НИР. Экономика, 2013, №4 (4)

НаучНые исследоваНия и разработки

Научно-практический журнал

Экономика

4(4)/2013

ISSN 2308-2844

СОДЕРЖАНИЕ

Басовская Е.Н., Басовский Л.Е.
Парадокс неэффективности института 
собственности в экономике 
современной России . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 3

Басовский Л.Е.
Поворотные точки развития экономики 
стран Южной Америки  . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 11

Джон Я. Дж. Толедо
Феномен «Born Global»: ранняя 
интернационализация предприятий  . . . . . . 15

Гуэвара А. Себастьян А., 
Мора П. Сантьяго Э., 
Баутиста В. Паола Х.
Влияние экспорта макадамии 
на экономику Колумбии . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 23

Краюшкина Е.И.
Опыт взаимного страхования 
имущества в дореволюционной России . . . 28

Пашков К.Н., Медушевская И.Е.
Оценка инвестиционной 
привлекательности 
дорожно-строительной организации . . . . . . 32

Хасанова А.Ш., Хадиуллина Г.Н., 
Галиакберова Л.Р.
Внешние эффекты и методы 
их интернализации в современной 
российской экономике . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 41

Информация для авторов . . . . . . . . . . . . . . . . . . 49

Издается с 2013 года
№ 4 (4)/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 25.08.2013. 
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., Basovskiy L.E.
The ineffi  ciency of property paradox 
in the modern Russian economy . . . . . . . . . . . . . 3

Basovskiy L.E.
Turning points in the economic 
development of South-American 
countries . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 11

John Jairo Gil Toledo
The phenomenon of the born global 
early internationalization enterprises . . . . . . . . 15

Guevara A. Sebastian A.,
Mora P. Santiago E., 
Bautista V. Paola H.
Infl uence of export of the macadamia 
on economy of Сolombia . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 23

Krayushkina E. I.
Mutual insurance of property 
in prerevolutionary Russia  . . . . . . . . . . . . . . . . . . 28

Pashkov K.N., Medushevskaya I.E.
How to assess investment appeal 
of a road-building enterprise . . . . . . . . . . . . . . . . 32

Hasanova A.Sh., Hadiullina G.N., 
Galiakberova L.R.
Ways to internalize external eff ects 
in the modern russian economy . . . . . . . . . . . . . 41

Information for authors  . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 49

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. — д-р 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
Сорокина Н.Ю. — канд. экон. наук, доцент Тульского 
государственного университета (г. Тула, Россия)
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 Финансовоэкономического 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)
Мехтабдин Халид — PhD (Экономика), профессор, 
заведующий кафедрой экономики уни верситета 
Св. Розы (г. Олбани, штат Нью-Йорк, США)
Муррей Чарльз — PhD (Экономика), профессор университета Св. Розы (г. Олбани, штат Нью-Йорк, США)
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, профессор, директор 
Ярославского филиала Финансового университета 
при Правительстве РФ (г. Ярославль, Россия)
Попов Е.В. — д-р экон. наук, д-р физ.-мат. наук, 
профессор, член-корреспондент РАН, главный 
ученый секретарь Уральского отделения РАН 
(г. Екатеринбург, 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)

Институт частной собственности традиционно 
считают одним их ключевых факторов экономического роста, институтом, который обеспечивает высокую эффективность и продуктивность экономики 
[1, 2]. Однако экономисты в своих работах неоднократно обращали внимание на проблемы формирования и несовершенство института частной собственности в России [3–6]. Исследования, основанные на применении эконометрических моделей 
производственных функций и данных региональной статистики, показывают, что распространение 
частной собственности в 2010–2011 гг. отрицательно 
влияло на производительность труда и прибыль 
в экономике страны [7, 8].

Несовершенство институтов способно тормозить 
и даже блокировать экономический рост, снижать 
эффективность и продуктивность экономики [5, 9]. 
На формирование институтов значительное влияние оказывает политика, выражающаяся в писаных 
законах [8–10]. Выполненное авторами исследование показало, что принятые в 2006–2010 гг. федеральные законы, выражающие национальную 
политику, способствовали замедлению экономического роста в Российской Федерации [11]. Это позволяет предположить, что несовершенство института частной собственности отрицательно влияет на 
продуктивность экономики современной России, 
причем несовершенство институтов в определенной 

Парадокс неэффективности института собственности 
в  экономике современной России 

The inefficiency of property paradox in the modern Russian economy

DOI: 10.12737/1470

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 L.N. Tolstoy,
Lenina 125, Tula, Russian Federation, 300026
e-mail: basovskaya.elena@mail.ru

Басовский Л.Е.
Д-р техн. наук, профессор,
ФГБОУ ВПО «Тульский государственный
педагогический университет им. Л.Н. Толстого»,
300026, г. Тула, проспект Ленина, д. 125
e-mail: basovskiy@mail.ru

Basovskiy L.E.
D-r of Technical Sciences, Professor
Tula State Pedagogical University L.N. Tolstoy,
Lenina 125, Tula, Russian Federation, 300026
e-mail: basovskiy@mail.ru

Аннотация
Одним из факторов, определяющих производительность труда в современной России, является занятость в частном секторе экономики, которая существенно снижает производительность труда и продуктивность экономики. Это подтверждается эконометрическими моделями, полученными 
на основе данных региональной статистики за 2001–2011 гг. Отрицательное 
влияние занятости в частном секторе экономики свидетельствует о несовершенстве и неэффективности института собственности в стране. 
Отрицательное влияние фактора собственности тем больше, чем ниже фондовооруженность труда в регионе. Это создало институциональную ловушку. Для снижения отрицательного влияния несовершенства института собственности необходимо наращивать фондовооруженность труда. Существенное отрицательное влияние несовершенства института собственности 
на производительность труда делает неэффективными инвестиции, которые необходимы для повышения фондовооруженности. 
Важным фактором, который, как показывает эконометрический анализ, 
на 70% определивший несовершенство и неэффективность института 
частной собственности, явилась политика, воплощенная в принятых в 
2005–2011 гг. федеральных законах. 
Ключевые слова: неэффективность института собственности, снижение 
производительности труда, уменьшение продуктивности экономики, политика, законы, эконометрические модели.

Abstract
One of the factors that determine the productivity of labor in modern Russia 
is employment in the private sector. Employment in the private sector 
significantly reduces the productivity and efficiency of the economy. This is 
confirmed by econometric models developed on the basis of the regional 
statistics for 2001–2011. The negative impact of employment in the private 
sector proves that the institution of private property is inadequate in this 
country.
The greater the negative effect of the ownership factor, the lower the capital/
labor rate in the region. As a result an institutional trap has emerged. On the one 
hand, to reduce the negative impact of institution of property imperfectness it 
is necessary to raise the capital/labor ratio. On the other hand, investments, 
needed to raise the capital/labor ratio, are inefficient due to that same negative 
effect of institution of property imperfectness on the productivity of labor. 
As the econometric analysis reveals, an essential factor which has heavily 
(up to 70%) contributed to current imperfectness and inefficiency of the private 
property institution is the federal policy embodied in a set of Federal laws 
enacted in 2005–2011.
Keywords: institution of property inefficiency, reduced productivity, declines 
in the productivity of the economy, policy, laws, econometric models.

НИР. Экономика (№ 4 (4), 2013) 
УДК 330(075.8)

  
НИР. Экономика (№ 4 (4), 2013)
 

4

степени порождено политикой, отраженной в принятых федеральных законах.
Для проверки этой гипотезы использовался эмпирический подход, плодотворность которого при 
исследованиях влияния институтов на продуктивность экономики продемонстрирована в ряде работ, 
выполненных за последние годы [12]. В настоящей 
работе построены эконометрические модели с использованием производственных функций в форме 
функций Кобба-Дугласа, которые успешно использовались Р. Барро для моделирования экономического роста [13]. 
Эконометрические модели производственных 
функций строились на основе данных российской 
службы статистики по всем 80 регионам России 
[14, 15]. Поскольку за первую половину периода 
2001–2011 гг. российская служба статистики не публиковала необходимые данные по Чеченской Республике, то модели для этого периода строились по 
данным 79 регионов. В качестве показателя, оценивающего влияние института частной собственности, 
принималась доля занятости в частном секторе по 
регионам России. 
Производственные функции строились в следующем виде:
 
P
Ak l
a b
=
, 
(1)

где P – производительность труда, определявшаяся 
как отношение валового регионального продукта к 
численности занятого населения региона; k – средняя фондовооруженность труда в регионе; l – доля 
занятого населения, работающего в частном секторе 
региона в процентах; A, a, b – параметры производственной функции.
После логарифмирования из уравнения (1) была 
получена модель для линейного регрессионного анализа:

 
y
a
aLnk
bLnl
=
+
+
+
0
ε, 
(2)

где y = LnP; a0 = LnA; Ln – натуральный логарифм;  
ε – случайная составляющая модели.
В моделях вида (1), (2) параметры a и b являются 
коэффициентами эластичности производительности 
труда по фондовооруженности и доле занятого населения, работающего в частном секторе соответственно.
В результате регрессионного анализа получены 
эконометрические модели, основные характеристики которых показаны в табл. 1. 
Данные статистики регионов, используемые в 
модели (2) после логарифмирования, могут иметь 
отклонения от нормального распределения. Поэтому для проверки практической значимости моделей 

важно оценить, реализуются ли в них основные 
предпосылки метода наименьших общих квадратов 
(МНК) [16]. Непосредственная проверка остатков 
моделей показала, что все основные предпосылки 
МНК выполняются на удовлетворительном уровне. 
В качестве примера оценок выполнения предпосылок МНК приведем характеристики модели 
2011 г. 
Основные предпосылки МНК при оценке величин остатков модели выполняются на следующем 
уровне:
1. Величины остатков с вероятностью 95% имеют нормальное распределение.
2. Среднее значение величин остатков отклоняется от нулевого значения чрезвычайно мало, лишь 
на 10−13.
3. Отклонения от гомоскедастичности незначительны.
4. Автокорреляция остатков незначительна.
5. Отклонения от случайного характера остатков 
незначительны.
Величины остатков модели 2001 г. по переменной Lnl представлены на рис. 1. В справедливости 
трех последних оценок можно убедиться по представленным на рис. 1 данным. 
Таким образом, полученные модели практически 
значимы. Все регрессионные модели производительности, параметры которых за период 2001–
2011 гг. представлены в табл. 1, обладают высоким 
уровнем доверительной вероятности (значимость 
F = 0,000) и объясняют большую часть данных 
(R2
прив = 0,59–0,73). 
Полученные параметры моделей позволяют использовать их для подтверждения гипотезы об отрицательном влиянии частной собственности на 
производительность труда в современной России. 
В табл. 2 систематизированы оценки вероятности 
подтверждения гипотезы об отрицательном влиянии частной собственности на производительность 
труда в экономике современной России. При обобщении параметров уравнений регрессии, которое 
представлено в табл. 2, авторы руководствовались 
тезисом о необходимости оценки степени корроборации – степени подтверждения гипотезы [17]. 
Большинством экономистов используется ограниченный набор оценок доверительной вероятности, которая оценивается величинами 0,05 или 0,1. 
Это означает, что гипотеза или теория, позволяющие уточнить оценки по сравнению со средним 
значением с вероятностью менее 95 или 90%, должны отвергаться. Однако никаких методологических 
оснований для этого нет, а использование такого 

НИР. Экономика (№ 4 (4), 2013)

5

Таблица 1

Параметры моделей производственных функций, включающих показатель занятости 
в частном секторе экономики России

Год
Параметр
Величина параметра
t-стати стика
P-значение
Значимость F
R2
прив

2001

a0
7,785
8,140
0,000

0,000
0,589
a
0,880
9,244
0,000
b
–0,388
2,314
0,023

2002

a0
8,232
9,868
0,000

0,000
0,647
a
0,903
10,847
0,000
b
–0,525
3,379
0,001

2003

a0
8,286
9,643
0,000

0,000
0,667
a
0,932
11,144
0,000
b
–0,576
3,676
0,000

2004

a0
7,029
7,667
0,000

0,000
0,644
a
0,975
10,974
0,000
b
–0,274
1,750
0,084

2005

a0
6,453
6,554
0,000

0,000
0,643
a
0,971
11,339
0,000
b
–0,103
0,586
0,559

2006

a0
7,322
7,826
0,000

0,000
0,648
a
0,898
11,426
0,000
b
–0,178
1,039
0,302

2007

a0
7,879
7,496
0,000

0,000
0,605
a
0,845
10,329
0,000
b
–0,222
1,143
0,257

2008

a0
8,376
8,659
0,000

0,000
0,657
a
0,810
11,348
0,000
b
–0,269
1,498
0,138

2009

a0
9,343
10,869
0,000

0,000
0,729
a
0,781
12,726
0,000
b
–0,480
3,033
0,003

2010

a0
8,818
9,775
0,000

0,000
0,725
a
0,808
12,903
0,000
b
–0,379
2,277
0,026

2011

a0
8,830
9,711
0,000

0,000
0,723
a
0,799
13,268
0,000
b
–0,349
2,021
0,047

-0,6

-0,4

-0,2

0

0,2

0,4

0,6

3,7
3,8
3,9
4
4,1
4,2
4,3

Lnl

Остатки 
модели

Рис. 1. Остатки модели (2), 
по данным статистики регионов 
за 2011 г. 

  
НИР. Экономика (№ 4 (4), 2013)
 

6

подхода основывается, как указывает М. Блауг, 
на недостаточном внимании экономистов к методологическим принципам науки [18].

Таблица 2

Оценка вероятности отрицательного влияния занятости 
в частном секторе экономики на производительность 
труда России 

Год
P-значение 
коэффициента 
эластичности b

Вероятность 
подтверждения гипотезы, 
%

2001
 0,023
 97,7

2002
 0,001
 99,9

2003
 0,000
 99,9

2004
 0,084
 91,6

2005
 0,559
 44,1

2006
0,302
 69,8

2007
 0,257
 74,3

2008
 0,138
 96,2

2009
 0,003
 99,7

2010
 0,026
 97,4

2011
 0,047
 95,3

Данные, представленные в табл. 2, свидетельствуют о том, что гипотеза об отрицательном влиянии частной собственности на производительность 
труда в современной России находит подтверждение 
в данных российской статистики. Полученные результаты могут быть подвергнуты сомнению в двух 
случаях. 
Первый случай связан с известным феноменом 
«пропущенной переменной» [19]. Если предположить, что и на производительность труда, и на долю 
занятости в частном секторе оказывает влияние 
какой-либо третий фактор, то его влиянием можно 
было бы объяснить как вариации занятости в част
ном секторе, так и вариации производительности труда. Однако современная экономическая наука не предполагает существование такого фактора [19, 20].  
Второй случай может быть связан с другим известным феноменом «причинно-следственной связи» 
[20]. Если предположить, что весь частный сектор 
российской экономики образован путем приватизации наиболее неэффективных государственных 
предприятий, причина неэффективности частного 
сектора была бы обусловлена его происхождением. 
Таким образом, можно было бы объяснить отрицательное влияние занятости в частном секторе 
на производительность труда. Однако с момента 
массовой приватизации в Российской Федерации 
прошло много лет. Кроме того, в настоящее время 
существенную часть частного сектора составляют 
новые предприятия, новый бизнес. Это позволяет 
исключить проблему «причинно-следственной связи». 
Полученные результаты позволяют считать, что 
распространение частной собственности в сфере 
производства товаров и услуг в стране снижает производительность труда и продуктивность экономики. 
Это свидетельствует о несовершенстве и неэффективности института частной собственности в современной России, на что неоднократно указывали 
экономисты [3–6].  
Степень влияния института частной собственности на продуктивность экономики в 2001–2011 гг. 
менялась. Эти изменения иллюстрируются графиком, представленным на рис. 2. 
Отрицательное влияние фактора частной собственности на производительность труда в начале 
десятилетия усиливалось, но в период 2003–2005 гг. 
его отрицательное влияние стало снижаться. Далее, 
начиная с 2005 г., отрицательное влияние фактора 
частной собственности на производительность труда вновь стало возрастать. Дополнительный провал 

-0,6

-0,5

-0,4

-0,3

-0,2

-0,1

2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011

Годы

Коэффициент 
эластичности

Рис. 2. Коэффициент 
эластичности 
производительности труда 
по фактору частной 
собственности в сфере 
производства товаров и услуг

НИР. Экономика (№ 4 (4), 2013)

7

показателя эластичности в 2009 г. может быть объяснен экономическим кризисом.
Приближенная количественная оценка масштабов экономических потерь, связанных с несовершенством института частной собственности в стране, может быть получена на основе данных о величине коэффициента эластичности и величине доли 
занятого населения, работающего в частном секторе. 
Результаты такой приближенной оценки потерь экономики в 2007–2011 гг. представлены в табл. 3. 

Таблица 3

Оценка потерь экономики в связи с отрицательным 
влиянием частной собственности 
на производительность труда в России

Год
2007
2008
2009
2010
2011

Потери ВВП, %
13
16
29
23
21

Изменение коэффициента эластичности производительности труда по фондовооруженности труда, 
оцененного в результате определения параметров 
уравнения регрессии (2), иллюстрируется данными, 
показанными на рис. 3.  
Основная тенденция изменения коэффициента 
эластичности производительности по фондовооруженности труда состоит в его уменьшении 2001–
2011 гг. Эта тенденция отражается регрессионной 
моделью, параметры которой приведены в табл. 4, 
и иллюстрируется графиком на рис. 3.
На следующем этапе исследования была предпринята попытка определить природу несовершенства института частной собственности и объяснить 
динамику эластичности производительности труда 
по фактору частной собственности в сфере производства товаров и услуг. 
Важность политики, которая, будучи воплощена 
в законах, определяет правила, структурирующие 

поведение экономических субъектов, много раз отмечалась экономистами [9, 10, 21]. Авторы ранее 
выявили отрицательное влияние законотворчества 
на экономический рост в 2005–2010 гг. [11]. Это 
позволило предполагать, что изменение коэффициента эластичности производительности труда по 
фактору частной собственности в период, начиная 
с 2005 г., обусловлено влиянием законотворчества.
В процессе исследования была оценена связь между коэффициентом эластичности производительности 
труда по фактору частной собственности и количеством принимаемых федеральных законов, по данным 
Государственной думы [22]. Оценивалась величина 
коэффициента корреляции между этими показателями по пятилетним периодам: 2001–2005, 2002–2006, 
2003–2007, 2004–2008, 2005–2009, 2006–2010 и 2007–
2011 гг. Результаты оценки представлены на рис. 4.
Результаты корреляционного анализа показывают следующее. В 2004–2007 гг. положительная корреляционная связь между количеством принимаемых федеральных законов и коэффициентом эластичности производительности труда по фактору 
частной собственности сменилась на отрицательную 
связь. Это можно видеть на графике, показанном на 
рис. 4. В начале рассматриваемого периода наблюдалась тесная положительная связь между количе
0,75

0,8

0,85

0,9

0,95

2000
2002
2004
2006
2008
2010
2012

Годы

Коэффициент 
эластичности

Рис. 3. Коэффициент 
эластичности 
производительности труда 
по фактору фондовооруженности труда в сфере 
производства товаров и услуг

Таблица 4

Параметры модели коэффициента эластичности 
по фондовооруженности

Параметр
Величина t-статистика P-значение

Константа
31,76
3,37
0,008

Регрессор
–0,015
3,27
0,010

Значимость F
0,010

Наблюдений
11

Нормированный R-квадрат
0,493

  
НИР. Экономика (№ 4 (4), 2013)
 

8

ством принимаемых федеральных законов и коэффициентом эластичности производительности труда 
по фактору частной собственности. Это позволило 
построить регрессионную модель, отражающую 
влияние количества принимаемых федеральных законов на коэффициент эластичности производительности труда по фактору частной собственности 
для периода 2001–2005 гг. Полученная модель иллюстрируется данными и графиком, представленным на рис. 5.
Полученная регрессионная модель с высоким 
уровнем доверительной вероятности (значимость 
F = 0,047) показывает, что изменение эластичности 
производительности труда по фактору частной собственности на 70,6% (R2
прив = 0,706) объясняется 
принятыми в рассматриваемый период федеральными законами. Таким образом, повышение эффективности института частной собственности, по меньшей 
мере, в 2001–2005 гг. в основном было обусловлено 
политикой, выраженной в принятых в стране законах.
В конце рассматриваемого периода отрицательная корреляционная связь между количеством принимаемых федеральных законов и коэффициентом 

эластичности производительности труда по фактору 
частной собственности стала весьма тесной. Это 
позволило построить регрессионную модель, отражающую влияние количества принимаемых федеральных законов на коэффициент эластичности 
производительности труда по фактору частной собственности для периода 2005–2011 гг. Полученная 
модель иллюстрируется данными и графиком, представленным на рис. 6.
Полученная регрессионная модель с высоким 
уровнем доверительной вероятности (значимость 
F = 0,01) показывает, что изменение эластичности 
производительности труда по фактору частной собственности на 70,8% (R2
прив = 0,708) объясняется 
принятыми в рассматриваемый период федеральными законами. Таким образом, снижение эффективности института частной собственности, по меньшей 
мере, в 2005–2011 гг. в основном было обусловлено 
политикой, выраженной в принятых в стране законах.
Модели, полученные в форме функций КоббаДугласа на основе региональных данных, как известно [17], позволяют дать оценки коэффициентов 
эластичности по отдельным объектам, данные кото
-1

-0,8

-0,6

-0,4

-0,2

0

0,2

0,4

0,6

0,8

2004
2005
2006
2007
Годы

Коэффициент 
корреляции

Рис. 4. Связь между 
эластичностью 
производительности труда 
по фактору частной 
собственности и числом 
принятых федеральных законов

-0,6

-0,5

-0,4

-0,3

-0,2

-0,1

170
180
190
200
210
220
230

Количество федеральных законов, принимавшихся за год

Коэффициент 
эластичности

Рис. 5. Влияние количества 
законов, принятых 
в 2001–2005 гг., 
на коэффициент эластичности 
производительности труда 
по фактору частной 
собственности 

НИР. Экономика (№ 4 (4), 2013)

9

рых использовались для получения моделей. В проведенном исследовании объектами являлись регионы страны. Примеры оценок коэффициентов эластичности производительности по фактору частной 
собственности в регионах приведены в табл. 5 и 6. 
В табл. 5 представлены примеры наиболее «благополучных» регионов, в которых коэффициенты эластичности производительности труда по фактору 
распространения частной собственности имели минимальное по абсолютной величине отрицательное 
значение. В табл. 6 представлены примеры наиболее «неблагополучных» регионов, в которых коэф
фициенты эластичности имели максимальное отрицательное значение.
Анализ данных о величине коэффициентов эластичности производительности труда по фактору 
распространения частной собственности показывает, что динамика этого влияния в абсолютном большинстве регионов совпадает с общероссийской динамикой. В 2003–2006 гг. отрицательное влияние 
фактора частной собственности уменьшалось, а начиная с 2006 г. это влияние росло.
В работе [7] авторами на основе анализа данных 
региональной статистики за 2010 г. была обнаружена 

-0,5

-0,4

-0,3

-0,2

-0,1

200
250
300
350
400
450

Количество федеральных законов, принимавшихся за год

Коэффициент 
эластичности

Рис. 6. Влияние количества 
законов, принятых 
в 2005–2011 гг., 
на коэффициент эластичности 
производительности труда 
по фактору частной 
собственности 

Таблица 5

Регионы с минимальным отрицательным влиянием фактора частной собственности на продуктивность экономики

Регион
Коэффициент эластичности b по годам

2003
2005
2006
2007
2008
2009
2010

Белгородская обл.
–0,52
–0,02
–0,10
–0,14
–0,16
–0,39
–0,27

г. Москва
–0,35
0,10
0,03
–0,05
–0,15
–0,38
–0,29

г. Санкт-Петербург
–0,45
0,03
–0,08
–0,10
–0,13
–0,35
–0,26

Республика Тыва
–0,53
0,03
–0,07
–0,13
–0,18
–0,39
–0,28

Красноярский край
–0,50
0,00
–0,06
–0,09
–0,18
–0,40
–0,25

Сахалинская обл.
–0,49
0,03
–0,07
–0,01
–0,13
–0,40
–0,28

Омская обл.
–0,50
0,04
–0,06
–0,13
–0,18
–0,39
–0,30

Таблица 6 

Регионы с максимальным отрицательным влиянием фактора частной собственности на продуктивность экономики

Регион
Коэффициент эластичности b  по годам

2003
2005
2006
2007
2008
2009
2010

Тамбовская обл.
–0,61
–0,18
–0,25
–0,28
–0,34
–0,51
–0,44

Ярославская обл.
–0,60
–0,17
–0,25
–0,29
–0,33
–0,53
–0,44

Республика Калмыкия
–0,75
–0,30
–0,35
–0,43
–0,46
–0,63
–0,55

Астраханская обл.
–0,61
–0,18
–0,26
–0,31
–0,32
–0,56
–0,49

Республика Мордовия
–0,67
–0,20
–0,27
–0,30
–0,36
–0,56
–0,45

Пензенская обл.
–0,63
–0,15
–0,26
–0,28
–0,32
–0,54
–0,45

Забайкальский край
–0,70
–0,24
–0,32
–0,35
–0,38
–0,59
–0,49

Еврейская авт. обл.
–0,69
–0,18
–0,30
–0,34
–0,42
–0,59
–0,45