РЕ 92 - той же у 1992 р.;
GDP t - 1 - валовий регіональний продукт на душу у році t - 1;
UNEMPL t -1 - рівень загального безробіття в регіоні в році t - 1;
TRANSP t - 1 - розмір трансфертів на душу населення з Федерального фонду фінансової підтримки регіонів у році t - 1;
СХ - вектор контрольних змінних. Рівняння оцінював вісь окремо для кожного з трьох років у інтервале1995-1997 рр.. Всі незалежні змінні, відповідні нашим гіпотезам, по відношенню до РЕ t взяті з лагом в один рік (t - 1).
Зайнятість у соціальній сфері залежить, очевидно, також від значного числа факторів, що лежать поза перевіряються гіпотез. Наприклад, на чисельність вчителів і лікарів у регіоні впливає загальна кількість дітей дошкільного та шкільного віку, чисельність населення пенсійного віку, рівень урбанізації, адміністративний статус регіону (республіка, край, область) і т.п. Відповідно, при перевірці наших гіпотез треба елімінувати вплив цих обставин, тобто ввести в рівняння регресії відповідні змінні як контрольні. В якості контрольних ми використовували такі змінні: частка осіб у віці нижче працездатного (0-15), частка осіб у віці старше працездатного (55); частка міського населення в регіоні; статус регіону, Москви і Петербурга, зокрема, як міст федерального значення.
Щоб врахувати сильний розкид значень відносно лінії регресії, стандартні помилки оцінювалися як робастні і скоректовані методом Уайта. Всі розрахунки проведені за допомогою статистичного пакета. Результати представлені в табл.5.
Всі рівняння значущі. Змінні в правій частині кожного рівняння описують близько 80% всієї варіації в частці бюджетної зайнятості в регіонах. Аналіз отриманих коефіцієнтів дозволяє відкинути гіпотези 1 і 2. Коефіцієнти перед змінними, пов'язаними з цими гіпотезами (подушний ВВП і рівень безробіття), статистично малозначущі і, відповідно, слабко відрізняються від нуля.
Гіпотеза 3, що припускає зв'язок між рівнем зайнятості в соціальному секторі та подушний величиною трансфертів у регіональні бюджети, навпаки, отримала підтвердження в рівняннях за всі роки, по яких є дані. Іншими словами, зростання величини трансфертів, що перераховуються в регіональний бюджет в даному році, веде до збільшення частки зайнятих в охороні здоров'я та освіті в наступному році. Звичайно, твердження про те, що зв'язок між трансфертами і зайнятістю носить саме такий характер, потре ся в додатковій перевірці. До жаль, тест Грангера, використовуваний для перевірки причинності, в даному випадку непридатний, оскільки вимагає довших часових рядів. Однак аналіз матриці кореляцій свідчить, що найбільші значення парних коефіцієнтів кореляції досягаються тоді, коли значення трансфертів йдуть із зворотним лагом, тобто, зрушені в часі назад порівняно зі значе...
