CC BY
73
Наталья БОНДАРЕНКО
Факторная оценка представлений о прожиточном минимуме и желаемых доходах и их дифференциации
В последнее время наблюдаются расхождения в динамике оценок "прожиточного минимума" (ПМ) и "нормального дохода" (НД). Вместе с тем в ряде предыдущих публикаций* было выявлено, что оценки ПМ однотипно определяются теми же факторами (среднедушевой доход, дифференциация доходов и темпы роста цен) , что и оценки НД. В данной статье анализируются, в какой степени эти факторы влияют на расхождение динамики средних оценок ПМ и НД, а также на дифференциацию оценок ПМ и НД по доходным группам.
Проблема корректировки оценок прожиточного минимума и нормального дохода, среднедушевого дохода с учетом изменения стоимости жизни. Поясним используемые в данной работе процедуры расчета реальных показателей дохода, оценок прожиточного минимума, нормального дохода.
Принятый ранее пересчет номинальных показателей дохода в долларовый эквивалент по номинальному курсу** позволял получить оценку доходов, отражающую изменения .реального уровня жизни. Однако в связи со значительными изменениями валютного режима после мая 1995 г. (в частности, механизма определения валютного курса) подобная процедура в качестве способа корректировки доходных показателей с учетом изменений стоимости жизни стала неприемлемой. Так, поведение полученных с помощью упомянутой процедуры показателей доходов и оценок достатка и бедности не соответствует наблюдаемым изменениям в оценках личного материального положения. Доля тех, кто оценивает свое материальное положение как "среднее" или даже "хорошее", устойчиво медленно снижается таким образом, что доля тех, кто дает низкие оценки собственного благосостояния, образует подавляющее большинство (с июля 1995 по март 1997 г. средняя оценка снизилась на 13%).
Поэтому для оценки динамики реальных показателей дохода предлагается их пересчет по реальному курсу, что позволяет учесть не только автономную от других секторов экономики результативность действий финансовых институтов на валютном рынке, сколько тенденции, складывающиеся в реальном секторе экономики (на потребительском рынке)***.
Действительно, динамика показателей, рассчитанных на основе предложенного способа (среднедушевой доход, оценки нормального дохода, прожиточный минимум) отлична от наблюдаемого изменения оценочных доходных показателей, переведенных по номинальному курсу: первые характеризуются тенденцией понижения в противовес тенденции повышения вторых (рис. 1). Такое поведение оценок доходов по реальному курсу согласуется с ранее отмеченными изменениями в оценках респондентами собственного материального положения и данными Госкомстата РФ.
Сравнение влияния уровня реальных среднедушевых доходов и темпов роста цен на реальные оценки ПМ и НД (долгосрочная и краткосрочная модели). Как видно из рис. 1, по долгосрочному тренду личные доходы и оценки ПМ и НД снижаются. Но вместе с тем следует отметить некоторое изменение краткосрочных динамических зависимостей ПМ и НД: согласованность оценок ПМ и НД сохраняется только до начала 1996 г., поведение более поздних оценок ПМ и НД различно! Хотя, с одной стороны, восстановлен уровень "нормальных" запросов, которые существовали до финансового кризиса в октябре 1994 г., обусловившего в последующие месяцы резкое снижение среднедушевых доходов, с другой — снижение оценок ПМ увеличивает разрыв между оценками ПМ и НД. Поэтому необходимо рассмотреть, взаимосвязь каких факторов определяет подобную динамику оценок ПМ и НД. Как известно, динамика личных доходов определяет изменения в уровне запросов (ПМ и НД), кроме того, в оценках учитываются субъективные оценки инфляции и инфляционные ожидания.
Описывая влияние фактора личных доходов на оценки ПМ и НД, следует отметить, что, судя по динамике среднего дохода и средних оценок НД и ПМ (рис. 2), не было значительных колебаний среднего уровня реальных среднедушевых доходов, которые объяснили бы значительные краткосрочные периоды роста и падения реаль-
Таблица 1
Влияние субъективных оценок инфляции и инфляционных ожиданий на оценки ПМ
Год, месяц Оценка ПМ
Цены в ближайшие один — два месяца будут расти быстрее или так же, как и сейчас Цены будут расти медленнее, чем сейчас
в целом денежные доходы несколько отставали от роста цен денежные доходы значительно отставали от роста цен
1995
Январь 284,60 218,25 287,84 221,32
Март 318,00 165,05 318,18 262,69
Май 438,90 250,59 388,73 384,97
Июль 479,20 461,83 496,61 403,26
Сентябрь 522,00 543,52 501,21 516,16
Ноябрь 503,50 436,07 512,87 500,7
1996
Январь 549,10 547,63 519,65 602,19
Март 591,28 486,62 617,52 511,68
Май 451,05 538,48 . 504,3 493,17
Июль 610,72 562,2 586,07 517,56
Сентябрь 565,36 459,27 581,48 533,68
Ноябрь 576,23 502,98 601,75 600,3
1997
Январь 588,42 514,9 577,41 567,72
ных оценок бедности и достатка, а также такого существенного снижения оценок НД (коэффициенты линейной регрессии в динамических моделях среднедушевого дохода, среднего уровня прожиточного минимума и среднего уровня нормального дохода составляют соответственно -1,059, -5,898, -7,105).
Изучение поведения оценок НД и ПМ в разных доходных группах позволяет сделать следующий вывод. По относительному постоянству личных доходов 20% респондентов, относящихся к группе с низкими доходами (а такое "постоянство" характерно для 70% респондентов: максимальное колебание среднедушевого дохода не превосходит 50 долл.), следовало бы ожидать другой характер колебаний оценок бедности и достатка по сравнению с наблюдаемым. Совмещения динамики оценок НД по 20%-ной низкодоходной группе, оценок НД по 10%-ной высокодоходной группе и личных доходов в 10%-ной высокодоходной группе показало одновременность краткосрочных колебаний, а также по долгосрочному тренду — более близкие соотношения коэффициентов линейной регрессии в динамических моделях среднедушевого дохода по 10-му децилю, среднего уровня нормального дохода по 20%-ной низкодоходной группе (соответственно -4,624, -7,46). Синхронность этих трех показателей (что наиболее вероятно) связана с тем, что респонденты в 20%-ной низкодоходной группе при оценке желаемого уровня достатка учитывают изменения действительного благосостояния в референтных группах, а не своего собственного.
Все же результаты сравнения, в котором основным фактором, определяющим поведение ПМ и НД, выступает среднедушевой доход, следует дополнить, учитывая влияние другого, не менее важного фактора — инфляционные оценки и ожидания населения. О справедливости этого предположения свидетельствует тот факт, что респонденты, ожидающие большего или такого же роста цен, указывают более высокий уровень ПМ и НД в сравнении
с более низкими оценками ПМ и НД у тех респондентов, кто уверен в снижении темпов роста цен или даже их нулевого роста (это обстоятельство характерно для всех доходных групп, табл 1). Первоначально, в период высокой инфляции и общеэкономической нестабильности, оценки нормального дохода и прожиточного минимума были неоправданно завышены ажиотажными инфляционными ожиданиями населения. Со снижением темпов инфляции оценки опускаются до оправданного (обусловленного сложившимися нормами потребления) уровня, а в дальнейшем стабильно низкие темпы роста цен должны приводить вновь к росту оценок, так как при этом меняется прежняя структура и нормы потребления, сложившиеся в период неустойчивых и высоких темпов инфляции.
На основании предположений, изложенных выше, о взаимосвязи "среднестатистических" профилей оценок ПМ, НД и среднедушевого дохода по всем доходным группам, а также влияния на них инфляции нами предлагается двухфакторная линейная модель для более точного модельного описания динамики личных доходов и оценок достатка и бедности. Общая модель НД:
tnd = 0,505*tinc + 0,244*ipcmnth - 0,691 (R2 = 0,477; multiple R = 0,69; s.e.e.=9,2), где tnd — темп роста реальных оценок НД, рассчитанных по реальному курсу;
tinc — темп роста реального среднедушевого дохода по 20%-ной высокодоходной группе, рассчитанного по реальному курсу;
ipcmnth — месячный индекс потребительских цен. Общая модель ПМ:
tpm = 0,587*tinc + 0,479*ipcmnth - 3,861 (R2 = 0,353; multiple R = 0,594; s.e.e.=14,2), где tpm — темп роста реальных оценок ПМ, рассчитанных по реальному курсу.
Долл 800 т
700
1993 г. 1994 г. 1995 г. 1996 г. 1997
Реальный среднедушевой доход Реальный "нормальный" доход
Скорректированный реальный прожиточный минимум Линейный тренд (скорректированный реальный прожиточный минимум)
Линейный тренд (реальный "нормальный" доход) Параболическая модель (реальный "нормальный" доход) Линейный тренд (реальный среднедушевой доход)
Рис. 2. Динамика среднего дохода и средних оценок ПМ и НД (по реальному курсу доллара)
Информационный бюллетень мониторинга
№ 4 (30) июль—август 1997
23
Выводы по построенным моделям следующие: характеристики эластичности средних оценок бедности и достатка по среднедушевому доходу близки (линейные коэффициенты 0,505 и 0,587). В то же время сравнение линейных коэффициентов по ИПЦ показывает, что темпы роста цен, определяющие инфляционные оценки респондентов, в большей степени учитываются при формировании реальных оценок ПМ. Более подробный анализ оценок и фактических доходов показал, что необходимо построить краткосрочные динамические модели доходов и оценок НД и ПМ. Причина — наличие временных этапов, характеризующихся различным поведением исследуемых показателей. Первый период (март 1993 — март 1995 г.) характеризуется снижением доходов и ответным снижением оценок НД и ПМ. Второй период (июль 1995 — май 1997 г.) связан со стагнацией, а затем ростом доходов и оценок НД и снижением оценок ПМ. Исходя из обоснований были построены две краткосрочные модели. В отличие от долгосрочных моделей, в краткосрочных моделях первого периода динамика оценок НД больше согласована с динамикой фактических доходов (multiple R выше в краткосрочных моделях).
Краткосрочная модель НД первого периода: tnd = 0,628 *tinc + 0,844*ipcmnth — l0,206 (R2 = 0,709; multiple R = 0,842; s.e.e.=8,84). Краткосрочная модель ПМ первого периода: tpm = 0,742*tinc + 0,779*ipcmn6th — 8,352 (R2 = 0,477; multiple R = 0,691; s.e.e.=16,84).
Сравнение линейных коэффициентов показывает, что в первом периоде эластичность и темпов роста оценок ПМ, и темпов роста оценок НД по двум факторам выше по сравнению с "долгосрочными" коэффициентами эластичности. Кроме того, близкие коэффициенты эластичности в моделях ПМ и НД по соответствующим факторам означают, что оценки бедности за данный период изменяются в ответ на изменение какого-либо из модельных факторов примерно теми же темпами, что и оценки достатка.
Во втором периоде изменяется уже форма связи факторов с оценками ПМ и НД: линейные модели второго периода имеют низкие показатели надежности, нелинейная модель (где результирующим показателем рассматривается квадрат темпов роста оценок ПМ и НД) показывает максимальную тесноту связи. Такая форма связи выявляет, в частности, следующую тенденцию: изменение норм потребления, которые отражаются на оценках бедности и богатства, происходит медленнее по сравнению с темпами изменений реальных доходов. Это объясняет, среди прочего, тот факт, что отмечаемое в последнее время некоторое повышение реального среднедушевого дохода не вызвало значимых изменений в нормах потребления, поэтому оценки ПМ стабильны.
Краткосрочная модель НД второго периода: tnd2= 2,031*tinc - 3,329*ipcmnth - 52,206 (R? = 0,202; multiple R = 0,42; s.e.e.=69,57). Краткосрочная модель ПМ второго периода: tpm2= l,346*tinc + 20,66*ipcmnth - 16,64 (R2 = 0,412; multiple R= 0,641; s.e.e. = 70,34).
Согласно построенным моделям, наблюдаемое в последнее время снижение ИПЦ должно вызвать снижение оценок ПМ и рост реальных оценок НД; а рост реальных доходов — больший рост оценок НД, чем ПМ. Учитывая совокупное влияние двух факторов, оценки НД должны расти, а оценки ПМ снижаться, что соответствует наблюдаемой динамике этих показателей (см рис. 1).
Таким образом, поведение оценок по графику объясняется различной эластичностью, оценок ПМ и НД во времени по модельным факторам.
Построение факторной зависимости дифференциации типичных оценок ПМ и НД между доходными группами от дифференциации среднедушевых доходов. Сравнение изменений оценок в различных доходных группах показывает однонаправленность долго- и краткосрочных изменений в запросах во всех доходных группах. Но вместе с тем к уже известному факту, что в высокодоходных группах типичные (средние по данной доходной группе) оценки достатка и бедности выше, чем запросы и оценки низкодоходных групп*, следует добавить, что разрыв между этими типичными оценками ПМ изменяется во времени, т.е. от наблюдения к наблюдению (это справедливо и для НД) происходит сжатие или расширение шкалы роста минимальных запросов (шкалы роста желаемого уровня достатка). Можно предположить, что сближение или удаление абсолютных уровней ПМ и НД между доходными группами (сжатие или расширение шкал роста ПМ и НД) обусловлены неодинаковой реакцией разных доходных групп на изменения фактических доходов (эластичностью запросов ПМ и НД в разных доходных группах)**.
* Учитывая этот факт, можно рассматривать 10 средних оценок ПМ (средние оценки по всем децильным доходным группам) как шкалу роста минимальных запросов. Аналогично 10 средних оценок НД — как шкалу роста желаемого уровня достатка.
** На первом этапе, для того чтобы выявить количественно, как изменяется шкала роста запросов ПМ (минимальных запросов) и шкала роста запросов НД (желаемого уровня достатка) в ответ на изменение фактических доходов, строятся одномоментные однофакторные линейные модели, где в качестве экзогенной переменной (причинного фактора) выступает доходный статус, или доходная группа, а эндогенной переменной средняя оценка ПМ по доходной группе — в модели шкалы роста запросов ПМ, и средняя оценка НД по доходной группе — в модели шкалы роста запросов НД. Эти модели позволяют оценивать, насколько изменится типичная оценка ПМ или НД при переходе в следующую доходную группу или для следующего доходного статуса. На втором этапе строится временной тренд по линейным коэффициентам роста запросов ПМ и НД и совмещается с динамикой фактических доходов (рис. 3).
Доход
Коэффициенты Долл.
1993 г. 1994 г. 1995 г. 1996 г. 1997 г.
—Линейные коэффициенты ПМ —А— Линейные коэффициенты НД
-О— Реальный среднедушевой доход по реальному курсу по 20%-ной высокодоходной нрупле (долл.)
Рис. 3. Результаты моделирования
На рис. 3 наглядно представлены результаты моделирования*. Во-первых, шкалы НД более растянуты по сравнению со шкалами ПМ (линейные коэффициенты шкал НД больше коэффициентов шкал ПМ), что логично связать с тем, что дифференциация представлений о бедности (относительно фактически сложившейся дифференциации доходов) обычно меньшая, чем дифференциация представлений о достатке. Во-вторых, по шкалам ПМ в течение рассматриваемого периода происходит сжатие шкалы роста ПМ, а с января 1996 по май 1997 г. эта тенденция превращается в устойчивую, свидетельствующую о сближении представлений всех доходных групп о бедности. Несмотря на значительный разброс линейных коэффициентов по шкалам НД, можно сделать вывод (аналогичный сделанному по шкалам роста ПМ) о динамическом поведении шкал роста НД. Совмещение динамики среднедушевых доходов и поведения линейных коэффициентов ПМ и НД показало: 1) относительно высокий доход предполагает увеличение разрыва и между оценками ПМ, и между оценками НД (растяжение шкал, линейные коэффициенты по шкалам растут); 2) низкий доход предполагает сближение минимальных и запросов достатка (линейные коэффициенты снижаются). Однако темпы изменения линейных коэффициентов ПМ отличны от темпов изменения линейных коэффициентов НД. Об этом можно судить по динамическому поведению коэффициента, рассчитанного как отношение линейного коэффициента шкалы НД и линейного коэффициента шкалы ПМ (далее — коэффициент роста осознаваемой дифференциации доходов). По смыслу это отношение описывает на сколько изменится разрыв между оценками бедности и достатка (уровень дифференциации доходов, осознаваемый людьми в данной доходной группе) при переходе из одной доходной группы в следующую. Этот коэффициент дает возможность оценить, насколько отличен уровень дифференциации доходов, осознаваемый людьми, для разных доходных групп. Наблюдаемые положительные коэффициенты означают, что с ростом доходного статуса признается большая дифференциация доходов, а следовательно, уровней жизни бедных людей и людей достатка. Данный коэффициент характеризует (подобно линейному коэффициенту по шкале ПМ, описывающему шкалу роста минимальных запросов) шкалу роста осознаваемой дифференциации доходов относительно доходного статуса.
Представления об уровне дифференциации в любой доходной группе складываются, в том числе и под влиянием фактической дифференциации среднедушевых доходов. Следовательно, можно выдвинуть гипотезу, что углубление дифференциации фактических доходов, связанное с ростом доходов в высокодоходной группе**,
* Дополнительный интерес вызывает форма связи, описывающая шкалы роста ПМ и НД. Как уже отмечалось, ранее были построены линейные модели шкал роста ПМ и НД. Линейная модель подразумевает постоянный рост оценок при переходе в следующую доходную группу. Но оказалось, что квадратичная форма связи обеспечивает лучшее приближение к фактическим данным. Это означает, что между доходными группами разрыв оценок увеличивается не постоянными, а растущими темпами. Проведенная, наряду с проверкой описываемых далее гипотез по линейным коэффициентам, контрольная процедура с использованием квадратичных коэффициентов не выявила принципиально отличных результатов, полученных с помощью линейных коэффициентов. Поэтому в дальнейшем в статье используются результаты линейных моделей.
** Изучение динамики доходов по децильным группам показало, что у 1—6 децильных групп не наблюдалось значительных колебаний среднедушевых доходов, пересчитанных по реальному курсу, в то же время для 9 и 10 групп отмечается высокая подвижность доходов. Таким образом, дифференциация доходов определяется динамикой доходов высокодоходных групп.
Коэффициенты
фактической
дифференциации
доходов
Коэффициент роста осознаваемой дифференциации
Параболическая модель (коэффициент роста осознаваемой дифференциации доходов)
Рис. 4. Параболическая модель
должно вызывать рост исследуемого коэффициента, т.е. разрыв между максимальным и минимальным уровнем осознаваемой дифференциации доходов увеличивается (растяжение шкалы), и наоборот, углубление означает сжатие.
Эти предположения были проверены по однофакторной модели, в которой коэффициент роста осознаваемой дифференциации доходов рассматривается как функция по коэффициенту фактической дифференциации доходов*. Построенная модель удовлетворяет минимальным критериям надежности (R2 = 0,41; multiple R = 0,635; s.e.e.=0,784). Параболическая модель имеет следующий вид:
ratio dif = -0,481*rfdiff2+ 9,661*rfdif-44,115,
где ratio dif — коэффициент роста осознаваемой дифференциации доходов;
rfdiff — коэффициент фактической дифференциации доходов.
На основании графического представления этой модели (рис. 4) можно сделать следующие выводы.
Рост фактической дифференциации доходов растягивает шкалу осознаваемой дифференциации доходов лишь до определенного момента; начиная с коэффициента фактической дифференциации доходов, равного 9,5, происходит сжатие шкалы. Для объяснения этого факта необходимо рассмотреть поведение составляющих исследуемого коэффициента роста осознаваемой дифференциации доходов, а именно изменений линейных коэффициентов ПМ и НД относительно роста коэффициента фактической дифференциации. Дифференциация представлений об уровне НД, начиная с некоторого уровня (при коэффициенте фактической дифференциации доходов равном 9,5), снижается с ростом дифференциации среднедушевых доходов (рис. 5), в то время как дифференциация представлений об уровне ПМ с этого момента начинает расти. В результате коэффициент роста осознаваемой дифферен-
* Коэффициент фактической дифференциации доходов рассчитывается как отношение среднего фактического дохода по 20%-ной высокодоходной группе к среднему фактическому доходу по 20%-ной низкодоходной группе.
І"ч 00 СО оо 00 СО 0000 С0в0в00060а0С00кфГ0ч0Г0*>ф«9«с>Г<**О'ОО
Коэффициенты
фактической
дифференциации
— Линейные коэффициенты ПМ доходов
□— Линейные коэффициенты НД
....Тренд (линейные коэффициенты НД)
----Тренд (линейные коэффициенты ПМ)
Рис. 5. Факторная оценка линейных коэффициентов ПМ и НД
циации доходов снижается при уровне фактической дифференциации выше 9,5. В высокодоходных группах имеет место переход к более высоким "минимальным запросам", определяемый формированием другого образа потребления; в то же время низкодоходные группы по-прежнему сохраняют те же уровни запросов ПМ относительно собственных норм потребления, одновременно повышая свои оценки достатка относительно норм потребления высокодоходных групп. Следовательно, подобное сжатие шкалы роста осознаваемой дифференциации доходов происходит на фоне усиления социальной напряженности, обусловленного увеличением разрыва норм потребления между доходными группами.
На основании сделанных выводов можно прогнозировать следующее.
Наблюдаемая с марта 1995 по июль—август 1996 г. тенденция уменьшения дифференциации доходов (средний уровень коэффициента за этот период — 8,5) начиная с сентября 1996 г. сменилась противоположной, а уровень дифференциации в последнее время колеблется около "критического" (согласно построенной модели — уровня 9,5). Поэтому при сохранении этой тенденции роста дифференциации доходов можно ожидать, что наблюдаемое снижение и стабилизация среднего ПМ и сжатие шкалы роста минимальных запросов сменятся ростом среднего уровня ПМ (ростом максимальных требований к минимальным нормам, потребления) и растяжением шкалы роста минимальных запросов (увеличение разрыва в оценках бедности).
Зоя КУПРИЯНОВА
Реальная и потенциальная профессиональная мобильность в Российской Федерации
Уровень профессиональной мобильности работников России в настоящее время чрезвычайно высок. По профессии, которую работники считают своей основной, базовой, полученной в результате специальной подготовки,
работают 61% респондентов, 39% работников ее пришлось поменять. В подавляющем большинстве случаев это произошло под давлением жизненных обстоятельств и не было связано с характером и содержанием труда (табл. 1).
Процессы интенсивной профессиональной мобильности затронули практически в равной степени мужчин и женщин, молодых и более старших, высоко образованных и имеющих начальное образование. И во всех группах наиболее частым объяснением их движений выступают "изменения жизненных обстоятельств". Вариации значений показателей, приведенных в табл. 1, несущественны. Лишь пожилые работники устойчиво работают на одном месте (среди них женщин относительно больше, чем мужчин). В этой группе показатели уровня профессиональной мобильности несколько ниже, чем у более молодых работников, с меньшим стажем работы на последнем месте работы.
Отраслевые особенности профессиональной мобильности несут на себе отпечаток как различий в динамике развития самих отраслей, так и особенностей их формирования. Прежде всего следует отметить возникновение и бурное развитие такой отрасли, как кредитно-финансовая сфера и страхование. В последние 5—7 лет эта сфера была создана практически заново. Характер функционирования отрасли предполагает высокий профессионализм ее кадров. Очевидно, именно эта причина обусловила то обстоятельство, что 76% респондентов, работающих в этой сфере, профессию не меняли и работают по своей основной специальности (табл. 2).
Вместе с тем формирование многопартийной системы, новых профсоюзов, создание многочисленных федеральных
Таблица 1
Распределение респондентов в зависимости от ответов на вопрос о смене профессии (в % к числу ответивших
на вопрос в группе)
Социально-демографические группы Работают по своей основной профессии Пришлось сменить профессию Профессию сменили потому, что ...
профессия не нравилась изменились жизненные обстоятель ства
Пол: мужчины 60 40 7 93
женщины 64 36 9 91
Возраст: до 29 лет 58 42 8 92
30-49 лет 62 33 8 92
50 лет и старше 66 34 9 91
Образование: высшее и незаконченное высшее 64 36 5 95
среднее и среднее специальное 61 39 8 92
ниже среднего 63 37 9 91
Стаж работы на ныне1 до года тем месте 38 работы: 62 6 94
два— три года 49 51 8 92
четыре—пять лет 62 38 4 96
шесть—десять лет 63 37 8 92
больше десяти лет 80 20 9 91
Все опрошенные 61 39 8 92
