Результаты регрессионного анализа

Как уже отмечалось выше, основным инструментом проверки наших гипотез выступал набор логит-моделей:

где в матрицу X включены значения описанных в приложении 5.1 переменных; (3 — вектор оцениваемых коэффициентов.

Таблица 5.1 отражает результаты оценки моделей, использованных для проверки первой и второй гипотез. Проведенный регрессионный анализ подтвердил первую гипотезу о том, что в 2005 г. до принятия 94-ФЗ преимущества в доступе к государственным заказам имели фирмы с госучастием, старые предприятия (созданные до 1992 г.) и более крупные фирмы.

Анализ на данных 2009 г. показал, что доля фирм, участвующих в госзакупках, существенно выросла (с 28 до 41%). При этом в условиях действия 94-ФЗ крупные фирмы по-прежнему сохранили преимущества в доступе к госзаказам. Однако для старых предприятий соответствующий коэффициент стал незначимым, как и коэффициент для фирм с госучастием — в моделях, оцененных по панельным данным. Таким образом, мы можем констатировать, что цели по устранению барьеров доступа к госзаказам для новых поставщиков, включая малые и средние предприятия, были достигнуты, но лишь частично.

Данные 2009 г. также свидетельствуют о том, что фирмы, расположенные в более развитых регионах России, существенно чаще получают государственные заказы, хотя в 2005 г. такого различия не наблюдалось. Одновременно, как показано в работе [Yakovlev, 2010], написанной на этих же эмпирических данных, регионы с более высоким инвестиционным потенциалом в 2007—2008 гг. реже предоставляли предприятиям прямую государственную поддержку. Мы можем предположить, что в зависимости от уровня развития в регионах РФ в последние годы складывались разные модели взаимодействия между предприятиями и властями — с доминированием прямой поддержки в адрес предприятий в менее разТаблица 5.1

Оценка влияния факторов размера, периода создания и структуры собственности фирм на результаты отбора поставщиков для госнужд в 2004 и 2008 гг.

витых регионах и с оказанием влияния на предприятия через госзакупки в более развитых регионах.

Для проверки третьей гипотезы к набору базовых переменных были добавлены переменные, характеризующие эффективность деятельности предприятия: ISO — наличие сертификации системы управления предприятием по стандартам ISO или иным международным стандартам; Invest — масштаб инвестиций предприятия в 2005—2008 гг.; Export — размеры экспорта в 2008 г.; Credit — предоставление предприятию кредитов банками в 2008 г. Результаты оценивания соответствующей логит-модели приведены в таблице 5.2. Коэффициенты при всех новых переменных оказались незначимыми. Таким образом, использование процедур 94-ФЗ не обеспечило условий для отбора более эффективных фирм для участия в госзакупках.

Оценка влияния факторов «модернизационной» активности фирм на результаты отбора поставщиков для госнужд в 2008 г.

Таблица 5.2

Окончание табл. 5.2

Для проверки четвертой гипотезы в модель кроме набора базовых переменных были добавлены переменные Support (поддержка, оказанная фирмой органам власти в 2007-2008 гг.) и Association (членство в бизнес-ассоциациях), характеризующие взаимоотношения предприятий с органами власти. Как видно по данным таблицы 5.3, коэффициент при переменной Support оказался незначимым, а коэффициент при переменной Association — значимым только в модели, оцениваемой по полному набору данных. Незначимым в моделях, оцениваемых по панельным данным, также остается коэффициент при переменной State_Owner, характеризующей участие государства в капитале фирмы. Таким образом, мы можем предположить, что процедуры 94-ФЗ ограничивают влияние факторов связи с государством на отбор поставщиков по госзаказам.

Вместе с тем факт поставок по госзаказам в 2004 г. очень существенно влиял на участие фирмы в госзакупках в 2008 г. Этот фактор не только был высоко значим во всех моделях (р < 0,01), но его включение приводило к существенному увеличению всех показателей качества подгонки моделей.

Поскольку переменные Support, State_Proc2004 могли являться эндогенными, мы оценили несколько систем уравнений (multivariate probit model) с бинарными зависимыми переменными State_Proc2008 и Sup (бинарная переОценка влияния факторов «близости к государству» на результаты отбора поставщиков для госнужд в 2008 г.

Таблица 5.3

менная, равная 1, если предприятие оказывало поддержку государству, и 0, если не оказывало); State_Proc2008 и State_Proc2004; State_Proc2008, State_Proc2004 и Sup. Результаты оценивания приведены в приложении 5.2. Поскольку коэффициент корреляции р₂₁ в первой системе и группу коэффициентов корреляции в третьей системе можно считать незначимыми (см. табл. П.5.2, П.5.4), нет необходимости оценивать эти системы в совокупности. В то же время поскольку коэффициент корреляции р₂₁ во второй системе значим, то для переменных State_procure2008 и State_Procure2004 лучше оценивать систему, что и сделано ниже.

Полученные при оценке системы с зависимыми переменными State_Proc2008 и State_Proc2004 результаты (см. табл. П.5.3) подтверждают сделанный ранее вывод о влиянии поставок по госзаказам в 2004 г. на факт участия в госзакупках в 2008 г. Вместе с тем оценка системы уравнений позволила отловить эффект, связанный с менее активным участием фирм с иностранными собственниками в системе госзакупок в 2004 г.

Далее мы попытались выяснить, произошли ли изменения в системе «откатов» за доступ к госзаказам. В анкету обследования ГУ ВШЭ также были включены вопросы о распространенности «откатов» в системе госзакупок и об участии фирм в поставках по госзаказам. Поскольку по инициативе Всемирного банка такие же вопросы на аналогичной выборке были заданы в рамках первого раунда мониторинга в 2005 г., появилась уникальная возможность сравнить ситуацию до и после изменения законодательства о закупках. В обоих случаях вопросы задавались применительно к периоду, предшествующему обследованию, т.е. сравнивались 2004 и 2008 гг.

Отвечая на вопрос «Как часто предприятиям Вашей отрасли при получении государственных или муниципальных заказов приходится давать взятки или “откаты”?», в 2009 г. 17% респондентов выбрали варианты «практически всегда» или «часто», а 22,5% фирм заявили, что такая практика встречается иногда (см. табл. 5.4). В 2005 г. аналогичные цифры составили 20 и 14%. Иными словами; до реформирования системы госзакупок об «откатах» говорили 34% фирм, спустя три года после реформы их стало почти 40%. Позитивные сдвиги выражаются лишь в том, что примерно на 3% уменьшилась доля предприятий, которые рассматривают «откаты» как массовое явление. Эти пропорции сохранялись и при учете ответов только тех фирм, которые участвовали в поставках по госзаказам в 2004 и 2008 гг.

Мы проверили также статистическую значимость различий в ответах на вопрос о коррупции в госзакупках на панельных данных. Для каждого предприятия сравнивалась пара ответов на вопрос об «откатах» в госзакупках в 2005 и 2009 гг. В качестве основной проверялась гипотеза о равенстве среднего разности нулю (при двусторонней альтернативной гипотезе), что соответствовало отсутствию изменений в ситуации с «откатами» с точки зрения предприятий. Поскольку переменная Kickback являлась категориальной (она принимала значения 1 — всегда, 2 — часто, 3 — иногда, 4 — никогда), то для проверки гипотезы были выбраны непараметрические критерии, а именно Wilcoxon signed-rank-test и Marginal Homogeneity Test.

Таблица 5.4

Оценка распространенности «откатов» при получении государственных или муниципальных заказов до и после введения 94-ФЗ

Результаты проверки гипотезы об отсутствии изменений свидетельствуют о том, что данная гипотеза не отвергается в обоих случаях. Следовательно, мы можем утверждать, что, по мнению респондентов, после принятия 94-ФЗ в системе госзакупок не произошло значимых изменений с «откатами».