CC BY
42
Экономический вестник Ростовского государственного университета Ф 2008 Том 6 №1 Часть 2
Институт социального обеспечения нацелен на удовлетворение потребностей тех членов общества, которые, по мнению государства, не в состоянии получать экономические блага в результате эквивалентного обмена продуктов труда на свободном рынке. Целью института социального обеспечения является поддержание платежеспособности покупателей свободного рынка, сохранение конкурентной среды за счет увеличения числа платежеспособных покупателей, обеспечение стабильного функционирования рыночной экономики в целом.
Институты государственно-централизованного распределения отличает целенаправленный характер развития, что обусловлено сознательными действиями центральных органов государственного регулирования, стремящихся реализовать ту или иную концепцию экономической политики. Субъектами государственно-централизованного распределения ресурсов и благ выступают государство в лице правительства и его органов, страховые, пенсионные, благотворительные и т. п. организации.
Институты свободного рыночного обмена и государственно-централизованного распределения представляют собой идеальные типы, которые в реальности сосуществуют в той или иной пропорции. До 30-х годов XX столетия преобладали институты свободного рыночного обмена, подобные тем, которые описал А. Смит и его последователи. Институты государственной собственности и предпринимательства, налогов и сборов, охраны рыночных прав и свобод хозяйственных субъектов не определяли характера экономики того периода. Великая депрессия послужила отправной точкой изменения соотношения институтов свободного рынка и государственно-централизованного распределения ресурсов [2, с. 40].
Без усиления роли и значения институтов государственного регулирования оказалось невозможным поддерживать хрупкое равновесие рыночного обмена.
В заключении хотелось бы отметить, что необходимость расширения масштабов, усиления роли и возрастания значимости институтов государственно-централизованного распределения теоретически обосновал Дж.М. Кейнс. Он подчеркивал: «Хотя расширение функций правительства в связи с задачей координации склонности к потреблению и побуждения инвестировать показалось бы публицисту XIX в. или современному американскому финансисту ужасающим покушением на основы индивидуализма, я, наоборот, защищаю его как единственное практически возможное средство избежать полного разрушения существующих экономических форм и как условие для успешного функционирования личной инициативы» [1, с. 430].
ЛИТЕРАТУРА
1. Кейнс Дж.М. Общая теория занятости, процента и денег // Антология экономической классики. Т. 2. М., 1993.
2. Социальная рыночная экономика Германии и экономическая трансформация в России / Под общ. ред. Х.Х. Хеманна. Кельн - Москва, 1996.
3. Шлехт О. Этическое содержание социального рыночного хозяйства // Социальное рыночное хозяйство. СПб.: Экономическая школа, 1999.
САФАРОВА Л.А.
АЛЬТЕРНАТИВНЫЙ ПОДХОД К СТАТИСТИЧЕСКОМУ ОЦЕНИВАНИЮ УРОВНЯ НЕРАВЕНСТВА И БЕДНОСТИ ДОМОХОЗЯЙСТВ
Экономические и социальные трансформации, начавшиеся в России последнее десятилетие прошедшего столетия, сопровождались ростом неравенства во всех важнейших сферах жизнедеятельности домохозяйств: доходном, имущественном, доступе к образованию и здравоохранению. Неравенство, безусловно, является существенным фактором бедности, влияющим как на динамику бедности, так и на её восприимчивость к экономическому росту.
Общепринятый индикатор неравенства индекс Джини возрос с 0,260 в 1991 до 0,409 в 1994 году, затем несколько снизился до 0,405 в 2005. Опасность столь высокого неравенства состоит в том, что именно уровень дифференциации доходов в общественном сознании ассоциируется с социальной справедливостью. Рост неравенства должен сопровождаться улучшением положения малообеспеченных групп населения. С позиции укрепления социальной стабильности политика доходов и социальной защиты населения должна формироваться таким образом, чтобы доходы наименее обеспеченных групп населения были достаточны для поддержания прожиточного минимума. Только в этом случае рост доходов наиболее обеспеченных групп не будет фактором, увеличивающим социальную напряженность в обществе.
К сожалению, показатели, характеризующие положение социально уязвимых групп населения, до конца 90-х годов имели негативный тренд. Снижение социальных гарантий для населения, их невысокий абсолютный размер, не позволил им стать реальным инструментом поддержки семей, людей, попавших в тяжелое материальное положение в период активных рыночных преобразований. Что, к примеру, может гарантировать семье с несовершеннолетними детьми пособие на ребенка в размере 3% от прожиточного минимума?
Устойчивый экономический рост, начавшийся в России с 2000 года, повернул внимание власти, общества к проблемам неравенства и бедности. Приоритетными задачами общества наряду с удвоением ВВП провозглашено сокращение бедности. Существенное увеличение материнских пособий, регулярная индексация пенсий - яркое тому свидетельство.
В связи с фундаментальными изменениями в сфере социальной поддержки населения, усилением адресного характера пособий и льгот, особую актуальность приобретает задача оценки эффективности политики государства в области социальной защиты населения. Важную роль в этом играет совершенствование математико-статистического инструментария, позволяющего осуществить подобные оценки наиболее корректным способом.
Оригинальную методологию оценки эффективности социальных программ и социальной политики в преодолении бедности и элиминировании неравенства разработали Лерман и Юджаки ^егтап, Yitzhaki, 1982, 1985, 2002). Их подход отличается от традиционных подходов, тем, что в качестве основного инструмента анализа используется коэффициент (индекс) Джини, обладающий многими полезными для анализа социальной политики свойствами.
В данной работе впервые на данных Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения (RLMS) (2000-2005 годы) с использованием подхода Лермана, Юджаки проведена оценка вклада в неравенство и бедность различных источников доходов домохозяйств, что позволило нам дать оценку эффективности социальной политики государства в этот период.
Исходная посылка анализа состоит в том, что поскольку по определению кумулятивные распределения бедных и богатых не пересекаются, то можно осуществить декомпозицию любого индекса неравенства на: неравенство среди бедных; неравенство среди не бедных («богатых»); межгрупповое неравенство (неравенство бедных против богатых).
Рассмотрим влияние различных источников дохода на неравенство в душевых доходах на основе декомпозиции коэффициента Джини, предложенной Лерманом и Ютжаки. Обозначим общий душевой доход домохозяйства как у, кумулятивную функцию распределения этого дохода как Б(у), которая принимает значение 0 для самого бедного домохозяйства и значение 1 для самого богатого. Средний душевой доход домохозяйства обозначим как . Коэффициент Джини может быть разложен следующим образом:
^ =2осу [у, [ (у )]/] = ,
где Gy - индекс Джини для общего душевого дохода, Gi - Джини для дохода у. из источника . Si - доля общего дохода полученного из источника . и ^- корреляция Джини между доходом из источника . и общим доходом. Корреляция Джини определяется как
= со [ у,, ^ (у)]/ cov [ у,, ^ (у,)]
где Б(у.) - функция кумулятивного распределения душевых доходов из источника ь
Корреляция Джини Ri принимает значения в интервале от -1 до 1. Такие источники, как доходы от собственности, которые обычно имеют тенденцию к сильной и положительной корреляции с общим доходом, будут иметь значительную положительную Джини корреля-
Экономический вестник Ростовского государственного университета Ф 2008 Том 6 №1 Часть 2
Экономический вестник Ростовского государственного университета Ф 2008 Том 6 №1 Часть 2
цию. Доходы из таких источников, как трансферты имеют тенденцию иметь меньшую и возможно отрицательную корреляцию Джини. Абсолютный вклад источника дохода в неравенство в общем душевом доходе есть SiRiGi.
Эта декомпозиция предлагает простой путь оценки воздействия на неравенство в общем доходе предельных процентных изменений одинаковых для всех домохозяйств в доходе из определенного источника. Как показал Ютжаки воздействие для всех домохозяйств увеличения дохода из источника в этом случае такое, что у. умножается на (1+е.), где е. стремится к нулю, есть
дОу / \
—у- = Б (ЯО - О )
дег Л 1 1 у}
Это уравнение может быть переписано для того, чтобы показать, что процентные изменения в неравенстве вследствие предельных процентных изменений в доходе из источника . равны тому, что источники вносят в Джини минус их вклад в общий доход. Другими словами, для оценки предельного перераспределительного воздействия источника дохода используется не индекс Джини для этого источника, а величина ^, которую называют «псевдо» Джини. Альтернативно, обозначив п ,■ = / Оу, так называемая доходная эластичность Джини
^1Е) для источника . предельные процентные изменения в источнике дохода из источника . идентичные для всех домохозяйств на Джини для общего дохода в процентных терминах есть:
дОу / де, Б ЯО , ч
у 1 • • - Б, = Б, (п-1)
____=_____
О О
у у
Отсюда процент увеличения в доходе из источника с 01Е меньше (больше) чем единица будет уменьшать (увеличивать) неравенство в душевом доходе. Чем меньше 01Е тем больше перераспределительное воздействие. 01Е источника дохода может быть записано как:
С0У (х,, ^ (у ))а1 , С0У ^ ^ (у))
где х- источник душевого дохода . у - душевой доход и Si есть доля источника дохода ь
Отношение ковариаций есть инструментальная переменная оценки наклона кривой Энгеля источника дохода . по отношению к доходу у с инструментом Б(у). Отсюда отношение ковариаций может быть интерпретировано как наклон (или предельная склонность) кривой Энгеля от х по у. Si есть средняя склонность доходной эластичности кривой Энгеля. В то же время 01Е есть доходная эластичность Джини по отношению к увеличению дохода из источника ь
Такая же декомпозиция может быть применима к так называемому, расширенному Джини, использующему параметр V для подчеркивания различных частей распределения. Чем больше вес, тем более подчеркивается, что размещается на нижней части распределения (п = 2 для стандартного индекса Джини):
^ С0У (у, [1 - ^ (у )У-1)
О (v) =--------^
уУ) у
Следующая декомпозиция представляет инструмент оценки воздействия инструментов политики на индекс Джини и его компоненты. Предположим, что общество разделено на две группы:
- бедные, чей доход у^ ^ - линия бедности),
- богатые, чей доход у^.
Легко показать, что коэффициент Джини для дохода у состоит из:
О = РБ О + РБ О + Оь
уо Р ур ур г уг уг
где Оу , означает коэффициент Джини для доходов у, и .=(о - для всего населения, р - для бедных, г - для бедных), Р. - доля группы в населении, Бу, = Р,у, / у0 доля группы в общем доходе , Оь межгрупповое неравенство.
Заметим, что Буг = 1 - Бур и Рг = 1 - Рр. Так же О = Рр - Бур, т.е. межгрупповое
неравенство равно доле бедных в населении минус их доля в доходе. ОЬ - возрастающая (убывающая) функция линии бедности, зависящая от того является ли Z < (>)уо. Отсюда
для всех практических целей ОЬ - возрастающая функция линии бедности. Этот результат должен быть рассмотрен с предостережением, поскольку рост неравенства среди бедных и рост межгруппового неравенства могут быть просто результатом (неумышленным) роста линии бедности.
Окончательно может быть показано, что воздействие мер политики на неравенство есть функция эффектов каждого компонента в неравенстве такая что:
РрБрОр РуБуОг ь „ Оь
щ = И И И щ = Г Г Г щ = О----
р Оо Оо Оо
где wi- доля этих компонент в коэффициенте Джини. Из уравнений ясно следует, что
щ + щ + щь = 1.
р Г
Типичный пример весов следующий: если Рр=0,3 и Sp=0,05, то Gb= 0,3-0,05=0,25 и общий Джини, который меньше 0,5 означает что wb>0,5. Если Ор < Оо мы получим Щр <0,015. Ясно, что в этом случае львиная доля веса задана межгрупповым неравенством. Отсюда интерес к декомпозиции для того, чтобы пролить больше света на распределение среди бедных.
Общая доходная эластичность Джини может быть разложена как:
щрБр щГБГ
По = р + Пг + щь Пь
Бо Бо
Последнее уравнение представляет общую доходную эластичность Джини как взвешенную сумму внутри и межгрупповой эластичностей. Каждая из компонент доходной эластичности интерпретируется как и общая эластичность. Например, если пр>1, то увеличение .-го источника дохода увеличивает индекс Джини (доходное неравенство) среди бедных.
В качестве индикатора благосостояния домохозяйства на основе информации как индивидуальных вопросников, так и вопросника для домохозяйства RLMS за 2000 - 2005 годы был сформирован показатель располагаемых доходов, включающий в себя кроме денежных доходов оценку натурального потребления из различных источников. В его составе были учтены: зарплата и натуральные выплаты на всех местах работы; пенсии; стипендии; пособия, включающие пособия по безработице и дотации на топливо; помощь, учитывающую межсе-мейные трансферты, помощь благотворительных и других организаций, начиная с 2000 года, сюда включается и помощь государственных социальных органов, кроме пенсий и детских пособий; доходы от продажи и сдачи в аренду личного имущества; доходы от ЛПХ, включая оценку натурального потребления продукции ЛПХ; другие доходы, включающие доходы от вложения капитала, выплаты по страховкам, деньги от возврата долгов и деньги, взятые в долг; алименты; пособия на детей.
Бедными домохозяйствами мы считали те, душевые располагаемые доходы которых ниже линии бедности, представляющей собой 50% от средних душевых доходов.
Таблица 1 представляет декомпозицию коэффициента Джини. Для каждого года в первой строке указана доля лиц, являющихся бедными согласно принятой дефиниции и не бедными (богатыми). Следующая строка представляет средние значения для душевых располагаемых доходов в каждой группе. Превышение средних душевых доходов не бедных над бедными уменьшалось до 2002 года, затем выросло и вновь снизилось до минимума в 2005 году. Третья строка представляет коэффициент Джини, значения которого демонстрируют весьма высокий уровень неравенства и имеют волнообразную форму: снижение до 0,46 в 2001, повышение в 2003 до 0,47 и снижение до 0,42 в 2005 году. Однако, если рассмотреть значения Джини отдельно для бедных и богатых, то видно, что выявленная «волна» характерна лишь для богатых. Коэффициент Джини среди бедных варьирует гораздо меньше. Неравенство среди бедных за исследуемый период снизилось до 0,21, а среди богатых до 0,42. Межгрупповое неравенство в анализируемом интервале изменялось с 0,15 до 0,12.
Экономический вестник Ростовского государственного университета Ф 2008 Том 6 №1 Часть 2
Экономический вестник Ростовского государственного университета Ф 2008 Том 6 №1 Часть 2
Таблица 1
Компоненты коэ( >фициента Д жини по доходам
Год Линия бедности, руб. Показатель Все население Бедные Богатые Межгрупповое неравенство
2000 455 Доля населения 10986 0,1858 0,8142
Средний доход 1326,50 282,66 1564,68
Коэффициент Джини 0,4664 0,2234 0,4073 0,1462
Доля в общем Джини 1 0,0035 0,6829 0,3135
2001 667 Доля населения 12259 0,1957 0,8043
Средний доход 1922,67 411,89 2290,25
Коэффициент Джини 0,4622 0,2313 0,3978 0,1538
Доля в общем Джини 1 0,0041 0,6632 0,3327
2002 875 Доля населения 12635 0,1767 0,8233
Средний доход 2492,96 555,16 2908,72
Коэффициент Джини 0,4489 0,2239 0,3919 0,1374
Доля в общем Джини 1 0,0035 0,6904 0,3060
2003 1090 Доля населения 12755 0,1790 0,8210
Средний доход 3348,32 681,45 3929,72
Коэффициент Джини 0,4772 0,2248 0,4211 0,1426
Доля в общем Джини 1 0,0031 0,6981 0,2988
2004 1315 Доля населения 12882 0,1570 0,8430
Средний доход 4083,86 857,16 4684,99
Коэффициент Джини 0,4717 0,2156 0,4251 0,1240
Доля в общем Джини 1 0,0024 0,7347 0,2630
2005 1733 Доля населения 12383 0,1601 0,8399
Средний доход 4762,63 1108,18 5459,02
Коэффициент Джини 0,4194 0,2131 0,3652 0,1228
Доля в общем Джини 1 0,0030 0,7041 0,2929
Значимым для анализа социальной политики представляется то, что вес, приписанный неравенству среди бедных, не превышает 0,4% общего веса, что означает, что вклад неравенства среди бедных в общее неравенство пренебрежительно мал. Однако это не означает, что бедность не оказывает влияния на общее неравенство. Её воздействие выражается в весе, приписанном неравенству между группами, который варьировал от 29% до 31%.
Тенденции изменения вкладов двух групп населения в неравенство указывают на то, что среди богатых они снизились между 2000 и 2001 годами, а затем до 2004 года возрастали. Вклады бедных имеют пик в 2001 году, а затем резко снижаются. Тенденции вкладов межгруппового неравенства сходны с теми, что демонстрируют бедные, то есть противоположные тем, что выявлены среди богатых.
Зная долю каждой компоненты дохода можно предпринять анализ эффективности государственной социальной политики по каждой компоненте неравенства. Параметр, отражающий этот эффект, есть эластичность по доходу коэффициента Джини. Поясним смысл этой эластичности на следующем примере: предположим правительство повысило цену на некоторый предмет потребления на несколько процентов. Как это отразится на индексе неравенства Джини (и соответственно на уровне экономического благосостояния)? Если доходная эластичность (Джини) равна (больше или меньше) единице, то рост цены не повлияет (увеличит, уменьшит) неравенство. Это правило, которое традиционно применяется для объяснения эластичности по доходу предметов потребления, пригодно так же и для доходной эластичности Джини. Декомпозиция доходной эластичности среди бедных, богатых и между ними позволяет увидеть эффект роста цен и субсидий на неравенство среди бедных, богатых и между ними.
Таблица 2 представляет декомпозицию доходной эластичности Джини для компонент душевых располагаемых ресурсов. Первый столбец представляет эластичность Джини по за-
работной плате, которая близка к единице в обеих группах. Однако среди бедных она была немного ниже единицы, среди богатых - выше, что означает, что одинаковая по размеру прибавка этой компоненты каждому члену домохозяйства будет незначительно уменьшать неравенство среди бедных, и увеличивать среди богатых. Эластичность межгруппового неравенства так же близка к единице. В общем наборе данных пенсии являются компонентой, снижающей неравенство среди домохозяйств. Однако при декомпозиции неравенства выяснилось, что рост пенсий в течение всего интервала вел к увеличению неравенства среди бедных и снижению его среди богатых. Межгрупповая компонента меньше единицы, что свидетельствует о том, что рост пенсий сокращает разрыв между богатыми и бедными. Этот результат можно объяснить тем, что домохозяйства пенсионеров группируются возле линии бедности: среди бедных они - наиболее состоятельные, а среди богатых - ближе к бедным.
Таблица 2
Эластичность Джини по источникам доходов*
Показатель Год Зарплата и натуральные выплаты Пенсия Стипендия Пособия Помощь Доходы от продажи и сдачи в аренду личного имущества Доходы от ЛПХ Другие доходы Алименты Пособия на детей
Все население 1,05 (0,010) 0,09 (0,003) 0,62 (0,0001) 0,48 (0,0003) 1,24 (0,004) 1,75 (0,005) 1,47 (0,004) 1,64 (0,007) 0,78 (0,0004) 0,14 (0,0004)
Бедные 0,76 1,32 0,89* 0,94* 1,42 0,96* 1,14* 1,44 0,45 0,30
2000 (0,024) (0,025) (0,001) (0,002) (0,007) (0,001) (0,006) (0,008) (0,002) (0,004)
Богатые 1,06 -0,22 0,56 0,31 1,33 1,92 1,58 1,83 0,77 0,11
(0,013) (0,004) (0,0002) (0,0004) (0,005) (0,007) (0,005) (0,011) (0,0004) (0,0005)
Между группами 1,04 0,71 0,77 0,84 1,03 1,26 1,17 1,15 0,88 0,23
Все население 1,07 (0,006) 0,18 (0,002) 0,45 (0,0001) 0,48 (0,0003) 1,04* (0,002) 1,81 (0,004) 1,45 (0,005) 1,60 (0,005) 0,67 (0,0003) -0,19 (0,0003)
Бедные 0,91 1,33 -0,13 0,80* 1,09* 0,82* 0,92* 1,01* 0,67* -0,32
2001 (0,018) (0,019) (0,002) (0,002) (0,004) (0,002) (0,004) (0,004) (0,001) (0,003)
Богатые 1,08 -0,10 0,50 0,30 1,06* 2,06 1,57 1,77 0,53 -0,08
(0,010) (0,004) (0,0002) (0,0003) (0,002) (0,005) (0,006) (0,007) (0,0004) (0,0003)
Между группами 1,05 0,72 0,46 0,84 0,99 1,21 1,15 1,16 0,94 -0,44
Все население 1,08* (0,011) 0,18 (0,003) 0,22 (0,0001) 0,27 (0,0004) 1,07* (0,005) 1,96 (0,011) 1,39 (0,003) 1,73 (0,008) 0,64 (0,0003) -0,06 (0,0002)
Бедные 1,03* 1,10* 0,25 1,23* 0,89* 1,67 1,14* 0,51 -0,10 -0,07
2002 (0,018) (0,020) (0,002) (0,003) (0,005) (0,003) (0,003) (0,005) (0,002) (0,004)
Богатые 1,08 -0,06 0,25 0,06 1,07* 2,23 1,49 1,92 0,47 0,03
(0,012) (0,004) (0,0002) (0,0004) (0,002) (0,009) (0,004) (0,008) (0,0004) (0,0004)
Между группами 1,06 0,69 0,21 0,72 1,04 1,22 1,12 1,19 1,05 -0,24
Все население 0,99* (0,010) 0,14 (0,003) 0,33 (0,0001) 0,21 (0,0003) 1,23* (0,005) 1,93 (0,010) 1,35 (0,003) 1,75 (0,008) 0,36 (0,0002) -0,09 (0,0002)
Бедные 1,06* 1,00* -0,03 1,00* 1,06* 2,11 0,64 0,96* 1,84 -0,23
2003 (0,020) (0,019) (0,001) (0,004) (0,005) (0,002) (0,004) (0,004) (0,002) (0,002)
Богатые 0,97* -0,12 0,22 0,03 1,30* 2,16 1,42 1,94 0,26 -0,17
(0,013) (0,005) (0,0001) (0,0004) (0,006) (0,015) (0,004) (0,010) (0,0003) (0,0003)
Между группами 1,03 0,69 0,60 0,61 1,05 1,23 1,14 1,19 0,58 0,05
Все население 0,96* (0,017) 0,09 (0,004) 0,33 (0,0001) 0,10 (0,0004) 1,10* (0,003) 1,97 (0,021) 1,23 (0,003) 1,84 (0,010) 0,41 (0,0003) -0,04 (0,0003)
Бедные 1,00* 1,08* 0,69* 0,79* 0,75* 1,42* 0,66* 1,19* 2,03 0,32
2004 (0,018) (0,018) (0,001) (0,003) (0,007) (0,002) (0,005) (0,005) (0,004) (0,004)
Богатые 0,93 -0,12 0,12 -0,11 1,14* 2,17 1,25 2,01 0,37 0,04
(0,021) (0,006) (0,0002) (0,0006) (0,004) (0,028) (0,003) (0,015) (0,0004) (0,0003)
Между группами 1,02 0,67 0,95 0,68 0,98 1,23 1,12 1,22 0,55 -0,26
Все население 1,04 (0,008) 0,19 (0,002) 0,43 (0,0002) 0,37 (0,0006) 1,13* (0,003) 1,59 (0,002) 0,86 (0,002) 2,02 (0,007) 0,43 (0,0003) -0,11 (0,0003)
Бедные 0,98* 1,14 2,05 1,42 0,50 1,36* 0,71* 0,11 2,08 -0,51
2005 (0,021) (0,019) (0,003) (0,007) (0,006) (0,002) (0,004) (0,004) (0,003) (0,002)
Богатые 1,02* -0,01 0,42 0,21 1,17* 1,72 0,79 2,28 0,29 -0,16
(0,011) (0,004) (0,0002) (0,0009) (0,003) (0,003) (0,002) (0,010) (0,0004) (0,0004)
Между группами 1,05 0,65 0,49 0,77 1,02 1,18 1,04 1,25 0,75 -0,04
* Примечание: В круглых скобках бустрепные стандартные ошибки. Знаком * помечены не значимые на 5% уровне эластичности в предположении нормальности асимптотического распределения оценок.
Экономический вестник Ростовского государственного университета Ф 2008 Том 6 №1 Часть 2
Экономический вестник Ростовского государственного университета Ф 2008 Том 6 №1 Часть 2
Рост детских пособий уменьшает неравенство и среди бедных, и среди богатых. Межгруп-повое неравенство указывает на то, что рост пособий сокращает разрыв между богатыми и бедными, более того, процесс сглаживания несколько ускорился после 2000 года. Таким образом, результаты свидетельствуют о том, что программа выплаты детских пособий распределяется в основном среди населения, находящегося ниже черты бедности и среди не бедных («богатых»), группирующихся возле линии бедности.
Рост пособий по безработице и дотаций на топливо является фактором, снижающим неравенство и среди богатых, и среди бедных. Эти виды пособий вели к росту неравенства 2005 году (этот вывод может быть подвергнут сомнению, поскольку часть значений является статистически незначимой). Межгрупповое неравенство так же указывает на то, что рост этих видов пособий сокращает неравенство между богатыми и бедными. Компонента помощи, включающая межсемейные трансферты, помощь от благотворительных организаций и с 2001 года пособия от органов социальной защиты (кроме детских пособий), является компонентой увеличивающей неравенство, как среди бедных, так и среди богатых. Однако её характер различен для бедных и богатых. Для бедных эта компонента увеличивала неравенство в 2004 и 2005 годах. Среди богатых она либо являлась фактором снижения неравенства, либо нейтральным к росту компоненты. Межгрупповое неравенство в течение всего периода было близко к единице. Основные выводы, следующие из поведенного анализа, состоят в том, что в течение всего периода в общее неравенство бедных были пренебрежительно малы (0,4%), в то время как вклады в межгрупповое неравенство достигали 33%. Это весьма важное обстоятельство для обоснования политики перераспределения доходов с целью снижения бедности. Динамика эластичности коэффициента Джини по заработной плате позволила выявить, что изменения заработной платы в течение 2000-2005 годов не меняли существенно неравенство ни среди бедных, ни среди состоятельных домохозяйств, ни между этими группами.
Рост пенсий в течение всего периода вел к снижению неравенства среди состоятельных домохозяйств и росту неравенства среди бедных. Более того, рост пенсий сокращал разрыв между бедными и не бедными домохозяйствами. Это подтверждает, что, во-первых, пенсионеры являются пограничной к черте бедности группой, во-вторых, указывает на то, что индексация пенсий в течение исследуемого периода являлась единственным реальным инструментом сокращения бедности. Все виды пособий и помощи демонстрируют крайне низкий вклад в неравенство. Более важным представляется то, что сходный характер эластичности коэффициента Джини по этим видам выплат как среди бедных, так и среди состоятельных домохозяйств свидетельствует о неэффективности подобных программ в борьбе с бедностью в анализируемый период.
ЛИТЕРАТУРА
1. Leman R., Yitzhaki S. Income inequality effects by income source: a new approach and applications to the United States // The Review of Economics and Statistics. 1985. Vol. 67. № 1.
2. Wodon Q., Yitzhaki S. Inequality and social welfare // Poverty reduction strategies source book / Ed. by J. Klugman. World Bank, Washington, D.C., 2001.
3. Yitzhaki S. Do we need a separate poverty measurement? // European Journal of Political Economy. 2002. Vol. 18. № 1.
СЕРЕБРЯКОВ П.Ю.
КАТЕГОРИАЛЬНО-КРИТЕРИАЛЬНЫЙ АНАЛИЗ ЭФФЕКТИВНОСТИ ФУНКЦИОНИРОВАНИЯ РЕГИОНАЛЬНЫХ ЭКОНОМИЧЕСКИХ СИСТЕМ
С 60-70-х гг. ХХ в. отечественные и зарубежные экономисты отмечают растущую роль услуг в национальном богатстве развитых стран и мировой экономике: доля сферы услуг в ВВП промышленно развитых стран решительно приближается к отметке в 70%, а в некоторых
