CC BY
15
4. БашIIшипи Г.1., Копич 1.М. Iнтелектуальнi економiчнi системи: проблеми природи, ю-торично'' i функцiональноí типологiзацií та клюметричного аналiзу// Вiсник Львiвськоí комерцiйноí академн. Серiя економiчна. Випуск 5. - Львiв: Коопосвгга, 1999. - С. 42-52.
5. Долан Эдвин Дж., Линдсей Дэйвид Б. Макроэкономика. - С.-Пб.: АО "Санкт-Петербург оркестр", 1994. - 408 с.
6. Леиошвили П.Р. Анализ экономической ценности. - Экономика, 1990. - 191 с.
7. Мэнкью Грегори Н. Принципы экономики. - С-Пб., 1999. - 784 с.
8. Фишер С., Дорнбуш Р., Шмалензи Р. Экономика. - М.: Дело ЛТД, 1995. - 864 с.
9. Шухов Н.С. Ценность и стоимость (опыт системного анализа). Ч. 1. Проблемы ценности и стоимости в зарубежной литературе. - М.: Изд-во стандартов, 1994. - 294 с.
УДК 330.564.2 (477) Проф. С.М. Панчишин, к.е.н.;доц. А.В. Стасишин, к.е.н.;
доц. Н.М. Холод - Львiвський НУ т. 1в. Франка
МАКРОЕКОНОМ1ЧНИЙ АНАЛ1З ФУНКЦЮНАЛЬНОГО ТА РОДИННОГО РОЗПОД1ЛУ ДОХОД1В НАСЕЛЕННЯ В УМОВАХ РИНКОВО1 ТРАНСФОРМАЦП ЕКОНОМ1КИ УКРА1НИ
Проаналiзовано функцюнальний та родинний розподш доходiв в умовах перехщно! економжи Укра'ни. Визначено чинники, що впливають на змшу розподiлу та обчислено коефiцieнти Джиш для подушних сукупних доходiв населення.
Prof. S. Panchyshyn, doc. A. Stasyshyn, doc. N. Kholod - Lviv NU by Iv. Franko
Macroeconomic analysis of functional and personal distribution of incomes in transitional economy of Ukraine
In the article the functional and personal distribution of incomes in transitional economy of Ukraine is analyses. Determinate the factors influencing on change distribution of incomes and calculated the Gini coefficients for per capita total incomes of population.
Крах командно-адмшстративно! системи nproBiB до докоршних змш в еконо]Шчнш CMTeMi сустльства. Зниження piBra життя широких верств населення внаслвдок падшня реальних доходiв, посилення майново! диференщаци i роз-ширення зони бiдностi е найболючтими проблемами пеpехiдного пеpiоду. Жод-на краша з пеpехiдною економiкою не змогла уникнути iстотних змiн у розподЫ доходiв населення.
Аналiзуючи розподш доходiв населення, використовують, як ввдомо, два пiдходи: pозподiл за факторами виробництва i pозподiл доходiв серед домогоспо-дарств. Для оцiнки функцюнального pозподiлу доходiв населення в Украш наяв-нi два джерела шформаци. Першим джерелом е "Баланс грошових доходiв та ви-трат населення" (хоча для домогосподарств з позици економiчноí теори доцшьнь ше вживати термш "видатки", а не "витрати"), що вiдобpажае всi доходи домаш-нiх господарств, якi вини отримують у офiцiйнiй економiцi за послуги фактоpiв виробництва. Розмipи доходiв за статтями визначаються на основi зареестрованих даних тих, хто !х виплачуе (тдприемства та шституци тощо). Проте такий шдхщ не враховуе доходiв, якi створюються у тpадицiйному сектоpi та неофiцiйнiй еко-номiцi.
По-друге, для оцшки всiх доходiв, незалежно вiд джерел отримання — сектор шдприемств i оpганiзацiй чи будь-який шший, використовують данi вибip-кових обстежень имейних бюджетiв. До 1999 р. в Украш обстежувались 16,4 тис.
имей, що становить 50 тис. чоловш або 0,1 % населення. Отримаш на 1'х пiдставi данi не вiдрiзняються високою надiйнiстю - респонденти часто не знають реального розмiру свого доходу, навмисне знижують дохiд (за оцiнками фахiвцiв, як мшмум на 15-20 %). Крiм цього, iснують певнi методологiчнi недол^ бюджет-них дослiджень в Украш - застарiлi ваги для агрегаци мiських та сiльських сiмей у загальнонащональш показники, недостатня представленiсть оиб старших вшо-вих груп, ввдсутшсть чiткого механiзму ротаци респондентiв та шшь
Однак з 1 ичня 1999 р. було запроваджено нове вибiркове обстеження, яке проводиться на постшнш основi, вiдповiдаe мiжнародним стандартам i сучаснiй демографiчнiй та економiчнiй ситуаци в Украш. Доцiльно, правда, зауважити, що все ж програма бюджетних дослвджень давала певний матерiал для аналiзу рiвня життя населення.
Для виявлення динамiки функцiонального доходу проаналiзуeмо спочатку дат з "Балансу грошових доходiв та витрат населення". У 1990 р. у структурi до-ходiв населення переважала заробiтна плата - 61,2 %. Пенси, допомоги та стипен-ди становили 14,2 %, грошовi доходи за працю у колгоспах - 7,6, надходження ввд продажу продуклв сiльського господарства 5,5, надходження з фшансово-кредитно'! системи - 4,7, оплата пращ пращвниюв кооперативiв 3,3 %, iншi надходження - 3,6 % ввд вих доходiв населення [1]. Таю джерела формування дохо-дiв були традицшними i перебували пiд пильним наглядом держави.
Демонтаж командно-адмшштративно! системи i формування основ ринко-во! економiки спричинили важливi змiни у вггчизнянш економiцi та розподiлi до-ходiв. Наслiдком цього стало, передовим зменшення частки заробггно'! плати у структурi доходiв. Реальна заробiтна плата у четвертому кварталi 1992 р. стано-вила 89,0 % ввд рiвня 1990 р., тодi як уже в першому кварталi 1993 р. - 44,2 %. Ввдтак заробiтна плата коливалася в межах 30-40 % ввд рiвня 1990 р. Водночас, частка оплати пращ у структурi грошових доходiв зменшилася з 70,1 % у 1990 р. до 59,03 % у 1995 р. i 48,2 % у 1998 р. та дещо тдвищилася у 1999 р. - до 53,6 %.
Причиною зниження реально! заробггно! плати i 11 частки у загальних доходах населення е насамперед падiння реального ВВП. Коефщент корелящ! мiж реальним ВВП i реальними доходами становить 96,5 %. Отже, основною причиною зниження реальних доходiв населення Укра!'ни е падiння реального ВВП. Головною передумовою зростання доходiв е, як ввдомо, економiчне зростання.
В умовах перехвдно!' економiки важлившу частку у грошових доходах населення становлять трансферт платежи Частка пенсш у грошових доходах населення зросла з 12,50 % у 1992 р. до 19,71 % у 1995 р. i до 27,51 % у 1998 р. та 23,8 % у 1999 р.
Доходи ввд продажу продуклв сшьського господарства практично не змь нились, хоча 1994-1996 рр. спостер^алося зменшення таких доходiв. 1хня частка у грошових доходах населення становила 4,6 % у 1992 р., 2,6 % у 1995 р. i 4,0 % у 1998 р. та 4,6 % у 1999 р.
Даш обстежень имейних бюджетав змальовують дещо шшу динамшу дже-рел доходу. Доходи ввд оплати пращ зменшилися з 67,5 % у 1990 р. до 42,7 у 1995 р. i знову збшьшилися до 45,9 % у 1998 р. При цьому кнують iстотнi розбiжностi мiж часткою оплати пращ в доходах мкьких i сшьських сiмей. Так, у 1998 р. доходи мшьких имей на 64,9 % формувалися з доходiв вiд оплати пращ, тодi як у
Деяк1 актуальн1 проблеми перехщно! економ1ки
185
сiльських им'ях ця частка становила тiльки 23,2 %. Водночас частка доходiв ввд особистого пiдсобного господарства у щлому у 1998 р. становили 26,0 % - 3,3 % у мкьких i 53,2 % у сiльських сiм'ях. З 1994 р. частка доходiв вiд ОПГ в сшьських сiм'ях перевищила 50 %. Як зауважують фахiвцi, така ситуащя була тiльки пiсля Велико! вггчизняно! вiйни [2]. Необхiдно зазначити, що у 1997 р. в домогосподар-ствах було вироблено бiльше половини (56 %) вие! сiльськогосподарсько! проду-кци кра!ни, а в 1998 р. - 58 %.
Отже, упродовж 1990-1999 рр. спостер^алися iстотнi змiни у функщона-льному розподЫ доходiв. Заробiтна плата вiдiграе ниш меншу роль у формуваннi доходiв населения, водночас зростае значення доходiв вiд трансферних платежiв та особистого тдсобного господарства.
Ринкова трансформацiя в Укршш призвела до значних змш у характерi розподiлу доходiв мiж рiзними групами населення. Зростання рiвня диференцiацil' доходiв неминуче в умовах переходу до ринку, одним iз завдань якого е встанов-лення жорстюшого взаемозв'язку мiж результативнiстю пращ i доходами. Тiльки у цьому випадку на ринку пращ ввдбуваються змши, в результатi яких пращвники переходять на ефективнiшi робочi мшця, оволодiвають новими, перспективними професiями. 1ншими словами, виникають необхiднi стимули, ввдновлюеться мо-тивацiя працi, яка була iстотно послаблена в минулому.
Формування ринкових вiдносин не може не призводити до посилення диференщаци доходiв. Проте в Укра!нi, на наш погляд, процес диференщаци дохо-дiв став практично неконтрольованим. Надмiрна поляризацiя доходiв е наслiдком несприятливого зб^ обставин - посилення розривiв в оплатi працi, збiльшення чисельносл безробiтних, а також неповно! зайнятосп та затримань у виплатi за-робiтно! плати. Крiм того, частина населення отримуе доходи ввд пращ в тшьовш економiцi, якi офщшна статистика не фiксуе.
Оцiнка диференщаци в доходах наштовхуеться на проблему достовiрностi статистичних даних, що характеризують розподiл доходiв. Обчислення показни-юв нерiвностi у розподiлi доходiв, таких як коефщент Джинi, зазвичай Грунтуеть-ся на даних бюджетних обстежень домогосподарств.
Цi данi, як уже зазначалось, можна використовувати тiльки для приблизно! оцiнки цих показникiв. Осюльки органи державно! статистики не розраховують коефщент Джинi, нами було обчислено цей показник за 1990-1999 рр. Зважаючи на те, що даш обстежень бюджетав домогосподарств згруповаш у категори з рiв-ним "кроком" доходу, але дуже нерiвномiрнi за питомою часткою, нами було зроблено перехвд до прийнятого в бшьшосл кра!н децильного групування (у таб-лищ наведений квiнтильний розподiл). Отриманi нами даш дещо вiдрiзняються вiд даних шших дослiдникiв, наприклад проф. А.Ревенка [3], осюльки ми викори-стали наближення Ермiтовими сплайнами, що, на нашу думку, доцшьшше, нiж використання лiнiйного наближення. Загалом наша ощнка диференцiацi! доходiв у перехiднiй економщ Укра!ни здебiльшого узгоджуеться з ощнками iнших до-слiдникiв.
Грошовi доходи населення включають надходження грошей у виглядi оплати працi всiм категорiям працюючих, включаючи пенсЦ, доходи ввд власнос-тi, стипендЦ та рiзнi види допомоги, надходження вiд продажу продуклв сiльсь-кого господарства тощо. Сукупнi доходи складаються з суми грошових i натура-
льних (в грошовш ощнщ) надходжень. Обчислимо квiнтилi i коефiцieнти Джинi, використовуючи розподiл населення за рiвнем подушних сукупних доходiв.
Результати обчислень коефщента Джинi для Украши у 1990-1998 рр. за рiвнем подушних сукупних доходiв наведенi в табл. 1.
Табл. 1. РозподЫ населення зар1внем подушних сукупних доходЬв та коефщЬент Джиш для Украти ( %)
20 % насе- 20 % насе-
Рк лення з най- II квггниль III квштиль IV квштиль лення з най- Коефщент
нижчими доходами вищими доходами Джиш
1990 11,27 14,92 18,53 23,51 31,78 21,73
1991 11,51 15,37 18,62 22,90 31,59 19,97
1992 9,96 14,37 17,65 23,60 34,42 24,23
1993* 7,33 12,75 16,85 24,57 38,50 31,05
1994 10,5 15,16 19,33 24,39 30,63 20,38
1995 9,48 14,73 19,03 24,42 32,35 22,83
1996 8,26 14,23 17,07 22,46 37,97 28,48
1997 9,14 13,56 17,95 22,48 36,86 26,95
1998 9,20 13,74 18,16 22,60 36,30 26,34
* - четвертий квартал 1993 р. розраховано на основi "Статистичш щорiчники Украши" (за рiзнi роки)
З 1999 р. в Украш було запроваджено нове вибiркове обстеження домого-сподарств: Держкомстат Украши подае розподiл населення за рiвнем середньо-душових видаткiв, а не доходiв. При цьому виокремлюеться розподiл за рiвнем середньодушових грошових i сукупних видаткiв населення i домогосподарств.
Розподiл доходiв за рiвнем грошових та сукупних видаткiв населення што-тно вiдрiзняеться. Так, у розподт подушних грошових видаткiв населення спо-стерiгаеться менша диференцiацiя, шж у розподiлi сукупних видатюв. Коефщент Джинi для подушних сукупних видатюв у 1999 р. становив 25,9 %, а для подушних грошових - 32,8 %.
В Украш диференщащя доходiв набувае, на нашу думку, небажаних для суспшьства масштабiв. Упродовж останнiх рокiв, децильний коефщент безперер-вно зростав i нинi його значення уже перевищуе рiвень кра1'н Захвдно'' ввропи.
Ввдповвдно до класифiкацii, запропоновано'1 для кра'н ОЕСР, коефiцiент Джинi в iнтервалi 33-35 характеризуе високий ступiнь нерiвностi. Децильний ко-ефiцiент - вщношення доходiв 10 % населення з найвищими до 10 % найнижчими доходами - е важливим показником ощнки диференщаци доходiв. У Захвднш вв-ропi це спiввiдношення становить 6, а США - 11. В Украш простежуеться вища диференщащя доходiв, яка може набути небажаних для суспшьства масштабiв. Упродовж останшх рокiв, доходи 10 % найбагатшого населення перевищують в Украi'нi доходи 10 % найбщншого у 13 разiв.
Такi змiни у функщональному та родинному розподiлi доходiв були зок-рема, зумовленi деякою мiрою державною полiтикою регулювання доходiв, яка була непослщовною, не виваженою та неефективною у сферi оплати пращ З квгг-ня 1991 р. iз прийняттям закону "Про тдприемства в Украi'нi" практично було вщмшено державне регулювання оплати працi. Воно було вщновлене тiльки у квггш 1992 р. постановою Верховно'' Ради Украши "Про регулювання фондiв оплати пращ" i закрiплене Декретом Кабшету Мiнiстрiв Украши "Про оплату
Деяк1 актуальн1 проблеми перехщноГ економ1ки
187
працi" (1993). Найважлившим iHCTpyMeHTOM регулювання оплати пращ е встано-влення мiнiмальноï заробггао!' плати, а кpитеpiем мiнiмального добробуту - межа малозабезпеченосл.
Внаслiдок тдвищення piвня мiнiмальноï заpобiтноï плати не вс шдприем-ства мають змогу нараховувати заpобiтну плату вiдповiдно до зростання МЗП. Серед 11 млн. пращвниюв, яю вiдпpацювали 50 % i бiльше робочого часу, вста-новленого на червень 1998 р., 22,2 % пращвниюв було нараховано зароблну плату до 74 грн. (межа малозабезпеченосл на той час), з них у 5,9 % нарахування не перевищували 45 грн. (рГвень мшмально!' заробггао!' плати).
З помiж 10,8 млн. пращвниюв, яю вiдпpацювали 50 % i бшьше робочого часу, встановленого на вересень 1999 р., 16,4 % пращвниюв було нараховано заробггну плату до 74 грн., тобто менше ввд встановленого розмГру мшмально!' заробггао'! плати. У таких галузях як сiльське господарство, побутове обслугову-вання населення майже в половини пращвниюв нарахування за вересень не перевищували 74 грн.; в культур^ рибному господарст, торпвлГ - у кожного третьо-го пращвника.
Упродовж 1996-1998 pp. приблизно 26-28 % населення краши мали поду-шний сукупний дохвд менше межi малозабезпеченостi i 48-58 % населення мали грошовий дохвд нижче цiеï межi. Ця значна частина населення не мае змоги спо-живати товари i послуги навль на мiнiмальному рГвш.
У IV кваpталi 1999 р. в Укрш'ш частка населення Гз подушними сукупними видатками за мкяць нижче межГ малозабезпеченосл (118,3 грн.) становила 37,0 %, а частка населення Гз подушними грошовими видатками, нижчими за межу малозабезпеченосл - 62,3 % [4].
Зростання диференщаци доходГв i чисельност населення з ввдносно низь-кими доходами призводить до значного розширення масштабГв бвдносл. В умовах економГчного спаду зростання бщносп викликане як зниженням реальних дохо-дГв, так i тим, що зростання варГаци у доходах призводить до переходу у стан бщ-ностГ все бшьшого числа имей за попереднього середнього доходу. Ц процеси частково також е результатом глибоких змш у структур! влчизняно!' економГки -пращвники з низькою квалГфжащею, яю не володтать потрГбними для ринку нави-ками, отримують стимули до перенавчання, бшьш штенсивнш пращ, проте не вс вмгють ними скористатися. Зростання безробптя i рГвня бщносп е неминучим нас-лщком ринково'1 трансформаци' економки - у всякому разГ на ïï початковому етат.
ЕкономГчне зростання, що розпочалося в Укрш'ш у 2000 р., дае тдстави для сподГвань, що реальш доходи населення зростатимуть, а диференщащя дохо-дГв зменшуватиметься. Ввдтак добробут населення Укрш'ни полшшуватиметься.
Лiтература
1. Народне господарство Украшсько'1 РСР у 1990 рощ: Стат. щорiчник/ MiHicTepcTBO статистики УРСР. - К.: Техника. 1991. - С. 69
2. Сурська Н., Попова О. Особисте шдсобне господарство як джерело доходу: методоло-ri4Hi основи розрахунк1в// Украина: аспекти пращ, 1996, № 4. - С. 36.
3. Ревенко А. Бщщ верстви населення в Укрш'ш (за даними дослщження сiмейних бюдже-тiв Держкомстатом Украши)// Украина: аспекти пращ. - 1997, № 7. - С. 15.
4. Статистичний щоpiчник Украши за 1999 рж. - К.: Техшка, 2000. - С. 429, 435
