НИР. Экономика, 2013, №2 (2)

НАУЧНЫЕ ИССЛЕДОВАНИЯ И РАЗРАБОТКИ

Научно-практический журнал

ЭКОНОМИКА

2(2)/2013

ISSN 2308-2844

Содержание

Басовская Е.Н.
Основные факторы производительности 
и оплаты труда в современной России  .  .  .  .  . 3

Басовский Л.Е., Панин В.А.
Новые формы учреждений как средство 
трансформации государственного  
сектора России   .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  . 11

Лунёва А.М.
Проблемы управления российским  
ОАО «Газпром»  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  . 18

Медушевская И.Е.
Теоретические и практические аспекты 
анализа конкурентоспособности  
страховой компании  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  . 25

Угнич Е.А.
Экономическая природа и противоречия 
развития венчурного капитала  
в российской экономике   .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  . 31

Фомичева И.В., Архангельский В.Г.,
Труфанов В.Н.
Перспективы использования российских 
средств защиты информации  
в инфраструктурных отраслях  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  . 40

Информация для авторов  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  . 47 
51

издается с 2013 года
№ 2 (2)/2013

Свидетельство о регистрации  
средства массовой информации  
ПИ № ФС77-43690 от 24 января 2011 г.

Издатель

ООО «Научно-издательский центр ИНФРА-М»
127282, Москва, ул . Полярная,
д . 31В, стр . 1
Тел .: (495) 380-05-40, 363-42-70, доб . 501
Факс: (495) 363-92-12
E-mail: books@infra-m .ru
http://www .infra-m .ru

главный редактор
Басовский Л.Е. — д-р техн. наук, 
профессор, заведующий кафедрой экономики 
и управления Тульского государственного 
педагогического университета им. Л.Н. Толстого  
(ТГПУ им. Л.Н. Толстого), почетный работник 
высшего профессионального образования 
Российской Федерации

Отдел подписки
Назарова М.В.
Тел.: (495) 363-42-60, доб. 249 
e-mail: podpiska@infra-m.ru

Присланные рукописи не возвращаются.

Точка зрения редакции может не совпадать с мнением авторов публикуемых материалов.

Редакция оставляет за собой право самостоятельно 
подбирать к авторским материалам иллюстрации, 
менять заголовки, сокращать тексты и вносить в 
рукописи необходимую стилистическую правку без 
согласования с авторами. Поступившие в редакцию 
материалы будут свидетельствовать о согласии 
 авторов принять требования редакции.

Перепечатка материалов допускается с письменного 
разрешения редакции.

При цитировании ссылка на журнал «НИР. Экономика» обязательна.

Редакция не несет ответственности за содержание 
рекламных материалов.

Подписано в печать 08 .06 .2013 .  
Формат 60×90/8 . Бумага офсетная .  
Тираж 1000 экз . Заказ № 

САЙТ: www .naukaru .ru
E-mail: mag5@naukaru .ru
DOI 10 .12737/issn .2308-2844

© ИНФРА-М, 2013

НаучНые исследоваНия и разработки
Экономика 
DOI 10.12737/issn.2308-2844

ISSN 2308-2844

CONTENTS

Basovskaya E.N.
Key factors of productivity and wage 
in modern Russia  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  . 3

Basovskiy L.E., Panin V.A.
New forms of institutions as a means  
of public sector transformation of Russia  .  .  .  . 11

Luneva A.M.
Problems of russian JSC «Gazprom»  .  .  .  .  .  .  .  .  . 18

Medushevskaya I.E.
Theoretical and practical aspects  
of analysis of competitiveness  
of insurance company  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  . 25

Ugnich E.A.
Economic nature and contradictions  
of venture capital development  
in Russian economy  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  . 31

Fomicheva I.V., Arkhangelsky V.G.,  
Trufanov V.N.
Prospects of russian defence information  
in public utility   .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  . 40

Information for authors  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  . 47

Information for authors   .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  .  . 51

РЕдАкцИоННАя коЛЛЕГИя

Главный редактор
Басовский Л.Е. — д-р техн . наук, профессор, 
заведующий кафедрой экономики и управления 
Тульского государственного педагогического 
университета им . Л .Н . Толстого  
(ТГПУ им . Л .Н . Толстого), почетный работник 
высшего профессионального образования 
Российской Федерации

Заместитель главного редактора
Шишкин А.Н. — канд . экон . наук, доцент 
ТГПУ им . Л .Н . Толстого

Члены редакционной коллегии
Бабанов В.Н. — д-р экон . наук, профессор 
РЭУ им . Г .В . Плеханова
Басовская Е.Н. — канд . экон . наук, доцент 
ТГПУ им . Л .Н . Толстого
Гришина С.А. — канд . техн . наук, доцент 
ТГПУ им . Л .Н . Толстого
Ермолаев д.В. — канд . экон . наук, доцент 
ТГПУ им . Л .Н . Толстого
кальянов А.Ю. — канд . экон . наук, доцент 
ТГПУ им . Л .Н . Толстого
коржов В.А. — канд . экон . наук, зав . лаб . 
экономико-математического моделирования  
ТГПУ им . Л .Н . Толстого
куперман В.Г. — докт . экон . наук, профессор 
ТГПУ им . Л .Н . Толстого
Лунева А.М. — канд . экон . наук, доцент 
ТГПУ им . Л .Н . Толстого
Сиротова Ю.В. — канд . экон . наук, доцент 
ТГПУ им . Л .Н . Толстого
Сухов А.Н. — канд . экон . наук, доцент 
ТГПУ им . Л .Н . Толстого
Фомичева И.В. — канд . экон . наук, доцент 
Финансового университета при Правительстве РФ

РЕдАкцИоННый СоВЕТ

Председатель
Басовский Л.Е. — д-р техн . наук, профессор, 
заведующий кафедрой экономики и управления 
ТГПУ им . Л .Н . Толстого, почетный работник  
высшего профессионального образования Российской Федерации (г . Тула, Россия)

Заместитель председателя
Верховская Е.П. — канд . экон . наук, доцент, 
проректор ТГПУ им . Л .Н . Толстого (г . Тула, Россия)

Члены редакционного совета
Алиев У.Ж. — д-р экон . наук, профессор, 
вице-президент образовательной корпорации 
«Туран» (г . Астана, Казахстан)
Измалкова С.А. — д-р экон . наук, профессор, 
заместитель директора Финансово- 
экономического института — декан  
факультета экономики и менеджмента  
Госуниверситета — УНПК (г . Орел, Россия)
Нгуен Ван Минь — д-р экон . наук, профессор, 
директор Института экономики и международной 
торговли Ханойского государственного  
университета внешней торговли  
(г . Ханой, Вьетнам)
Панин В.А. — д-р физ .-мат . наук, профессор, 
ректор ТГПУ им . Л .Н . Толстого (г . Тула, Россия)
Родина Г.А. — д-р экон . наук, проф ., директор 
ярославского филиала Финансового университета 
при Правительстве РФ (г . Ярославль, Россия)
Толокина Е.Л. — д-р экон . наук, профессор 
Московского государственного областного 
университета (г . Москва, Россия)
ярощук А.Б. — д-р экон . наук, профессор, проректор 
Университета РАО (г . Москва, Россия)

Производительность труда и оплата труда постоянно привлекают внимание экономистов, при этом 
рассматриваются различные теоретические концепции, на основе данных статистики строятся эконометрические модели [1, 2, 3, 4, 5, 6]. Во многих странах после экономического кризиса 2008 г. рост 
оплаты труда отстает от роста производительности, 
тогда как в России темпы роста оплаты труда превышают темпы роста экономики и темпы роста производительности труда [3, 4]. Легко подсчитать, используя данные Росстата [7], что в период 
экономического кризиса в 2009 г. снижение уровня 
оплаты труда было в 2,2 раза меньше снижения уровня производительности труда.
Изложенное позволяет предположить, что взаимосвязь производительности и оплаты труда в современной России существенно отличается от закономерности этой взаимосвязи, наблюдаемой 
в развитых странах [4, 5, 6]. Можно полагать, что на 
формирование производительности и оплаты труда 
определяющее влияние оказывает комплекс факторов, который существенно отличается от комплекса 

факторов, характерных для экономики развитых 
стран [4, 5, 6]. Из этого могут вытекать сомнения 
возможности в краткосрочной перспективе обеспечить рост производительности на основе роста 
оплаты труда, социального партнерства и инноваций, как это предлагается в ряде работ [2, 3].
Для оценки характера связи производительности 
и оплаты труда в современной России были использованы данные статистики регионов за 2011 г. [8, 10]. 
На рис. 1 представлены данные, характеризующие 
взаимосвязь оплаты труда и производительности 
труда. На рисунке показана годовая оплата труда, 
которая была определена как двенадцатикратная 
величина среднемесячной начисленной оплаты труда по данным Росстата [9]. Величина производительности труда определялась как отношение величины 
валового регионального продукта [8] к численности 
занятого населения региона [9].
Данные, представленные на рис. 1, позволяют 
предполагать, что оплата труда не пропорциональна 
производительности труда. При проведении исследований были получены линейная зависимость и нелиОсновные факторы производительности и оплаты труда 
в современной России

Key factors of productivity and wage in modern Russia

DOI: 10 .12737/582

Басовская Е.Н.
Канд. экон. наук, доцент 
ФГБОУ ВПО «Тульский государственный  
педагогический университет им. Л.Н. Толстого» 
300026, г. Тула, проспект Ленина, д. 125 
e-mail: basovskaya.elena@mail.ru

Basovskaya E.N.
PhD in Economics, Associate Professor 
Tula State Pedagogical University LN Tolstoy,  
Lenina 125, Tula, 300026, Russia 
e-mail: basovskaya. elena @ mail.ru.

Аннотация
Выявлены основные факторы, определяющие производительность и оплату 
труда в современной России. Эти факторы — фондовооруженность труда, 
уровень образования занятого населения и уровень неравенства доходов, 
занятость в частном секторе. Построены эконометрические модели, оценивающие влияние этих факторов. Модели объясняют производительность 
труда на 81%, оплату труда — на 76%. Фондовооруженность, уровень образования и уровень неравенства доходов оказывают положительное 
влияние на производительность и оплату труда. Занятость в частном секторе оказывает отрицательное влияние на производительность и оплату 
труда. Положительное влияние неравенства объясняется закономерностью, характерной для беднейших и богатейших стран мира. Это влияние 
объясняется особенностями институциональной среды и социальной 
структурой общества. Отрицательное влияние занятости в частном секторе 
объясняется несовершенством института собственности в стране. Выявлены регионы страны, в которых наблюдаются отклонения от выявленных 
закономерностей. Наибольшие отклонения наблюдаются в Курганской, 
Сахалинской областях, в Камчатском крае и Республике Калмыкии.
Ключевые слова: производительность, оплата труда, фондовооруженность, 
уровень образования, уровень неравенства, занятость в частном секторе, 
эконометрические модели.

Abstract
The main factors of productivity and wages in modern Russia. These factors — 
capital-labor, the level of education of the employed population and the level of 
income inequality, employment in the private sector. Built econometric models 
that assess the impact of these factors. Models explain the productivity by 81% 
and labor costs — by 76%. Capital-labor ratio, the level of education and 
income inequality has a positive impact on productivity and labor costs. Private 
sector employment has a negative impact on productivity and labor costs. The 
positive impact of inequality is explained by the regularity characteristic of the 
poorest and the richest countries in the world. This effect is explained by the 
peculiarities of the institutional environment and social structure. The negative 
impact of employment in the private sector due to the imperfection of property 
in the country. Identified regions of the country in which deviations from the 
revealed laws. The largest deviations are observed in the Kurgan and Sakhalin 
regions, in the Kamchatka Krai and the Republic of Kalmykia.
Keywords: productivity, labor cost, capital-labor, level of education, inequality, 
employment in the private sector, econometric models.

НИР. Экономика (№ 2 (2), 2013) 
УДК 330.356

  
НИР. Экономика (№ 2 (2), 2013)
 

4

нейная зависимость, построенная в форме степенной 
функции, регрессионные модели, которые оценивали влияние производительности труда на величину 
оплаты труда. Линейная модель строилась в виде

 
Y = a + b × X, 
(1)

где Y — годовая оплата труда, тыс. руб.; X — производительность труда, тыс. руб.; a и b — коэффициенты модели.
Модель в форме степенной функции после логарифмирования была представлена в виде

 
lnY = a + b × lnX, 
(2)

где ln — натуральный логарифм.
Характеристики моделей приведены в табл. 1 и 2. 
Уровень детерминации модели в форме степенной 
функции имеет большую величину, он составил 
77,4%, тогда как уровень детерминации линейной 
модели — 68,2%. Можно считать, что зависимость 
оплаты труда от производительности труда является 
нелинейной и для нее можно использовать степенную функцию.
Линейная модель позволяет видеть, что рост производительности на 1000 руб. добавленной стоимости обеспечивает увеличение заработной платы только на 241 руб., или на 24,1%. Подобный показатель 
в развитых странах в несколько раз выше [4, 10]. 
Более точная оценка зависимости оплаты труда от 
его производительности с помощью степенной 
функции зависимости оплаты труда от его производительности показывает, что чем выше уровень производительности труда, тем меньшая часть добавленной стоимости направляется на оплату труда, так 
как показатель степени в этой функции равен 0,652, 
что существенно меньше 1,0. Например, при производительности в 500 тыс. руб. в год оплата труда составляет 238 тыс. руб. в год, или 47% добавленной 

стоимости. При производительности в 1000 тыс. руб. 
в год оплата труда составляет 374 тыс. руб. в год, или 
37% добавленной стоимости. При производительности в 2000 тыс. руб. в год оплата труда составляет 
589 тыс. руб. в год, или 29% добавленной стоимости. 
Дальнейшее повышение производительности труда 
может привести к дальнейшему снижению доли добавленной стоимости, приходящейся на оплату труда. Доля добавленной стоимости, направляемой на 
выплату зарплаты в развитых странах, существенно 
выше даже при многократно более высокой производительности труда [4, 10].
Снижение доли трудовых доходов в добавленной стоимости при повышении производительности 
труда снижает стимулы работников к повышению 

100

200

300

400

500

600

700

200
600
1000
1400
1800
2200

Производительность труда, тыс. руб.

Оплата труда, 
тыс. руб.

Рис. 1. Взаимосвязь производительности и оплаты труда в России в 2011 г.

Таблица 1

Параметры линейного уравнения зависимости  
оплаты труда от производительности

Параметр
Величина 
t-статистика
P-значение

Константа
117,006
10,060
0,000

Регрессор
0,241
13,046
0,000

Значимость F
0,000

Наблюдений
80

Нормированный 
R-квадрат
0,682

Таблица 2

Параметры степенной функции зависимости  
оплаты труда от производительности

Параметр
Величина 
t-статистика
P-значение

Константа
1,426
5,832
0,000

Регрессор
0,652
16,474
0,000

Значимость F
0,000

Наблюдений
80

Нормированный 
R-квадрат
0,774

НИР. Экономика (№ 2 (2), 2013) 

5

производительности труда, может даже блокировать 
интересы работников к повышению производительности труда, мотивированному ростом заработной 
платы [11]. Такой эффект снижения стимулов характерен для персонала организации [11], может 
быть характерен для отдельного социального класса, но социальная структура российского общества 
не вполне определенна и динамична [12].
Возможность формирования социального партнерства в стране можно оценить величиной и тенденциями изменения неравенства распределения 
доходов. В период 2001–2010 гг. нарастало неравенство доходов, причем рост доходов самой богатой 
группы населения осуществлялся за счет всех остальных групп населения, как бедных, так и групп со 
средним уровнем дохода [13]. Для оценки возможного уровня социального партнерства в новом десятилетии было выполнено исследование связи доходов групп населения, различающихся по их 
уровню. Для этой оценки в 2011 г. был проведен корреляционный анализ данных о доходах квантильных 
групп населения по регионам России [9]. Результаты 
анализа представлены в табл. 3.
Результаты анализа показывают, что, как и в 
предшествующем десятилетии, доходы богатейшей 
группы населения увеличиваются за счет перераспределения в их сторону доходов всех остальных 
групп населения. Этот вывод следует из того, что 
коэффициенты корреляции доходов богатейшей 
группы населения и доходов всех других групп населения отрицательны и близки к максимально возможному отрицательному значению. Таким образом, 
тенденция обогащения богатейшей социальной 
группы за счет групп с низкими и средними доходами, к которым относится большая часть населения 
страны, является устойчивой. Это исключает возможность формирования социального партнерства 
в краткосрочной перспективе и, соответственно, 
перспективы его использования в качестве инструмента повышения производительности труда.
В ряде работ представлены эконометрические 
модели, показывающие влияние фондовооруженности, человеческого капитала, форм собственности 

на производительность и оплату труда в современной России [13, 14, 15]. Для оценки влияния большого комплекса социально­экономических факторов на производительность и оплату труда в регионах 
был выполнен корреляционный анализ. Анализировались связи большого комплекса факторов, учтенных Росстатом в 2011 г., относительно которых могут 
быть выдвинуты непротиворечивые гипотезы о возможности их влияния на производительность 
и оплату труда. Были оценены связи с производительностью, оплатой труда, а также взаимные связи 
факторов. Рассматривались следующие факторы:
 •
удельный вес городского населения в общей численности населения;
 •
удельный вес женщин в составе занятого населения;
 •
распределение занятого населения по видам экономической деятельности;
 •
распределение занятого населения по формам 
собственности;
 •
уровень образования занятого населения;
 •
средний возраст занятого населения;
 •
уровень безработицы;
 •
децильный коэффициент фондов (отношение дохода децильной группы самого богатого населения к доходу децильной группы самых бедных);
 •
квантильный коэффициент фондов;
 •
заболеваемость населения;
 •
фондовооруженность труда;
 •
доля в составе занятого населения лиц, занятых 
в сфере малого предпринимательства;
 •
доля инновационных товаров, работ, услуг в общем объеме производства;
 •
инвестиции в основной капитал на одного занятого;
 •
индекс потребительских цен;
 •
экспорт на одного занятого.
Значимые и независимые связи производительности и оплаты труда обнаружились с фондовооруженностью труда, с уровнем образования занятого 
населения, с долей занятости в частном секторе экономики и показателем неравенства распределения 
доходов. Другие факторы, оказывающие существенТаблица 3

Коэффициенты корреляции доходов квантильных групп населения России

Группы населения по доходам
Первая  
(с наименьшими доходами)
Вторая
Третья
Четвертая
Пятая  
(с наибольшими доходами)

Первая (с наименьшими доходами)
1,00

Вторая
0,99
1,00

Третья
0,98
0,99
1,00

Четвертая
0,89
0,93
0,96
1,00

Пятая (с наибольшими доходами)
–0,99
–1,00
–1,00
–0,94
1,00

  
НИР. Экономика (№ 2 (2), 2013)
 

6

ное, но меньшее влияние на производительность 
и оплату труда, оказались связаны корреляционными связями с четырьмя указанными факторами. Это 
не позволило обоснованно включить их в состав 
эконометрических моделей.
При выполнении исследований были построены 
эконометрические модели с использованием производственных функций в форме функций Кобба–Дугласа. В качестве основных факторов производительности и оплаты труда были выбраны фондовооруженность труда, средний уровень образования занятого 
населения, доля занятости в частном секторе экономики, а также децильный коэффициент фондов 
как показатель неравенства распределения доходов. 
Регрессионные модели строились в следующем виде:

 
Y = Aka1l1
a2l2
a3l3
a4, 
(3)

где A — константа; k — фондовооруженность труда 
занятых в регионе, тыс. руб. / чел.; l1 — среднее число 
лет обучения занятого населения; l2 — доля занятых 
в сфере частной собственности, %; l3 — коэффициент фондов, раз; ai — параметры производственной 
функции.
Параметры a1­4 являются коэффициентами эластичности функции по включенным в нее факторам 
k и l1­3.
После логарифмирования из уравнений (3) были 
получены линейные модели для регрессионного анализа:

 
y = a0 + a1lnk + a2lnl1 + a3lnl2 + a4lnl3, 
(4)

где y = lnX, a0 = lnA; ln — натуральный логарифм.
Для построения регрессионных моделей вида использовались данные российской службы статистики 
по регионам России за 2011 г. [8, 9]. В ходе исследований были получены производственные функции 
производительности труда как отношения валового 
регионального продукта в рублях к численности занятых в регионе и годовой суммы начисленной 
оплаты труда в рублях. Поскольку в составе данных 
за 2011 г. Росстат не представляет полного массива 
данных по Чеченской Республике, использовались 
данные только 79 регионов России.
В результате анализа были получены уравнения 
регрессии. Основные характеристики уравнений 
представлены в табл. 4 и 5.
Полученные модели позволили объяснить производительность труда на 81,3%, уровень оплаты 
труда — на 76,2%.
Результаты анализа позволяют утверждать, что 
основными факторами, определяющими производительность и оплату труда в современной России, 
являются:

1) фондовооруженность труда;
2) уровень образования занятого населения;
3) занятость в частном секторе;
4) уровень неравенства распределения доходов.
Анализ частных корреляций указанных факторов 
с производительностью и оплатой труда позволил 
установить, что наибольшее влияние на них оказывает фондовооруженность труда, тогда как три другиx 
фактора оказывают существенно меньшее влияние.
Относительный уровень влияния факторов 
в уравнениях (3) и (4) оценивается коэффициентами эластичности функции a1­4 по включенным 
в нее факторам. Коэффициенты эластичности показывают относительное изменение функции при 
изменении действующего фактора на один процентный пункт. Сопоставление величин коэффициентов 
эластичности, представленных в табл. 4 и 5, позволяет установить, что наибольшее относительное 
влияние на производительность и оплату труда оказывает уровень образования занятого населения. 
Причем его влияние на производительность труда 
больше, чем влияние на оплату труда.
При росте уровня фондовооруженности на один 
процентный пункт производительность труда могла 
бы вырасти на 0,641%, оплата труда — на 0,416%. 
При росте уровня образования занятого населения 

Таблица 4

Характеристики уравнения регрессии  
производительности труда в 2011 г.

Параметр
Величина
параметра
t-статистика
P-значение

Регрессор 1, a1
0,641
11,292
0,000

Регрессор 2, a2
1,362
1,876
0,065

Регрессор 3, a3
–0,399
2,798
0,007

Регрессор 4, a4
0,710
4,725
0,000

Значимость F
0,000

Наблюдений
79

Нормированный 
R-квадрат
0,813

Таблица 5

Характеристики уравнения регрессии оплаты труда 
в 2011 г.

Параметр
Величина
параметра
t-статистика
P-значение

Регрессор 1, a1
0,416
8,741
0,000

Регрессор 2, a2
1,208
1,985
0,051

Регрессор 3, a3
–0,811
6,792
0,000

Регрессор 4, a4
0,292
2,314
0,023

Значимость F
0,000

Наблюдений
79

Нормированный 
R-квадрат
0,762

НИР. Экономика (№ 2 (2), 2013) 

7

на один процентный пункт производительность труда 
могла бы вырасти на 1,362%, оплата труда — на 1,208%.
При росте численности работников, занятых 
в частном секторе, на один процентный пункт производительность труда могла бы снизиться на 0,399%, 
оплата труда — на 0,811%. При росте показателя неравенства — децильного коэффициента фондов на 
один процентный пункт производительность труда 
могла бы вырасти на 0,710%, оплата труда — на 
0,292%.
Влияние фондовооруженности и уровня образования занятого населения на производительность 
и оплату труда известны [16, 17]. Но отрицательное 
влияние фактора распространения частной собственности в сфере производства и положительное 
влияние неравенства распределения доходов при 
уровне неравенства, значительно превышающем 
уровень неравенства в развитых странах, на первый 
взгляд, противоречат известным представлениям 
[10, 16, 17, 18].
Отрицательное влияние на производительность 
труда распространения частной собственности 
в России было выявлено с помощью построения 
эконометрических моделей по данным статистики 
регионов за 2010 г. [14]. При этом отмечалось, что 
многие экономисты указывали на проблемы формирования и несовершенство института собственности 
в современной России [20, 21]. Это позволяет 
утверждать, что несовершенство института собственности в России повлекло за собой отрицательное 
влияние частной собственности на производительность и оплату труда.
Положительное влияние неравенства распределения доходов на производительность труда при 
уровне неравенства, значительно превышающем 
уровень неравенства в развитых странах, на первый 
взгляд, противоречит известным представлениям. 
Поэтому корреляционно­регрессионный анализ 
был повторен с использованием данных за 2010 г. 
В результате анализа было получено уравнение регрессии, характеристики которого представлены 
в табл. 6. Сопоставляя характеристики уравнений 
регрессии производительности труда, отражающих 
данные за 2010 и 2011 гг., можно видеть, что принципиальных различий между ними нет. Неравенство распределения доходов положительно влияет 
на производительность труда.
Полученные результаты заставляют обратиться 
к трудам лауреата Нобелевской премии С. Кузнеца. 
Экономический рост, как это было показано С. Кузнецом, в определенный период экономического развития — в период индустриализации — связан с нарастанием неравенства распределения доходов [22]. 
Соотношение между экономическим ростом и неравномерностью распределения доходов С. Кузнец 
охарактеризовал в 1954 г. Он установил, что с увеличением уровня дохода на душу населения — душевого ВВП неравенство распределения сначала возрастает и лишь после достижения определенного 
уровня дохода на душу населения снижается. Это 
положение Кузнеца в экономической литературе 
получило название «обратная U­образная кривая» 
(inverted U-shaped curve), кривая Кузнеца (Kuznets 
curve). Кривая Кузнеца предполагала связь роста 
и неравномерности на переходном этапе от аграрной 
(традиционной) экономики к индустриальной.
Ю.В. Шараев [23] представил подробный обзор 
исследований, последовавших за выдвижением 
С. Кузнецом гипотезы об «U­образной кривой». 
Длительное время гипотеза Кузнеца, как отмечает 
Ю.В. Шараев, подтверждалась данными по Великобритании, Германии и Соединенным Штатам Америки. Исследования, проведенные Ахлювалиа в 1976 г. 
с использование данных 60 стран, включая развитые, 
развивающиеся и социалистические, подтвердили 
гипотезу Кузнеца. Аналогичный результат дала проверка кривой Кузнеца в 1980­е и первую половину 
1990­х гг. Но расширение объема включаемых в исследования данных в 90­х гг. показало неоднозначность U­образной связи неравенства и экономического роста. Большинство исследований приводили 
к существованию единой преобладающей отрицательной связи между ростом и неравенством. Это, 
как отмечает Ю.В. Шараев, подтверждали исследования перекрестных данных между странами, динамики показателей отдельных стран, связи как между 
абсолютными показателями неравенства и уровнями 
дохода, так и их приростами, при использовании 
разных подходов при измерении этих изменений.
Однако дальнейшие исследования показали, что 
очень высокий уровень подушевого дохода соответТаблица 6

Характеристики уравнения регрессии  
производительности труда в 2010 г.

Параметр
Величина
параметра
t-статистика
P-значение

Регрессор 1, a1
0,659
10,046
0,000

Регрессор 2, a2
2,627
2,197
0,031

Регрессор 3, a3
–0,451
3,073
0,003

Регрессор 4, a4
0,561
3,462
0,001

Значимость F
0,000

Наблюдений
79

Нормированный 
R-квадрат
0,789

  
НИР. Экономика (№ 2 (2), 2013)
 

8

ствует положительной зависимости между неравенством в распределении и уровнем дохода на душу 
населения.
В обзоре Ю.В. Шараева отмечается, что Джон 
Лист и Крэг Гамлет предположили существование 
трех отрезков кривой Кузнеца для стран с разным 
уровнем развития. В слаборазвитых странах, по данным Дж. Листа и К. Гамлета, наблюдается положительная связь уровня неравенства и уровня душевого 
ВВП. Примерами таких стран в период 1961–1992 гг. 
были Индия, Гана, Пакистан, Танзания, Гондурас, 
слаборазвитые азиатские и африканские страны. 
В среднеразвитых странах наблюдается отрицательная связь уровня неравенства и уровня душевого 
ВВП. Примерами таких стран стали Аргентина, Бразилия, Китай, Южная Корея, восточноевропейские 
страны и бывший СССР, большинство латиноамериканских стран, Израиль, Испания, Греция. В группе высокоразвитых стран наблюдается положительная связь неравенства и душевого ВВП. Примерами 
таких стран служат США, Канада, Япония, Австралия, высокоразвитые западноевропейские страны. 
Исследование проводилось на основе использования 
сравнения оценок моделей фиксированного и случайного эффектов (fixed- and random-effects models).
Новую форму кривой, показывающую связь душевого ВВП и уровня неравенства распределения 
доходов, Р. Триббл назвал S­образной [24]. Автору 
представляется, что утверждение Триббла о том, 
что найдена новая закономерность экономического 
развития и S­образная кривая пришла на смену 
U­образной кривой С. Кузнеца, излишне оптимистично. База данных исследований не слишком велика, а уровень детерминации моделей, полученных 
в 1990­х гг., не велик. Единственно неоспоримый 
вывод, который можно сделать на основе исследований, проведенных в последние десятилетия, состоит в том, между уровнем неравенства доходов 
и уровнем душевого ВВП может существовать как 
положительная, так и отрицательная связь. Следует 
согласиться с Ю.В. Шараевым в том, что «неравенство — это не только конечный результат экономического развития, но и одна из важнейших детерминант экономического роста» [23, с. 180].
Таким образом, можно считать, что в современной 
России функционирует механизм экономического 
роста, в котором именно нарастание неравенства 
доходов стимулирует рост производства и производительности труда. Это может быть объяснено особенностями сформировавшейся в современной 
России институциональной среды и социальной 
структуры общества.

На основе моделей производительности и оплаты 
труда можно дать оценку тенденций их изменения 
в краткосрочной перспективе с использованием 
оценок тенденций изменений определяющих их 
факторов.
По данным Росстата, в период с 2001 по 2011 г. 
фондовооруженность труда и доля численности занятого в частном секторе населения постоянно 
росли [7]. Уровень неравенства после небольшого 
снижения в 2011 г. возобновил тенденцию роста 
в 2012 г. [25]. Поскольку в течение предшествовавшего десятилетия наблюдалась устойчивая тенденция роста [13], можно полагать, что тенденция роста 
неравенства сохранится в ближайшие годы.
Оценка перспектив того, как изменится уровень 
образования занятого населения в ближайшие годы, 
достаточно сложна. На рис. 2 представлены результаты расчета средней продолжительности обучения 
занятого населения, выполненные на основе данных 
Росстата [7].
В 2012/2013 учебном году завершается переход 
полной средней школы от 10 лет к 11 годам обучения. В 2011 г. начался переход к двухуровневой системе высшего образования, причем большинство 
студентов будут обучаться 4 года. Они получат квалификацию бакалавра. Ранее большая часть студентов обучалась в течение 5 лет. С учетом массовости 
высшего образования наиболее вероятна стабилизация уровня образования занятого населения.
Существенное изменение институциональных 
особенностей в краткосрочной перспективе прогнозировать весьма сложно.
Таким образом, рост фондовооруженности, уровня неравенства распределения доходов могут обеспечить небольшой рост производительности 
и оплаты труда, поскольку рост занятости в частном 
секторе препятствует росту производительности 
и оплаты труда в связи с несовершенством института 
собственности в современной России.
Несмотря на то что полученные эконометрические модели объясняют свыше 80% уровня производительности труда и свыше 75% уровня оплаты 
труда, представляет интерес выявление факторов, 
ответственных за оставшуюся не объясненной часть 
производительности и оплаты труда. Для решения 
этой проблемы может быть полезно исследование 
экономики регионов, которые демонстрируют наибольшие отклонения от предсказываемых моделью 
значений показателей.
На рис. 3 представлены регионы, производительность труда в которых в наибольшей степени отклоняется от предсказаний полученной модели. Кроме 

НИР. Экономика (№ 2 (2), 2013) 

9

11,8

11,9

12,0

12,1

2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011

Годы

Уровень 
образования 
занятого 
населения, лет

Рис. 2. Изменение среднего уровня образования занятого населения России

того, на рис. 3 представлены отклонения в столичных регионах — Москве и Санкт­Петербурге. 
На рис. 4 показаны регионы, оплата труда в которых в наибольшей степени отклоняется от предсказаний полученной модели, в том числе в столичных регионах — Москве и Санкт­Петербурге. 
Данные об отклонениях производительности и 
оплаты труда от предсказываемых полученными 
моделями могут послужить основой выявления дополнительных факторов, оказывающих влияние на 
производительность и оплату труда в России.

Заключение

Выполненное исследование позволяет считать, 
что основными факторами, определяющими производительность и оплату труда в современной России, 
являются фондовооруженность труда, уровень образования занятого населения, занятость в частном 
секторе экономики, уровень неравенства распределения доходов. В экономике России в 2011 г. влиянием 
этих факторов объясняется производительность труда на 81,3%, уровень оплаты труда — на 76,2%.
Фондовооруженность труда, уровень образования занятого населения и неравенство распределения доходов способствуют росту производительности и оплаты труда. Занятость в частном секторе 
экономики препятствует росту производительности 
и оплаты труда.
Положительное влияние неравенства распределения доходов на производительность и оплату труда свидетельствует о том, что в стране воспроизводится закономерность, присущая, с одной стороны, 
беднейшим, с другой стороны — богатейшим странам мира. Эта закономерность объясняется социальной и институциональной структурой общества. 
Отрицательное влияние занятости в частном секторе экономики на производительность и оплату 
труда объясняется несовершенством института соб-0,4
-0,3
-0,2
-0,1
0
0,1
0,2
0,3
0,4
0,5
0,6

Ивановская область
Самарская область
Курганская область
Забайкальский край
г. Москва

г. Санкт-Петербург
Белгородская область
Владимирская область
Калининградская область
Оренбургская область
Красноярский край
Кемеровская область
Омская область
Республика Саха (Якутия)
Сахалинская область

Оклонения от 
предсказаний 
модели 
производительности труда

Рис. 3. Регионы с наибольшими отклонениями производительности труда 
от предсказаний полученной модели и столичные регионы