г. до 4.4 млн. в 2000 г. Доля занятых в течение этого короткого периода колебалась в пределах 7.1 - 17.3%.
Заметны разные тенденции в изменении численности отдельных профессиональных групп. Например, численность среднего медицинского персонала, специалистов с немедицинским образованием, провизоров и фармацевтов снижалась тогда как численность врачей и младших медсестер увеличивалось. Причем отмечается как абсолютный рост количества врачей, так и в расчете на 1000 жителей (с 40.7 в 1996 г. до 41.7 в 1999 г)
Итак, можно сделать вывод: в 90-е годы занятость в образовании и здравоохранении в России имела тенденцию к росту.
Все вышесказанное относится к России в целом. Тенденции же изменения занятости в социальной сфере в регионах далеко не однозначны: одни регионы наращивают занятость в здравоохранении и образовании, другие стараются ее снижать.
За 90-е годы межрегиональная дифференциация занятости в социальном секторе значительно возросла. В табл.4 дана дескриптивная статистика по субъектам Федерации. Средняя (невзвешенная) доля занятых в образовании и здравоохранении выросла за 1992-1998 гг. с 17.1 до 20% при заметном увеличении вариации. В 1999 г. величина средней несколько уменьшилась, но вариация продолжала расти.
Удельный вес занятых в социальной сфере все эти годы был максимален в Республике Тыва. В 1992 г. наименьшим он был в Орловской области, но в дальнейшем резко возрос. В последние годы самый низкий показатель имеет Москва. В целом за 90-е годы только пять регионов снизили долю занятости в здравоохранении и образовании. Это Москва, Ленинградская область, Дагестан, Бурятия и Амурская область. Все остальные регионы ее увеличили.
В абсолютном выражении картина несколько иная. До 1996 г. более половины регионов увеличивали занятость в рассматриваемых отраслях. Начиная с 1997 г. в большинстве регионов (около 2/3) тенденция меняется: занятость, хотя и незначительно, начинает снижаться. Однако треть регионов продолжала наращивать абсолютную численность работников социального сектора и после 1997 г.
Имеющаяся литература и анализ российской ситуации позволяют предложить несколько рабочих гипотез объяснения растущей межрегиональной дифференциации в занятости в здравоохранении и образовании:
Гипотеза 1. Уровень занятости в социальной сфере в том или ином регионе зависит от экономического развития этого региона: богатый регион имеет более высокий уровень соответствующей занятости. Эта гипотеза исходит из идеи закона Вагнера.
Гипотеза 2. Региональные власти пытаются поддерживать и создавать такую занятость как средство против высокой безработицы. Чем выше уровень безработицы в регионе, тем выше будет уровень занятости в социальном секторе.
Гипотеза З. Занятость в анализируемом секторе зависит от региональных бюджетных ограничений. Поэтому финансовая поддержка региона из центра (бюджетные трансферты) будет влиять на величину занятости в бюджетном секторе. Данная гипотеза связана с упоминавшейся перераспределительной теорией, предложенной в работах А. Алесины и его соавторов.
Для проверки выдвинутых гипотез воспользуемся регрессионным анализом. Оцениваемые уравнения имеют следующий вид:
РЕt= Ь () + ЫРЕ92+ blGDPt_1+ b3UNEMPLt_1 +
+ lJ4TRANSFt_1+ СХ,
где РЕt - доля занятых в здравоохранении, образовании и культуре в общей занятости в регионе в год t;
РЕ92 - то же в 1992 г.;
GDPt - 1 - валовой региональный продукт на душу в году t - 1;
UNEMPLt-1 - уровень общей безработицы в регионе в году t - 1;
TRANSPt - 1 - размер трансфертов на душу населения из Федерального фонда финансовой поддержки регионов в году t - 1;
СХ - вектор контрольных переменных. Уравнение оценивал ось отдельно для каждого из трех лет в интервале1995-1997 гг. Все независимые переменные, соответствующие нашим гипотезам, по отношению к РЕtвзяты с лагом в один год (t - 1).
Занятость в социальной сфере зависит, очевидно, также от значительного числа факторов, лежащих вне проверяемых гипотез. Например, на численность учителей и врачей в регионе влияет общее количество детей дошкольного и школьного возраста, численность населения пенсионного возраста, уровень урбанизации, административный статус региона (республика, край, область) и т.п. Соответственно, при проверке наших гипотез надо элиминировать влияние этих обстоятельств, то есть ввести в уравнение регрессии соответствующие переменные как контрольные. В качестве контрольных мы использовали следующие переменные: доля лиц в возрасте ниже трудоспособного (0-15), доля лиц в возрасте старше трудоспособного (55); доля городского населения в регионе; статус региона, Москвы и Петербурга, в частности, как городов федерального значения.
Чтобы учесть сильный разброс значений относительно линии регрессии, стандартные ошибки оценивались как робастные и скорректированные методом Уайта. Все расчеты проведены с помощью статистического пакета. Результаты представлены в табл.5.
Все уравнения значимы. Переменные в правой части каждого уравнения описывают около 80% всей вариации в доле бюджетной занятости в регионах. Анализ полученных коэффициентов позволяет отвергнуть гипотезы 1 и 2. Коэффициенты перед переменными, связанными с этими гипотезами (подушевой ВВП и уровень безработицы), статистически малозначимы и, соответственно, слабо отличаются от нуля.
Гипотеза 3, предполагающая связь между уровнем занятости в социальном секторе и подушевой величиной трансфертов в региональные бюджеты, наоборот, получила подтверждение в уравнениях за все годы, по которым имеются данные. Другими словами, рост величины трансфертов, перечисляемых в региональный бюджет в данном году, ведет к увеличению доли занятых в здравоохранении и образовании в следующем году. Конечно, утверждение о том, что связь между трансфертами и занятостью носит именно такой характер, нуждается в дополнительной проверке.К сожалению, тест Грангера, используемый для проверки причинности, в данном случае неприменим, поскольку требует более длинных временных рядов. Однако анализ матрицы корреляций свидетельствует, что наибольшие значения парных коэффициентов корреляции достигаются тогда, когда значения трансфертов идут с обратным лагом, то есть, сдвинуты во времени назад по сравнению со значениями занятости. Это подтверждает ту гипотезу причинности, что заложена в анализ.