CC BY
44
СОЦИОЛОГИЧЕСКИЕ ОБСЛЕДОВАНИЯ
А.А. Подузов, Д.К. Кукушкин =^J
ИДЕНТИФИКАЦИЯ БЕДНЫХ С ПОМОЩЬЮ СИСТЕМЫ ИНДИВИДУАЛЬНЫХ ПРОЖИТОЧНЫХ МИНИМУМОВ;
В статье рассматривается новый подход к совершенствованию оценок состава и численности бедных в стране. Авторы предлагают радикальные изменения существующего порядка идентификации бедных, заключающиеся в переходе от средних по региону (стране) показателей черты бедности к системе индивидуальных показателей, учитывающих основные особенности каждого человека. Экспериментальные расчеты подтверждают действенность предложенных методик идентификации и подхода в целом.
Безошибочная идентификация бедных - это важнейшее условие статистической оценки их состава и численности, а также обеспечения адресности при оказании им социальной помощи. Суть методики идентификации, традиционно используемой в процессе измерения бедности, заключается, как известно, в том, что оцениваемый на основе статистического обследования домашних хозяйств их уровень жизни сравнивается с предельным, минимально допустимым уровнем жизни, т. е. границей бедности. Если он оказывается ниже границы, домохозяйство признается бедным, если выше - небедным. Так поступают с каждым домохозяйством, вошедшим в выборку. В итоге последняя распадается на две части - бедные и небедные - а получившаяся пропорция экстраполируется затем на все население страны.
Поясним природу рассматриваемой проблемы на условном примере простейшего домохозяйства, состоящего из единственного человека. С помощью Обследования бюджетов домашних хозяйств (ОБДХ) Госкомстат может измерить его уровень жизни любым из исчисляемых для этих целей показателей, например, доходом. Оцененная величина дохода - это мера фактического уровня жизни, присущего только рассматриваемому человеку и являющегося следствием множества разнообразных факторов, включая профессию, квалификацию, трудовой стаж, уровень здоровья, специфику локального рынка труда и др.
Минимально допустимые, т. е. жизненно важные, потребности данного человека в продовольственных и непродовольственных благах тоже носят индивидуальный характер. Величина его индивидуального прожиточного минимума зависит не только от внешних условий (например, климатических), но и от личных характеристик (размеры тела, уровень здоровья, степень физической активности и др.). Однако вместо индивидуального имеется лишь региональный минимум, исчисляемый Министерством труда и социального развития РФ, который по своей природе коренным образом отличается от показателя уровня жизни индивида.
Во-первых, его не измеряют, а конструируют при участии экспертов, представляющих такие области знания, как диетология, медицина, товароведение, экономическая наука и др. В основу конструирования главного компонента
1 Авторы выражают признательность А.К. Батурину за поддержку и содействие, оказанные им при выполнении настоящей работы.
прожиточного минимума - продовольственного - положены действующие в РФ нормы физиологических потребностей в пищевых веществах, а также рекомендации Всемирной организации здравоохранения. И, во-вторых, набор факторов, отраженных в составе официальной минимальной потребительской корзины для каждого региона крайне ограничен и включает лишь свойственные последнему климатические условия и половозрастную принадлежность людей (последняя имеет пять градаций: дети с подразделением на младших и старших, лица трудоспособного возраста с подразделением на женщин и мужчин и лица пенсионного возраста).
Предположим далее, что индивид принадлежит к группе мужчин трудоспособного возраста и проживает в Ярославской области. Согласно имеющейся статистике, таких людей насчитывается сейчас около 400 тыс. чел. Хотя они, вероятнее всего, очень разные - одни молодые, другие в предпенсионном возрасте; одни живут в сельской, другие в городской местности; одни занимаются тяжелым физическим трудом, другие преимущественно умственным; одни высокорослые тяжеловесы, другие ниже среднего роста с относительно небольшой массой тела и т. д. - тем не менее их минимальные потребности приравниваются друг к другу и оцениваются одной и той же региональной величиной PL (англ. poverty line - рубеж бедности).
Таким образом, налицо парадоксальная ситуация: стремясь определить, беден индивид или нет, Госкомстат, с одной стороны, предпринимает усилия для возможно более точного измерения его фактического уровня жизни, а с другой -сопоставляет эту меру с показателем PL, который, по-видимому, никакого отношения к данному конкретному человеку не имеет.
Региональный PL - это величина, средняя для данной половозрастной группы. Четкого алгоритма ее исчисления, скорее всего, не существует. Но принимая во внимание, что она представляет собой итог работы группы квалифицированных экспертов, можно предположить, что практически тот же самый результат можно получить путем усреднения всех индивидуальных значений PLi, если, разумеется, каждое из них известно. Этим обстоятельством воспользуемся позднее, а сейчас отметим, что сам факт существования для каждого человека присущего только ему минимально допустимого уровня жизни позволяет утверждать, что подмена индивидуальных показателей средним чревата двумя видами ошибок. Первый имеет место в том случае, если индивидуальный показатель ниже регионального. При этом человек, уровень жизни которого выше присущего ему PLi, (т. е. небедный), но ниже регионального, будет ошибочно принят за бедного. Второй вид ошибок возникает, когда индивидуальный PLi выше регионального. При этом индивид, уровень жизни которого ниже индивидуального PLi (т. е. бедный), но выше регионального, может быть ошибочно принят за небедного.
Ошибки первого рода ведут к завышению, а второго - к занижению численности бедных. Это означает, что они могут в той или иной мере компенсировать друг друга, и если единственная задача заключается в том, чтобы оценить число бедных, либо их долю в общей численности населения, то при благоприятном стечении обстоятельств итоговая ошибка измерения может оказаться не настолько уж большой. Но если задача шире и предполагает также ответ на вопросы, касающиеся профиля бедности (каков существующий состав контингента бедных, кто подвержен наибольшему риску оказаться бедным), то указанные ошибки не только не компенсируют, но напротив, усиливают друг друга. С одной стороны, имеет место тенденция исключения из состава бедных таких индивидов, рост которых выше среднего, лиц, обладающих крепким
здоровьем, и тех, кто занимается тяжелым физическим трудом, а с другой -замещение их индивидами с противоположными характеристиками. Иными словами, картина состава бедных искажается.
Идентификация бедных для решения другой задачи, а именно оказания им адресной социальной помощи, как и в случае измерения бедности, предполагает, с одной стороны, оценку фактического уровня материальной обеспеченности людей, а с другой - сравнение его с предельным уровнем нуждаемости, дающим право на участие в той или иной программе. Однако масштабы практического использования такого подхода очень ограничены. Он находит применение лишь в программах так называемой децентрализованной социальной помощи, включающей ряд пособий, выплачиваемых в денежной или натуральной форме региональными властями или органами местного самоуправления. Их финансирование в 2002 г. составило всего 0,1% ВВП. Но и эта сумма, несмотря на применение проверки нуждаемости, в основном ушла не по адресу. Оценки свидетельствуют, что указанными пособиями были охвачены всего 28% домохозяйств, принадлежащих к нижней квинтили распределения населения по доходу. Для сравнения укажем, что бюджетные ассигнования на всевозможные льготы, предоставляемые по принципу принадлежности лиц к той или иной льготной категории населения, составили в том же году 4,3% ВВП, причем самые значительные выгоды от них получили наиболее зажиточные домохозяйства [1, с. 156-173]. В таких условиях решение проблемы совершенствования показателей предельного уровня нуждаемости, разумеется, не может быть отнесено к числу первоочередных мер по повышению эффективности российских программ социального содействия бедным и рассматривается в дальнейшем лишь как одно из возможных направлений совершенствования измерений бедности.
Конструирование индивидуальных РЬ, требует, как известно, огромных усилий, если вообще осуществимо. Ведущий зарубежный эксперт в данной области Н. Какуани в этой связи отмечает: «Оценка индивидуальных потребностей сопряжена с множеством проблем. Потребности индивидов могут настолько отличаться, что определение их в количественном выражении становится почти невозможным» [2, с. 14]. Но это, на наш взгляд, не означает, что заведомо обречена на неудачу попытка оценить индивидуальные РЬ на основе некоторых более или менее правдоподобных гипотез.
Цель предлагаемой методики заключается в получении приблизительных оценок РЬ, с учетом двух индивидуальных факторов - размеров тела человека и характера его труда. Поскольку на уровне Госкомстата каждый регион представлен только тремя значениями РЬ (для детей, трудоспособного населения и пенсионеров), в дальнейшем говоря об официальном и индивидуальных РЬ,, будем ориентироваться на трудоспособное население2. Разумеется, рост и физическая нагрузка не исчерпывают всех факторов, влияющих на величину РЬ человека (вне рассмотрения оказываются, в частности, его пол и уровень здоровья). Тем не менее решение указанной ограниченной задачи можно, как представляется, рассматривать в качестве первого шага в новом направлении совершенствования измерений бедности в стране.
Методические вопросы измерения индивидуального прожиточного минимума. Исходным пунктом предлагаемой методики является средний по региону официальный РЬ. Его состав рассматривается укрупненно как сумма
2 Эта часть населения является определяющей с точки зрения уровня жизни в регионах страны. Кроме того, проблемы со здоровьем как фактор, влияющий на размеры индивидуального прожиточного минимума, играют для этой группы лиц меньшую роль по сравнению с лицами пенсионного возраста.
двух слагаемых: ежеквартально оцениваемых Минтруда средних значений стоимости минимально допустимых продовольственной (PROD) и
непродовольственной
(NEPROD) корзин для рассматриваемой категории лиц:
PL = PROD + NEPROD.
Аналогичное соотношение правомерно записать и для любого взрослого индивида. Разумеется, и рост, и характер труда должны сказываться на составе и стоимости его продовольственной корзины: для поддержания одинакового социально
приемлемого минимального уровня жизни человеку с большими потребностями необходимо тратить на питание большую сумму денег, чем человеку с меньшими потребностями. Стоимость же непродовольственной корзины можно в первом приближении считать величиной, одинаковой для всех лиц данной категории и равной официальной оценке минимального набора непродовольственных благ в данном регионе. Тогда
PLi = PRODi + NEPROD, (1)
и задача ограничивается оценкой стоимости индивидуальных продовольственных корзин.
В ходе бюджетных обследований каждое домохозяйство сообщает сведения о своих фактических расходах на продукты питания. Но для решения предлагаемой задачи они практически бесполезны. Конечно, в принципе, величина PRODi может совпасть с указанной суммой расходов. Но, во-первых, это - редкая случайность, а во-вторых, даже если она произошла, установить сам факт такого совпадения практически невозможно. Для нахождения всех PRODi следовало бы подвергнуть каждого респондента мысленному эксперименту, в котором его фактический пищевой статус заменяется на минимально допустимый. Успех такого эксперимента зависит от объема дополнительной информации о всех респондентах, находящихся в указанных гипотетических условиях.
Подход к получению необходимых сведений предоставляет современная наука о питании. Для решения задачи одним из основных является понятие энергетического равновесия. Речь идет о ситуации, в которой равенство между количествами энергии, поступающей в организм и расходуемой на поддержание собственной жизнедеятельности и совершение внешней работы, поддерживается неизменным в течение некоторого периода времени. Понятие носит теоретический характер, поскольку в реальной жизни равновесие нестабильно, оно постоянно нарушается, причем многие нарушения считаются нормальным явлением. Таковы, например, суточные отклонения от равновесия, связанные с тем, что пища принимается только днем; недельные, поскольку питание в будние дни отличается от питания в субботу и воскресенье, и др. Специалисты считают, что для суждения о стабильности энергетического равновесия следует пользоваться временном интервалом в два-три месяца и делать выводы о ее наличии или отсутствии на основании анализа динамики веса тела и его энергетических запасов.
Если масса потребляемых продуктов питания стабильна и адекватна (т. е. количество поступающей в организм энергии составляет величину примерно 2400 ккал в сутки), то вес тела и его энергетические запасы находятся в пределах нормы, а физиологические функции и здоровье не ослаблены. Но это состояние изменится, если снизится уровень питания либо возрастет физическая нагрузка (и то и другое - в допустимых пределах). В обоих случаях сложившийся в организме энергетический баланс нарушается и, как показали многочисленные наблюдения, сразу вслед за этим снижаются энергетические запасы и вес тела. В первом случае, с изучения которого
начнем, физическая активность может некоторое время сохраняться на прежнем уровне. Но если нарушение носит серьезный характер, то долгосрочная нехватка энергии сказывается как на весе тела, так и на интенсивности трудовой деятельности: в новом состоянии равновесия человек испытывает хроническую недостаточность энергии, его новый вес оказывается ниже прежнего, ограничивается уровень физической активности, уменьшается сопротивляемость инфекционным заболеваниям.
У каждого человека возможны разные состояния равновесия в зависимости от его пищевого статуса. Аналитическая ценность понятия «пищевой статус» заключается не только в том, что это самая общая характеристика питания индивида. Главное, что в нем отражается степень соответствия между фактически потребляемым набором продуктов и потребностью в них, которая зависит от телосложения индивида, особенно от его роста и массы тела. Таким образом, пищевой статус - это показатель нехватки, достаточности, или избыточности потребления продуктов питания. Лица с одинаковой степенью недостаточности питания - не те, у кого сумма индивидуальных расходов на питание одинаково низка, а те, которые имеют одинаково низкий пищевой статус, формирующийся в зависимости от абсолютных потребностей каждого человека при, вообще говоря, разных пищевых корзинах.
Из сказанного следует, что если для поставленной задачи достаточно приблизительных оценок пищевого статуса индивида в состоянии энергетического баланса, то вполне можно воспользоваться легкодоступными косвенными, антропометрическими показателями, характеризующими его телосложение, т. е. массой тела и его ростом. Основное требование к искомому индикатору заключается в том, чтобы его величина при стандартном соотношении веса и роста тела была одна и та же при разном росте. Из нескольких имеющихся на сегодняшний день вариантов индикатора пищевого статуса в эпидемиологических исследованиях наиболее широкое применение получил так называемый индекс массы тела (ИМТ). Для взрослых людей он определяется как отношение массы тела, выраженной в килограммах, к квадрату человеческого роста, выраженного в метрах:
М
ИМТ = —. (2)
н2
Разработанное учеными соотношение между качественными градациями пищевого статуса и его количественными значениями имеет следующий вид [3, с. 36]:
Выраженная недостаточность питания <17,4
Недостаточность питания 17,5-18,4
Риск недостаточности питания 18,5-20,9
Нормальная масса тела 21,0-24,9
Избыточная масса тела 25,0-29,9
Ожирение >30,0.
Примем, что пищевой статус любого индивида, состояние энергетического равновесия которого соответствует границе бедности, может быть квалифицирован как риск недостаточности питания и приравнен к 20,0 кг/м1. Тогда концепция ИМТ становится ключом к источнику недостающей информации. Гипотетическая масса тела каждого респондента в условиях упоминавшегося выше мысленного
эксперимента определяется как М, = 20Н, .
Выберем из общего числа N респондентов такого индивида, рост которого практически равен среднему по выборке. Тогда его гипотетическая масса в условиях
N N
риска недостаточности питания, очевидно, равна M = (1/N) I M= (20/N) IH]- а
1 1
стоимость его минимально допустимой продовольственной корзины должна совпадать с официальной, средней по региону величиной PROD. Предположим, что на границе бедности массы тел соотносятся между собой как стоимости соответствующих продовольственных корзин. При этом имеется в виду, что в рассматриваемых специфических условиях все респонденты должны обладать однотипным телосложением, вес каждого зависит только от его роста и чем больше вес, тем больше масса продуктов, необходимых для поддержания его на стабильном уровне. Указанное предположение лишь конкретизирует эту очевидную зависимость, полагая ее линейной: M / M = PROD, / PROD.
Искомая величина PROD, определяется отсюда как
2 1 N
PROD, = PROD Mt /M=PROD Ht2 / _L I h2 . (3)
N V '
Смысл полученной формулы состоит в том, что стоимость каждой индивидуальной продовольственной корзины выражается через известную стоимость региональной корзины с помощью коэффициента ее индивидуализации3, зависящего только от роста индивида. Он построен таким образом, что усреднение всех PROD, вновь дает региональную величину PROD.
Наряду с ростом тела индивида важным фактором, определяющим величину PROD,, является, как уже отмечалось, степень его физической активности. Тот факт, что последняя не нашла отражения в формулах (2) и (3), объясняется, скорее всего, тем, что с одной стороны, разработчики ИМТ условно принимали тяжесть индивидуального труда равной средней тяжести для анализируемой совокупности людей, а с другой - социально-демографические группы, исследование которых явилось фактической основой для создания ИМТ, были практически однородны в отношении этого фактора (например, военнослужащие срочной службы в отдельных экономически развитых странах [4, p. 17]). Если, как в рассматриваемом случае, однородность явно отсутствует, то учет тяжести труда представляет собой самостоятельную задачу.
В науке о питании для ее решения используется понятие величины основного обмена (ВОО) веществ. Это такое количество тепла, которое образуется при минимальной интенсивности процессов обмена веществ у человека в состоянии полного покоя (физического и психического). ВОО носит индивидуальный характер. Но поскольку ее измерение сопряжено с трудностями (оно осуществляется в клинических условиях с помощью специальной аппаратуры), на практике пользуются ее нормативным значением. Нормой для молодых мужчин считается ВОО, равная 1300-1600 ккал в сутки, для женщин она на 10-15% ниже. С ростом физической нагрузки энергия покоя повышается, причем у лиц, занимающихся тяжелым физическим трудом, она может достигать 2000 ккал в сутки.
В соответствии с рекомендациями ВОЗ и ФАО индивидуальные потребности в энергии в зависимости от тяжести труда принято оценивать величиной ее затрат. Минимальный уровень энергозатрат, совместимый с поддержанием здоровья, определяется как 1,4 ВОО [4, p. 3], где 1,4 - конкретное значение так называемого коэффициента физической активности индивида (КФА). По своему смыслу данная
3 Вычисление указанных коэффициентов осуществимо с помощью антропометрических данных, собираемых Институтом социологии РАН в ходе общероссийского обследования экономического положения и здоровья населения (ЯЬМ8).
величина характеризует, во-первых, равновесную ситуацию, соответствующую границе бедности, и во-вторых, потребность в энергии таких лиц, которые занимаются самым легким физическим трудом (операторы ЭВМ, педагоги, диспетчеры и т. п.). Для следующей группы - работники легкого труда (водители общественного транспорта, работники сферы обслуживания и др.) - величина КФА принята равной 1,6. Группе лиц, занимающихся трудом средней тяжести (слесари, станочники, буровики, врачи-хирурги и др.) присвоено значение КФА, равное 1,9. Для работников тяжелого физического труда (строительные рабочие, основная масса сельскохозяйственных рабочих, металлурги и др.) оно равно 2,2. Последняя группа - работники особо тяжелого физического труда (горнорабочие, каменщики, землекопы, грузчики и др.). Для них КФА принят равным 2,5 (подробнее см. [5, с.
Таким образом, для условного придания всем респондентам одинакового пищевого статуса, обозначаемого как риск недостаточности питания, необходимо, с одной стороны, определить индивидуальные ВОО, с учетом тяжести труда, а с другой - присвоить каждому респонденту соответствующую характеру его труда величину КФА,. Имея в виду предварительный характер данного исследования, ограничимся решением лишь второго вопроса4. Это дает возможность рассчитать для каждого респондента относительный коэффициент физической активности, равный КФАг/КФА, где КФА - средняя величина коэффициента для рассматриваемой совокупности людей в целом. В данной задаче относительный КФА рассматривается как еще один инструмент индивидуализации официального показателя стоимости минимально допустимой региональной продовольственной корзины. Принимая во внимание формулы (1) и (3), окончательное выражение для расчета величины индивидуального РЬ, приобретает, таким образом, следующий вид:
Проблемы сопоставимости показателей уровня жизни и прожиточного минимума. Идентификация бедных - это определение круга лиц с недопустимо низким уровнем жизни. Статус бедности, таким образом, полностью зависит от результата сравнения фактического и минимально допустимого уровней жизни человека. Как неоднократно отмечал лауреат Нобелевской премии Амартиа Сен, в термине «уровень жизни» главное смысловое слово - жизнь. Общепризнано, что понятие уровня жизни призвано дать характеристику того, насколько хорошо живет человек. Но в вопросе о том, что такое хорошая (или плохая) жизнь, у специалистов есть серьезные расхождения во мнениях, выразившиеся в целом ряде имеющихся на сегодняшний день альтернативных концепций уровня жизни. Наибольшее практическое значение до сих пор имеет традиционная концепция, согласно которой жизнь человека тем лучше, чем больше размеры находящегося в его распоряжении материального богатства (недвижимость, предметы длительного пользования, предметы текущего потребления и др.). При этом сравнение уровней жизни человека сводится к сравнению соответствующих уровней располагаемых материальных
4 Источниками исходной информации при этом могут служить Перечень профессий (около 300), прилагаемый к материалам обследования ЯЬМ8; наименования профессий, используемых в «.Нормах физиологических потребностей» [5, с. 2] для описания характера труда в каждой из пяти указанных выше групп; ответы респондентов ЯЬМ8 на вопрос о профессии, в соответствии с которой они фактически работают; а также их ответы на прямые вопросы о степени тяжести их труда.
2]).
^+ШРЯОБ.
(4)
ресурсов. Естественное требование к такому сравнению состоит в том, чтобы сравниваемые величины были сопоставимы. Однако в силу разных причин оно подчас нарушается, причем серьезным образом.
Одно из таких нарушений, как уже упоминалось, состоит в том, что господствующая практика идентификации бедных заключается в сравнении фактически располагаемых ресурсов с искусственно построенным РЬ. Путь устранения этого противоречия вытекает из накопленного международного опыта: «формировать продовольственную корзину на основе фактических традиций потребления, характерных для малоимущего населения, а не определять ее состав при помощи диетологов» [1, с. 37]. Аналогичная рекомендация в полной мере относится и к непродовольственному компоненту5 РЬ. Как показали экспериментальные расчеты Н. Какуани на основе российского ОБДХ за 2002 г. «естественный» РЬ существенно отличается от нормативного в меньшую сторону [2, с. 19].
Другое противоречие состоит в том, что сферы охвата ресурсов, принимаемых во внимание Минтруда при вычислении РЬ, и учитываемых Госкомстатом при измерении фактической обеспеченности людей этими ресурсами, не совпадают. Начиная с 2000 г. в официальную методику исчисления РЬ были внесены существенные изменения. Теперь этот показатель охватывает не только жизненно важные блага текущего потребления (как раньше), но и некоторые предметы длительного пользования (холодильник, стиральная машина, телевизор и др. ). Последние учитываются в той мере, в какой они постепенно потребляются [6].
Например, женское зимнее пальто с 8-летним сроком износа учитывается как 1/8 его
6
стоимости в текущих ценах .
Хотя в принципе это шаг в правильном направлении, его практическая значимость, на наш взгляд, оказалась весьма сомнительной: такой шаг имеет смысл только в том случае, если сопровождается аналогичным шагом со стороны Госкомстата. Но пока этого не происходит. В результате между показателями уровня жизни и РЬ возникло концептуальное несоответствие, которое сохраняется уже несколько лет. Расширение сферы охвата официальных показателей уровня жизни путем учета в них предметов длительного пользования (ПДП) является в последнее время предметом обсуждения представителями Госкомстата, академической науки и зарубежными специалистами. Ученые единодушны в том, что включение полезного эффекта располагаемых ПДП необходимо [1, с. 45]. Однако пути практической реализации данного предложения пока не конкретизированы.
В этой связи отметим подход, предложенный У. Дивертом [7], а также содержащийся в одной из последних работ Всемирного Банка [8]. Все ПДП предлагается условно разбить на две группы - главные и неглавные. Выполняя эту процедуру, следует руководствоваться двумя критериями: главный ПДП отличается от неглавного не только сроком износа, превышающим несколько лет, но и значительной величиной стоимости по отношению к стоимости жизни домохозяйства. Если приобретение домохозяйством каких-либо главных ПДП совпало по времени с учетным периодом обследования, они должны быть исключены из суммы потребительских расходов этого домохозяйства. Требование включения в показатели уровня жизни размеров постепенного потребления ПДП распространяется только на главные ПДП, включая и те, которыми домохозяйство уже пользуется некоторое
5 Методика индивидуализации регионального прожиточного минимума, описанная в предыдущем разделе, остается в силе и в случае принятия указанной выше рекомендации.
6 Поскольку прожиточный минимум исчисляется с периодичностью раз в квартал, то и за временной интервал постепенного потребления (износа) предметов длительного пользования следует принять не год, а квартал.
время, и вновь приобретенные. Приобретенные ранее, но все еще используемые неглавные ПДП в показателе уровня жизни не учитываются. Включаются лишь вновь приобретенные.
Важная черта этого подхода - отношение к неглавным ПДП. По существу предполагается, что суммарный полезный эффект (в денежном выражении) множества уже имеющихся в домохозяйстве таких благ приблизительно равен рыночной стоимости ограниченного числа приобретенных в течение учетного периода. Единственным известным нам свидетельством в пользу такого, вообще говоря, неочевидного предположения служит упоминавшаяся работа У. Диверта. Представляется, что осуществление аналогичных экспериментальных расчетов с использованием отечественных данных в случае их успеха могло бы стать серьезным аргументом в пользу внедрения рассматриваемого подхода в практику Г оскомстата.
Еще одно противоречие обусловлено особенностями статистического наблюдения за фактическим уровнем жизни людей. В связи с тем, что в сопоставлении с PL должен участвовать показатель индивидуального уровня жизни, соответственно и в качестве единицы наблюдения должен выступать человек (в нашем случае - трудоспособного возраста). Однако во всех известных нам обследованиях уровня жизни единицей наблюдения является домохозяйство, в котором, как правило, объединены несколько человек. Поэтому получаемые в результате показатели материальной обеспеченности - это показатели для домохозяйства в целом. Ответить на вопрос, как в действительности распределяются материальные блага между членами домохозяйства и тем самым надежно определить уровень жизни каждого из них, пока не представляется возможным. Но для идентификации бедных такие оценки необходимы.
В отличие от рассмотренных противоречий, устранение которых во многом зависит от решений руководства учреждений, принимающих участие в измерении бедности, а также от координации усилий между ними, последнее противоречие носит более глубокий характер. Для того, чтобы сделать процесс распределения благ, например продуктов питания, внутри семьи объектом серьезного изучения, их потребление должно наблюдаться и измеряться человеком, не имеющем к ней отношения. Но эксперты полагают, что факт присутствия в семье постороннего наблюдателя может оказаться причиной искажения естественной картины, в выявлении которой и состоит задача.
Указанное противоречие можно было бы в какой-то степени преодолеть, предположив, что все семьи, руководствуясь принципами социальной
справедливости, распределяют материальные блага в соответствии с потребностями их членов. Но индивидуальные потребности, как известно, не поддаются непосредственному наблюдению. Поэтому гипотеза носит чисто теоретический характер. На практике обычно предполагают, что показатели материальной обеспеченности всех членов домохозяйства одинаковы. Другими словами, в соответствии с традиционным подходом за уровень жизни каждого из них принимается одна и та же среднедушевая масса материальных благ, находящихся в распоряжении всей семьи. Если принять, что уровень жизни SL (англ. standard of living) измеряется потребительскими расходами7, то для трудоспособного члена семьи
SL( w) = CE (h)l n, (5)
где n — число членов домохозяйства. Разумеется, традиционная гипотеза очень груба. Дети, особенно маленькие, не нуждаются в таком же количестве продуктов
7 Аргументы в пользу такого подхода см., например, в работе [9].
питания, как взрослые, потребности пенсионеров в транспортных услугах и одежде, как правило, ниже, чем лиц трудоспособного возраста и т. д.
В литературе встречается и более совершенный подход, который состоит в предположении, что блага внутри семьи распределяются не равномерно, а пропорционально значениям среднего регионального РЬ для каждого ее члена. Если семья состоит из пл лиц трудоспособного возраста, пг пенсионеров и пск детей, то ее границу бедности можно представить как
РЬ(к) = плРЬ(л) + пскРЬ(ск) + пгРЬ{г), а ее фактические потребительские расходы:
СЕ(к) = к (плРЬ(Л + пскРЬ(ск) + пгРЬл),
где к - коэффициент пропорциональности, который указывает на то, что показатели уровня жизни отдельных членов семьи во столько же раз превосходят соответствующие значения прожиточного минимума во сколько материальная обеспеченность семьи в целом выше ее границы бедности. Отсюда уровень жизни трудоспособного члена домохозяйства
СЕ(к)
ЬЛ =---------------------л-П-------тгтРЬ^ . (6)
2 плРЬл + пгРЬ(г) + пкРЬ(ск)
По нашему мнению, и этот подход может быть улучшен. Следует принять во внимание, что семья в принципе не в состоянии распределять имеющиеся в ее распоряжении ресурсы пропорционально региональным РЬ для ее членов, относящихся к разным демографическим группам. Для этого необходима информация, которая может быть либо ей недоступна, либо вообще отсутствовать на момент обследования. Такое распределение семейного бюджета является искусственным, оно возможно лишь на стадии обработки собранной информации. Главное возражение, однако, состоит в том, что рассматриваемое распределение, характеризуя среднюю картину для региона в целом, скорее всего, существенно отличалось бы от фактического в каждой конкретной семье, где так или иначе учитываются индивидуальные особенности каждого ее члена.
Более реалистическое требование состоит, на наш взгляд, в распределении ресурсов пропорционально индивидуальным РЬ¡. Именно это распределение могло бы, вероятно, оказаться ближе всего к фактическому, по крайней мере, в семьях без патологических отклонений. Пока невозможно рассчитать такое распределение полностью, поскольку для этого недостаточно единственного исчисленного по формуле (4) показателя индивидуального прожиточного минимума для лиц трудоспособного возраста. Вместе с тем даже использование одного этого показателя в комбинации с прежними региональными прожиточными минимумами для детей и пенсионеров может, на наш взгляд, рассматриваться как средство повышения адекватности формализованного представления индивидуального уровня жизни в формуле (6). Поэтому к рассмотренным подходам добавим еще один, а именно:
СЕ(к)
= ^ л СЕГ-^--------------(РЬ(л). (7)
3 £ РЬЛ + пгРЬг) + пскРЬ(ск) '
к
Здесь предполагается, что в семье может быть несколько индивидов трудоспособного возраста с разными значениями индивидуальных РЬ/л).
Из сказанного ясно, что решение поставленной задачи - это не что иное, как продвижение в направлении преодоления последнего из рассмотренных в данном разделе противоречий. Предложенную выше методику следует рассматривать как
средство параллельного совершенствования обеих величин, сравниваемых в процессе идентификации бедных. Это не только инструмент оценки предельного уровня нуждаемости каждого взрослого респондента, но одновременно и средство повышения адекватности показателей фактического уровня жизни каждого из них.
Различия в составе бедных при использовании разных методик их идентификации. Ниже приводится описание экспериментальных расчетов ошибки, сопровождающей определение состава бедных при использовании традиционной методологии их идентификации. Цель расчетов состоит, однако, не столько в получении окончательных количественных результатов, сколько в иллюстрации работоспособности предлагаемого подхода, а также используемых в рамках этого подхода альтернативных методик идентификации.
Рассматриваемые ниже методики основаны на сравнении альтернативных показателей уровня жизни для каждого трудоспособного респондента с соответствующей величиной - региональной или индивидуальной - прожиточного минимума. Для этих целей воспользуемся результатами общероссийского
Обследования экономического положения и здоровья населения (RLMS),
осуществляемого Институтом социологии РАН. В IV кв. 2002 г. оно охватило 4668 домохозяйств, расположенных в 38 (из 80) регионах страны, число же лиц трудоспособного возраста, являющихся членами этих домохозяйств, составило 7117 чел. Обследование является репрезентативным для страны в целом и нерепрезентативным для отдельно взятых регионов.
Параметры, необходимые для расчета индивидуальных значений прожиточного минимума по формуле (4) обладают следующими характеристиками. Рост трудоспособных индивидов колеблется от 120 до 203 см и имеет распределение, близкое к нормальному. Его средняя величина равна 169 см., а стандартное среднее квадратичное отклонение Он = 9,1 см. Среднее значение коэффициентов
/ N
(И,2 /1/N ^ И2) равно единице, а стандартное отклонение - 0,11. КФА принимает
пять указанных ранее дискретных значений: КФА = 1,4 присвоен 4390 чел. (наряду с занятыми в эту группу включены безработные); 1,6 - 900 чел.; 1,9 - 1108 чел.; 2,2 - 450 чел. и 2,5 - 269 чел. В результате среднее значение КФА равно 1,6.
Общий коэффициент индивидуализации средней региональной стоимости
/ N
минимальной продовольственной корзины (И2 1/ N ^ И2 )(КФА J КФА)
колеблется в пределах от 0,44 до 2,05 и имеет асимметричное распределение. Если разбить этот интервал на пять равных частей, то на них приходятся (в порядке возрастания коэффициента) соответственно 418, 4932, 1327, 393 и 47 чел. Средняя же величина коэффициента близка к единице. Входящие в формулу (4) официальные значения PROD и NEPROD, а также соотношение между ними различаются в зависимости от региона. Значения соотношения изменяются в пределах от 0,56 (Сахалинская обл.) до 1,13 (Липецкая обл.), составляя в среднем 0,85.
В этих условиях индивидуальные PL сопоставимы только для лиц из одного и того же региона. Получение целостной картины становится возможным, если перейти от стоимостных показателей к безразмерным. Последние - обозначим их
~ 7(w)
через pli - вычисляются путем деления стоимостных величин на средние
значения прожиточного минимума (PL( ) в соответствующем регионе. Такой шаг позволяет рассматривать исходную совокупность 38 регионов как один
«объединенный регион» с «региональным» прожиточным минимумом, равным единице. Если ранжировать всех респондентов трудоспособного возраста в порядке возрастания их pl((w), то эти значения, будучи изображены точками на
числовой оси, расположатся в некоторой окрестности единицы.
На рисунке приведен график плотности распределения трудоспособного
населения по уровню pl((w). Он асимметричен и имеет максимум в точке 0,95. На
рисунке показано, что почти все значения pl(( w) располагаются в пределах от 0,8
до 1,5 (см. заштрихованную часть). Представляется, что изображаемая графиком зависимость была бы более равномерной, а указанный интервал - несколько шире, если бы наряду с размерами тела человека и характером его труда были учтены и такие факторы, как зависимость индивидуальных потребностей в энергии в состоянии полного покоя от степени тяжести физического труда, пола индивида, дифференциации по возрасту (в пределах трудоспособного) и др.
Переходя к расчетам уровня жизни трудоспособных индивидов, начнем с традиционного подхода на основе формулы (5). Здесь снова возникает проблема сопоставимости: из-за территориальных различий в ценах уровни жизни лиц в разных регионах оказываются несопоставимыми. Эта трудность преодолевается с помощью только что использованного приема. Вместо стоимостных показателей уровня жизни5 воспользуемся относительными, исчисляемыми по формуле slw = SL1 W) /PLw) и указывающими, во сколько раз уровень жизни индивида в стоимостном выражении больше (или меньше) средней величины PL для лиц трудоспособного возраста в соответствующем регионе. Эти показатели
~ 7(w)
сопоставимы как друг с другом так и с показателями pli , и их количественные значения могут быть изображены точками на той же числовой оси.
Плотность распределения
5 Наряду с потребительскими расходами сюда были включены условные денежные оценки потребленной части произведенных в домохозяйстве продуктов питания.
Рисунок. График плотности распределения респондентов трудоспособного возраста по величине индивидуального прожиточного минимума (—) и уровню жизни (—)
Ранжирование индивидов по их уровню жизни sl([f> и добавление к уже имеющемуся графика плотности распределения трудоспособного населения по ^/(^) ~ величине 811 позволяют указать на горизонтальном оси две характерные для
каждого респондента точки. Одна соответствует значению его собственного прожиточного минимума, а другая - фактического уровня жизни. На рисунке показано, что респонденты, уровню жизни которых соответствуют точки, располагающиеся левее точки 0,8, являются бедными согласно как традиционной методике (поскольку их уровень жизни явно ниже «регионального» рубежа бедности, равного 1), так и альтернативной (так как их уровень жизни ниже заключенных в интервале 0,8-1,5 индивидуальных рубежей бедности). Лица с уровнями жизни, отображаемыми точками, лежащими правее значения 1,5, идентифицируются независимо от применяемой методики как небедные. Таким образом, различия в приписываемых индивидам социальных статусах в зависимости от методики идентификации могут проявиться лишь в тех случаях, когда их уровни жизни лежат в определенной окрестности среднего регионального рубежа бедности, которая в данном случае простирается от 0,8 до 1,5. Только в этом ареале значений лица, идентифицируемые как бедные при использовании традиционной методики, могут оказаться небедными при переходе на альтернативную методику и наоборот.
Хотя мы учли только два фактора, определяющие величину этой окрестности, она оказалась тем не менее довольно обширной: число респондентов, уровень жизни которых находится в ее пределах, равно почти 2,5 тыс. чел., или 35% общей численности лиц трудоспособного возраста в выборке. На рисунке им
соответствует площадь заштрихованной фигуры. Бедные, т. е. те из них, у кого 0,8 < s/1(ivl') < 1,0, согласно традиционной методике, насчитывают 837 чел. Число
небедных, для которых 1,0 < sl^ < 1,5, равно 1658 чел.
Альтернативный подход осуществляется в два этапа. На первом осуществляется переход от среднего прожиточного минимума к системе индивидуальных pliw). Но при этом сохраняется традиционный показатель индивидуального уровня жизни ( sl1(iw)), соответствующий среднедушевой величине потребительских расходов семьи. Определяющее условие бедности записывается в этом случае как 0,8 < slw < pliw), а условие, которому должны удовлетворять небедные:
pliw) < sl1(iw) < 1,5 . Согласно нашим оценкам, число индивидов, удовлетворяющих
первому неравенству, равно 946, а второму - 1549. Сравнение этих оценок с приведенными выше указывает на некоторое увеличение числа бедных и соответствующее уменьшение числа небедных, что в свою очередь свидетельствует о произошедших сдвигах в социальном статусе рассматриваемых людей: около 200 чел., которые согласно традиционной методике
квалифицировались как небедные, теперь приобретают статус бедных.
Основываясь на чисто логических умозаключениях, выше утверждалось, что использование традиционной методики должно искажать состав бедных, ошибочно исключая из него высокорослых индивидов а также лиц, занимающихся тяжелым физическим трудом, и заменяя их людьми с противоположными характеристиками. Теперь эту мысль можно подтвердить количественными оценками. Расчеты с применением более адекватной методики показывают, что лица, которые «покидают» совокупность небедных и приобретают статус бедных, имеют средний рост, равный 175 см (напомним, что средний рост по выборке равен 169 см), и относительный КФА, равный 1,32. И наоборот, средний рост лиц, покинувших состав бедных и перешедших в разряд небедных (их около 100 чел.), составляет 160 см, а их средний КФА равен 0,9. Таким образом, на данном этапе действительно происходит коррекция ранее определенного состава бедных в предсказанном направлении.
На втором этапе традиционные показатели жизненного уровня заменяются построенными с помощью формулы (7) более совершенными показателями sl3(iw) . По аналогии с первым этапом бедные идентифицируются с помощью неравенства 0,8 < sl3(f) < pl(w), а небедные - с помощью pl(w) < sl3(") < 1,5 . Расчеты
показывают, что число бедных теперь равно 427 чел., что в 2,2 раза меньше, чем на первом этапе, численность же небедных достигает 2068 чел. Эти сдвиги в основном являются следствием относительно большого числа случаев (559) присваивания статуса небедных лицам, на предыдущем этапе считавшимся бедными.
Указанное явление объясняется существенным различием между традиционным и предлагаемым определениями уровня жизни. Традиционный подход подразумевает, что на долю маленького ребенка с его ограниченными потребностями, либо пенсионера, потребности которого также относительно невелики, приходится такая же часть всех семейных благ, что и на долю члена семьи, находящегося в трудоспособном возрасте, потребности которого максимальны. Воплощение такого подхода в реальной жизни означало бы, что члены одной и той же семьи обладают разным уровнем жизни, причем жизненный уровень трудоспособного члена семьи оказывается самым низким. Если семья в
целом находится в окрестности региональной границы бедности, то именно ее трудоспособные члены вполне могут оказаться единственными, имеющими статус бедных. Перераспределение уровней жизни внутри всех таких семей, при котором сумма благ, приходящаяся на долю каждого, пропорциональна его индивидуальному прожиточному минимуму - а именно в этом и заключается смысл второго этапа предлагаемой методики - имеет следствием выравнивание уровней жизни представителей разных поколений, а значит, и повышение уровня жизни трудоспособных.
По нашим оценкам, общее число лиц, изменивших свой социальный статус на первом и втором этапах вместе взятых, равно 888 чел. Это 36% численности лиц, в принципе подверженных изменению своего статуса (т. е. в нашем случае тех, уровень жизни которых находится в интервале от 0,8 до 1,5), и 12,5% общей численности лиц трудоспособного возраста в выборке.
Представленные оценки носят, как уже подчеркивалось, самый предварительный характер. Но и они с достаточной определенностью показывают, что чувствительность состава и численности бедных по отношению к изменениям в методологии их идентификации весьма велика. На наш взгляд, предлагаемый подход способен внести в традиционное измерение бедности серьезные корректирующие изменения. Представляется, что движение в направлении получения более точного ответа на принципиальный для социальной политики вопрос, кто принадлежит к числу бедных в России, во многом связано с более полным использованием современных достижений науки о питании. Так в формате настоящей работы первоочередное значение могло бы иметь расширение совокупности факторов, учитываемых при определении состава и стоимости индивидуальных продовольственных корзин.
Литература
1. Отчет об оценке бедности в России. Всемирный Банк. Москва, 16 июня 2004 г.
2. Какуани Н., Саджайя З. Черта бедности в России: вопросы, методология, рекомендации. Итоговый отчет по стадии 1 Программы по совершенствованию измерения, мониторинга и анализа бедности в России. Москва, 19 декабря 2003 г.
3. Батурин А.К., Зинин В.Г., Тутельян В.А. и др. Питание и здоровье в бедных семьях. М.: Просвещение, 2002.
4. Body mass index. A measure of chronic energy deficiency in adults. Food and Agriculture Organization of the UN. № 56. Rome, 1996.
5. Нормы физиологических потребностей в пищевых веществах и энергии для различных групп населения СССР //Вопросы питания. 1991. № 2.
6. Методика исчисления величины прожиточного минимума в целом по Российской Федерации. М. 2000.
7. Diewert W.E. Harmonized indexes of consumer prices: their conceptual foundation. Paper presented at the Joint Meeting of the Centre for Economic Policy Research and the European Central Bank. Frankfurt, November 1617, 2001.
8. Designing household survey questionnaires for developing countries. World Bank, Washington, D. C. 2000.
9. Подузов А.А., Кукушкин Д.К. Индивидуальное благосостояние и его измерение // Проблемы прогнозирования. 2004. № 2.
