CC BY
6
2. Sheshnitsyan, S. S. On impact of climate change on biogeochemical cycles of elements in forest ecosystems of temperate latitudes // Training in conditions of transition to innovative way of forestry development : scient.-pract. conf. — Voronezh, 2021. — P. 454-459.
3. Konstantinov, A. V., Matveev, S. M. Methodical approach to assessing the adaptive potential of forest ecosystems in Russian Federation // Proceedings of St. Petersburg Research Institute of Forestry. — 2020. — № 2. — P. 14-33.
4. Paris Agreement 2015 United Nations treaty collection. — URL: https:// treaties.un.org/pages/ViewDetails.aspx?src= TREATY&mtdsg_no=XXVII-7-d&chapter=27&clang=_en.
5. Federal Law from 02.02.2021 № 296 «On Limiting Greenhouse Gas Emissions».
6. Economic aspects of organization of carbon farms on forest lands / S. S. Mor-kovina, E. A. Panyavina, I. I. Shanin,
I. A. Avdeeva // Actual directions of scientific research of XXI century: theory and practice. — 2021. — № 1 (52). — Vol. 9. — P. 17-25.
7. Morkovina, S. S., Ivanova, A. V., Netrebskaya, O. A. Climate initiatives in Russian forestry as a tool for neutralizing security risks and sustainable development of industries // Problems of sustainable development of socio-economic systems : proceedings of international scient.-pract. conf. — Tambov, 2021. — P. 331-338.
8. Panyavina, E. A. Creation of forest carbon (carbon) landfills: economic component // Actual directions of scientific research of XXI century: theory and practice. — 2021. — № 1 (52). — Vol. 9. — P. 26-34.
9. Epifanova, T. V. System of indicators of effectiveness of use of certain types of resources by subjects of small and medium entrepreneurship // Financial Research. — 2013. — № 1 (38). — P. 75-80.
Б0110.54220М^ив.1991-0533.2022.78.2.030
М. З. Музаев
МЕНЯЕТ ЛИ ВЫХОД НА ПЕНСИЮ ЖИЗНЕННЫЕ УСТАНОВКИ И ФИНАНСОВОЕ ПОЛОЖЕНИЕ РОССИЯН
Аннотация
В статье представлены результаты статистического анализа взаимосвязи субъективных оценок, финансового положения и социально-демографических характеристик непенсионеров, работающих и неработающих пенсионеров. Осуществлена оценка комплекса мультиномиальных моделей, в которых зависимыми переменными стали вопросы об удовлетворенности жизнью и уверенности в ближайшем будущем для работающих и неработающих пенсионеров, непенсионеров. Исходные данные представлены информацией Росстата и проекта «Российский мониторинг экономического положения и здоровья населения» за 2020 г. Выявлено, что уровень доходов работающих пенсионеров выше, чем у остальной части населения, а среди неработающих пенсионеров — не ниже. Пенсионеры в целом более позитивно оценивают перспективы ближайшего будущего. Определено, что базисной ценностью для всех респондентов является состояние здоровья. Негативная оценка здоровья существенно снижает оценки удовлетворенности жизнью независимо от того, является индивид пенсионером или нет.
Ключевые слова
Пенсионная реформа, пенсии, удовлетворенность жизнью, занятость пенсионеров, мультиномиальная логит-модель.
M. Z. Muzayev
DOES RETIREMENT CHANGE THE LIFE ATTITUDES AND FINANCIAL STATUS OF RUSSIANS
Annotation
Article presents the statistical analysis of relationship between subjective assessments, financial situation and socio-demographic characteristics of non-pensioners, employed and non-employed pensioners. Assessment of complex of multinomial models was carried out, with questions about life satisfaction and confidence in near future as dependent variables, for non-pensioners, employed and non-employed pensioners. Research is based on Russia Longitudinal Monitoring Survey — Higher School of Economics data for 2020. Study showed that level of income of employed pensioners is higher than that of rest of population, and among non-employed pensioners it is not lower. Pensioners are more positive about prospects for near future. It was revealed that state of health is a basic value for all respondents. Negative health assessment significantly reduces the life satisfaction assessment, whether individual is pensioner or not.
Keywords
Pension reform, pensions, life satisfaction, employment of pensioners, multinomial logistic regression.
Старение населения — глобальная проблема столетия, последствиями которой становятся не только изменения возрастной структуры населения, но и образа и качества жизни, экономической, социальной и политической активности. Переход к новым возрастным границам выхода на пенсию в нашей стране совпал с серьезным социально-экономическим кризисом, вызванным пандемией COVГО-19, беспрецедентными санкциями со стороны недружественных государств по отношению к нашей стране. Несмотря на меры, предпринимаемые правительством по индексации пенсий, социальных пособий, опережающий рост стоимости жизни вновь переместил пенсионеров в группу высокого риска. Однако, независимо от сложившейся социально-экономической, политической ситуации, выход на пенсию связан с серьезной перестройкой всех жизненных устоев личности. Меняется финансовое поведение, источники и объем доходов, характер, структура потребления, интенсивность жизнедеятельности, общения и многое другое. Все это влияет на восприятие пенсионерами уровня личного благосостояния, уверенность в надежности дальнейшего существования.
На сегодняшний день доля населения в возрасте старше трудоспособного превышает 25 %, но значительное число людей получает статус пенсионера ранее достижения пенсионного возраста, и поэтому пенсионеры сегодня составляют более трети населения страны [14]. В связи с этим социальная и политическая стабильность в обществе во многом зависит от поддержания уровня благосостояния этой части населения на достойном уровне.
Перманентный характер пенсионных реформ в России, обусловленный как процессом смены социально-экономической формации, макроэкономическими потрясениями, так и последствиями долговременных демографических сдвигов, причиной которых были и потери военных лет, и рост смертности преимущественно мужского населения страны в перестроечный период, и ряд других причин, представлен в публикациях Т. М. Малевой, О. В. Синявской [7, 8]. Мотивы продолжения трудовой деятельности после выхода на пенсию достаточно подробно освещены как в отечественных [2, 3, 4, 6], так и зарубежных источниках [10, 12, 13]. В недавнем исследовании Л. И. Ниворожкиной, Б. Густафссона и Х. Ван [11] впервые на
микроданных представлен развернутый сравнительный анализ детерминант продолжения работы после наступления пенсионного возраста в городах Китая и в городах России. Однако работ, в которых представлено сравнение финансового положения, восприятия жизни пенсионеров и непенсионеров, работающих пенсионеров и неработающих пенсионеров, в отечественных публикациях не представлено.
С учетом многочисленности пенсионеров имеет смысл сравнение их как отдельной социальной группы с теми, кто не является пенсионерами. Однако пенсионеры существуют не в вакууме, кто-то живет один или в паре, значительная часть ведет совместное хозяйство с несколькими поколениями родственников. Различаются ли жизненные установки пенсионеров в городах и на селе? Существенно ли отличаются оценки удовлетворенности жизнью, материальным положением, уверенности в завтрашнем дне среди пенсионеров и тех, кто еще не на пенсии? А оценки пенсионеров, продолжающих трудовую деятельность, отличны от тех, кто прекратил работать? Ответы на эти и многие другие вопросы, относящиеся к различным аспектам жизнедеятельности пенсионеров, безусловно, важны для мониторинга социально-
экономического положения этой части населения с учетом их доходов, специфики положения в структуре общества и развития стратегии активного долголетия [5], формирующей процесс оптимизации возможностей для обеспечения здоровья, участия в жизни общества и защищенности человека с целью улучшения качества его жизни в ходе старения, которая сформулирована Всемирной организацией здравоохранения в 2002 г.
Исходными данными комплексного сравнения и анализа взаимосвязи субъективных оценок, финансового положения и социально-демографических характеристик пенсионеров и непенсионеров стали данные Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ (RLMS ШЕ) за 2020 г. [15], содержащие информацию о широком спектре социально-экономических показателей, характеризующих три социальные группы: неработающих пенсионеров, работающих пенсионеров и непенсионеров, а также семьи, в которых они проживают. В 2020 г. объем выборки составил 10174 индивидов, среди них неработающих пенсионеров — 3777 человек, работающих — 829 человек. (В выборке учтены лишь те индивиды, которые указали размер своих доходов.)
Таблица 1 — Социально-демографические характеристики респондентов различных социальных групп, %
Переменная Непенсионеры Работающие пенсионеры Неработающие пенсионеры
Гендер
Женщины 50,66 67,14 69,27
Мужчины 49,34 32,86 30,73
Семейное положение
Одинокие 4,52 17,67 25,85
Супружеская пара 6,67 25,50 26,08
Другие формы совместного проживания 88,81 56,83 48,07
Образование
Ниже среднего 17,26 4,63 20,38
Общее среднее 29,25 27,28 29,77
Среднее профессиональное 24,93 31,55 28,45
Высшее 28,34 36,54 21,40
Тип поселения
Областной центр 40,85 44,01 41,43
Переменная Непенсионеры Работающие пенсионеры Неработающие пенсионеры
Город 25,60 26,45 24,97
Поселок городского типа 6,93 7,00 7,54
Село 26,62 22,54 26,05
Оценка здоровья
Хорошее и очень хорошее 56,85 20,99 9,90
И да, и нет 40,43 69,84 58,60
Плохое и очень плохое 3,72 9,17 31,51
Объем выборки 5968 828 3777
Среди пенсионеров заметно преобладание женщин, что обусловлено тем, что женщины выходят на пенсию раньше мужчин, и ожидаемая продолжительность жизни россиянок на десять лет больше, чем у мужчин. Одинокие люди преобладают среди пенсионеров, особенно среди неработающих. Каждое последующее поколение более образованно, чем предыдущее и др., но наиболее образованны работающие пенсионеры, которые чаще проживают в крупных городах. Оценки здоровья ожидаемо хуже среди пенсионеров, но работающие пенсионеры реже оценивают свое здоровье как очень плохое. С выходом на пенсию меняются источники доходов и их размер. Для учета этого обстоятельства для всех респондентов были рассчитаны располагаемые
Если ли взаимосвязь между доходными группами и принадлежностью к определенной социальной группе?
При проверке наличия взаимосвязи между категориальными данными необходим подход, позволяющий оценить значимость полученных результатов.
доходы, которые учитывали все денежные поступления в домохозяйстве, где проживал индивид, а также оценку натуральных поступлений и льгот. Душевой показатель был рассчитан как частное от деления всех располагаемых доходов на число членов домохозяйства. Далее показатель душевых располагаемых ресурсов был преобразован в набор из пяти двоичных переменных, по 20 % доходным группам (квинтилям). В первой группе находились 20 % респондентов с наименьшими доходами и так далее до пятой группы, где присутствовали 20 % наиболее обеспеченных. Таблица 2 представляет совместное распределение непенсионеров, работающих пенсионеров и неработающих пенсионеров по доходным группам.
Наиболее распространенный способ исследования связей между двумя дихотомическими переменными — расчет статистики хи-квадрат, который определяет вероятность того, что в случайной выборке появится значение хи-квадрат такой же или большей величины, чем его
Таблица 2 — Таблица сопряженности между социальными и доходными группами
Квинтили 1 2 3 4 5 Итого
Непенсионеры 1210 1044 1054 1083 1201 5592
970,2 1108,9 1147,1 1179,5 1186,4
59,2 3,8 7,6 7,9 0,2
Работающие пенсионеры 22 63 111 209 394 799
138,6 158,4 163,8 168,5 169,5
98,1 57,5 17,3 9,7 297,3
Неработающие пенсионеры 446 811 819 748 457 3,281
569,2 650,6 673,0 692,9 696,1
26,7 24,72 31,7 4,5 82,1
Итого 1678 1918 1984 2040 2052 9672
фактическое значение. Если вероятность мала, то налицо расхождение между нашим теоретическим предположением о том, что признаки взаимно независимы, и фактами.
Критерий хи-квадрат основан на разнице между наблюдаемыми и ожидаемыми значениями в каждой клетке таблицы 2. Наблюдаемые значения получены по данным опроса, а ожидаемые значения — это те, которые были бы в клетках таблицы, если бы переменные были независимы.
_ (сумма ¡-строки)-(сумма]-столбца)
Ч общая сумма
Ответ о том, связаны ли ожидаемые (теоретические) значения с наблюдаемыми, дает хи-квадрат:
2 _
('0и~Еа)
(2)
Для определения хи-квадрат критерия необходимо рассчитать наблюдаемые и ожидаемые значения для каждой ячейки, возвести в квадрат их разницу и разделить на ожидаемое значение, а затем сложить результаты по всем ячейкам. Для того чтобы выяснить статистическую значимость полученного значения, необходимо сравнить его с табличным значением, задающим критическое значение критерия. Входом в таблице служит рассчитанное значение хи-квадрат и число степеней свободы. Число степеней свободы рассчитывается как произведение числа колонок таблицы минус единица на число строк таблицы минус единица. Если рассчитанное значение превышает табличное, то гипотеза о независимости распределения признаков отклоняется. Все расчеты осуществляются при помощи компьютерных статистических пакетов. Сравнение значений наблюдаемых и ожидаемых частот и значений хи-квадрат в ячейках таблицы позволяет уточнить сущность рассматриваемых процессов.
Первая строка таблицы 2 — наблюдаемая частота совместного появления признаков, вторая — ожидаемая, третья — хи-квадрат для ячейки. Итоговое значение хи-квадрат — сумма по ячей-
кам равна 742,9061, вероятность того, что полученный результат случаен, равна 0,0008, следовательно, можно утверждать, что взаимосвязь между уровнем душевых доходов и принадлежностью к определенной социальной группе существует, и она статистически значима.
А каков характер этой связи? Для этого рассмотрим разницу между фактическими и ожидаемыми частотами (табл. 2). Для непенсионеров наблюдаемое значение принадлежности к группе непенсионеров выше, чем ожидаемое, значение хи-квадрат, равное 59,2, превышает минимальное значение для выбранного уровня значимости и числа степеней свободы1. Ожидаемые значения принадлежности к различным доходным группам для непенсионеров ниже фактических и статистически значимы во втором, третьем и четвертом квинтилях. Таким образом, для респондентов-непенсионеров по сравнению с другими группами вероятность принадлежности к наименее доходной, первой, группе — относительно самая высокая, а к более доходным — снижается. Работающие пенсионеры демонстрируют противоположную тенденцию. Для них вероятность принадлежности к четвертому и пятому квинтилям существенно выше, чем для непенсионеров и неработащих пенсионеров. Что же касается неработающих пенсионеров, то для них наиболее высокими являются шансы находиться во втором, третьем и четвертом квинтилях. Таким образом, распределение душевых доходов по выделенным группам указало на то, что совокупность непенсионеров, представляющая весьма неоднородные группы населения, концентрирует в своем составе и наиболее малообеспеченные слои. Пенсионеры в этой структуре реже встречаются в низко обеспеченных группах, в то время как работающие пенсионеры — самые вероятные представители высокодоходных групп населения.
1 Значение хи-квадрат в ячейках таблицы меньше 3,8 свидетельствует об отсутствии взаимосвязи между определенными категориями признаков.
Структура потребностей меняется с возрастом, она зависит от доходов, состава семьи, места проживания и др. Это обстоятельство отражается в оценках удовлетворенности жизнью, материальным положением, уверенности в зав-
Наибольший оптимизм присущ непенсионерам, работающие пенсионеры более склонны к нейтральным ответам, а наиболее низкий уровень субъективной удовлетворенности жизнью — среди неработающих пенсионеров. Работающие пенсионеры чаще отвечают, что скорее удовлетворены своим материальным положением, неработащие — склонны к более негативным оценкам, как и непенсионеры. Что касается ответов на вопрос о том, «Насколько Вас беспокоит то, что Вы не сможете обеспечивать себя самым необходимым в ближайшие 12 месяцев?», то непенсионеры чаще склонны выражать серьезное беспокойство, в то время как пенсионеры настроены более оптимистично.
трашнем дне. Представленные в таблице 3 субъективные оценки удовлетворенности представлены спектром различных вопросов в анкете обследования КЬМБ-НБЕ для индивидов.
Важным представляется анализ влияния выделенных характеристик «при прочих равных», что возможно при переходе к оцениванию эконометрических моделей. Для устранения влияния существенной неравномерности в характеристиках социально-демографического профиля индивидов при анализе ответов об удовлетворенности различными аспектами жизнедеятельности были специфицированы три группы эконометри-ческих моделей отдельно для наборов данных индивидов непенсионеров, работающих пенсионеров и неработающих пенсионеров. Была осуществлена оценка комплекса мультиномиальных моделей, в которых зависимыми переменными стали вопросы об удовлетворенности
Таблица 3 — Оценки удовлетворенности жизнью и материальным положением, %
Вопрос Непенсионеры Работающие пенсионеры Неработающие пенсионеры
Насколько Вы удовлетворены своей жизнью в настоящее время
Полностью удовлетворены 8,73 6,88 4,59
Скорее удовлетворены 46,16 51,84 37,51
И да, и нет 26,25 24,44 25,76
Не очень удовлетворены 13,86 14,00 23,10
Совсем не удовлетворены 4,37 2,37 8,39
Отказ от ответа 0,65 0,27 0,65
Насколько Вы удовлетворены своим материальным положением в настоящее время
Полностью удовлетворены 2,19 3,18 2,78
Скорее удовлетворены 19,25 25,39 21,96
И да, и нет 21,81 22,78 19,80
Не очень удовлетворены 32,28 34,99 32,13
Совсем не удовлетворены 23,47 13,64 22,75
Отказ от ответа 0,99 0,12 0,59
Насколько Вас беспокоит то, что Вы не сможете обеспечивать себя самым необходимым в ближайшие 12 месяцев?
Очень беспокоит 34,31 27,88 30,38
Немного беспокоит 33,04 33,69 31,90
И да, и нет 14,01 13,52 14,65
Не очень беспокоит 12,52 17,20 16,37
Совсем не беспокоит 5,03 6,29 5,99
Отказ от ответа 1,09 1,42 0,70
жизнью, представленные таблице 3, а в качестве регрессоров выступили характеристики индивидов, представленные в таблице 1, которые были преобразованы в наборы двоичных переменных.
Полиномиальная (мультиномиальная) логистическая регрессия является вариантом логистической регрессии, при которой зависимая переменная не является дихотомической, как при бинарной логистической регрессии, а имеет больше двух категорий, то есть мультиномиальная логистическая регрессия пригодна только для категориальных независимых переменных (Бююль, Цефель, 2002). Вероятность наступления того или иного события, связанного с реализацией соответствующего варианта, описывается полиномиальной (мультиноминальной) логит-моделью:
Р( у = Л = ■
7 = 0,1,2.....) (3)
Л=0
Для более компактного представления результатов моделирования пять характеристик удовлетворенности жизнью были преобразованы в три переменные: первая, «полностью удовлетворены и скорее удовлетворены», вторая, «и да,
и нет», третья, «не очень удовлетворены и совсем не удовлетворены». Отказ от ответа в моделях не был учтен.
Независимыми переменными стали такие характеристики индивида, как пол, образование респондента и тип поселения, оценка состояния здоровья. Тип домохозяйства был определен как одинокий индивид, супружеская пара и другие типы совместного проживания.
Мультиномиальная модель оценивает к-1 модель, где к — число уровней зависимой переменной. В данном случае в качестве эталонной во всех моделях взята первая категория «полностью удовлетворены» и «очень беспокоит» и оценены модели для откликов остальных категорий по отношению к эталонной переменной. Поскольку оценка параметров представлена по отношению к эталонной группе, то стандартная интерпретация коэффициентов уравнения (мультиномиального логита) состоит в том, что при изменении предикторной переменной на единицу измерения, логит исхода т относительно эталонной группы есть ожидаемое изменение оценки параметра (или отношения шансов) при условии, что все остальные переменные модели не изменяются.
Таблица 4 — Мультиномиальная модель удовлетворенности жизнью
J
Переменная Непенсионеры (1) Работающие пенсионеры (2) Неработающие пенсионеры (3)
и да, и нет не очень и совсем не удовлетворен и да, и нет не очень и совсем не удовлетворен и да, и нет не очень и совсем не удовлетворен
Женщины - - - - - -
Мужчины 0,034 (0,063) 0,048 (0,074) -0,295 (0,199) -0,262 (0,233) 0,109 (0,099) -0,021 (0,098)
Семейное положение
Одинокие 0,269* (0,159) 0,779*** (0,159) -0,220 (0,254) 0,280 (0,281) 0,084 (0,113) 0,468*** (0,106)
Супружеская пара -0,123 (0,125) -0,407** (0,162) -0,598** (0,221) -0,309 (0,263) -0,104 (0,109) -0,101 (0,109)
Другие типы д/х - - - - - -
Образование
Ниже среднего 0,040 (0,101) 0,097 (0,120) -0,215 (0,433) -0,492 (0,545) 0,037 (0,142) -0,084 (0,141)
Общее среднее 0,310*** (0,086) 0,518*** (0,099) 0,007 (0,231) 0,051 (0,264) 0,150 (0,129) 0,298** (0,125)
Среднее проф. 0,128 (0,087) 0,242** (0,103) 0,119 (0,215) 0,082 (0,253) -0,069 (0,128) 0,076 (0,123)
***, **, * — коэффициент значим на 1, 5 и 10 %-м уровне соответственно. В скобках — стандартные ошибки.
Непенсионеры (1) Работающие Неработающие
пенсионеры (2) пенсионеры (3)
Переменная и да, не очень и да, не очень и да, не очень
и нет и совсем не удовлетворен и нет и совсем не удовлетворен и нет и совсем не удовлетворен
Высшее - - - - - -
Тип поселения
Областной центр -0,012 0,256** 0,449** 0,390 -0,528*** 0,012
(0,082) (0, 096) (0,224) (0,282) (0,118) (0,112)
Город -0,0040 0,170* -0,356 0,291 -0,106 0,275**
(0,088) (0,102) (0,244) (0,302) (0,124) (0,123)
Поселок городского типа -0,180 -0,204 0,377 -0,247 -0,332* -0,203
(0,341) (0,166) (0,363) (0,505) (0,176) (0,182)
Село - - - - - -
Оценка здоровья
Хорошее и очень хорошее -0,805*** -1.008*** -0,591** -0.813*** -0,675*** -0,755***
(0,065) (0,075) (0,228) (0,295) (0,155) (0,165)
И да, и нет - - - - - -
Плохое и очень плохое 0,050 0,843*** 0,675** 0,978*** 0,433*** 0,962***
(0,244) (0,219) (0,311) (0,322) (0,103) (0,096)
Квантиль душевого дохода
Первый 0,441*** 0,623*** 0,456 1,188** -0,123 0,818***
(0,096) (0,107) (0,573) (0,599) (0,158) (0,144)
Второй 0,119 0,117 -0,301 0,451 0,074 0,408***
(0,098) (0,113) (0,379) (0,407) (0,158) (0,120)
Третий -
Четвертый 0,035 -0,139 -0,233 -0,170 -0,366** -0,297**
(0,097) (0,115) (0,259) (0,312) (0,124) (0,124)
Пятый -0,228** -0.564*** -0,471** -0,531* -0,627*** -0,741***
(0,098) (0,120) (0,247) (0,301) (0,148) (0,151)
Константа -0,468*** -1,017*** 0,020 -1,184*** -0,818*** -0,820***
(0,111) (0,130) (0,312) (0,393) (0,171) (0,171)
В первом уравнении для совокупности респондентов-непенсионеров (табл. 4) оценивались ответы респондентов, выбравших вариант удовлетворенности жизнью «и да, и нет» по отношению к тем, кто ответил, что «скорее удовлетворен и полностью удовлетворен». При прочих равных наиболее вероятно ответ «и да, и нет» предпочли те, чьи доходы находились в пределах первого доходного квинтиля, а те, чьи доходы были в пределах пятого квинтиля, не стали выбирать такой ответ. Лица с низким уровнем образования и одинокие люди чаще были склонны к нейтральным оценкам, а низкая самооценка здоровья коррелировала с неудовлетворенностью жизнью.
В уравнении, где непенсионеры предпочитали ответы «не очень удовле-
творен и совсем не удовлетворен» по отношению к ответам «скорее удовлетворен и полностью удовлетворен», при прочих равных статистически значимыми оказались нагрузки для тех индивидов, кто по душевым доходам находился в первом квинтиле, а те, кто находился в пятом квинтиле, существенно реже выбирали негативный ответ. Чем ниже уровень образования, тем выше были шансы дать негативный ответ об удовлетворенности жизнью. Одинокие люди гораздо чаще, при прочих равных, давали негативную оценку удовлетворенности жизнью, а супружеские пары — реже. И вновь самооценки здоровья были существенно связаны с удовлетворенностью жизнью. Жители больших городов чаще выбирали негативную оценку удовлетво-
ренности жизнью по сравнению с жителями сел.
Для набора данных по работающим пенсионерам в уравнении, где сравнивались оценки тех, кто выбрал ответ по удовлетворенности жизнью «и да, и нет» по отношению к ответам «скорее удовлетворен и полностью удовлетворен», статистически значимым стало то, что пенсионеры, находящиеся в пятом и четвертом доходных квинтилях, реже выбирали ответ о полной удовлетворенности. Уровень образования не оказывал статистически значимого влияния на выбор варианта ответа об удовлетворенности жизнью. Значимой оставалась связь между самооценкой состояния здоровья и удовлетворенностью жизнью. Супружеские пары работающих пенсионеров по сравнению с теми, кто проживал на момент опроса в домохозяйствах более сложного состава, реже выбирали ответ «и да, и нет» по отношению к оценке полной удовлетворенности. Жители крупных городов чаще сдержанно оценивали удовлетворенность жизнью по сравнению с жителями сел.
Для тех работающих пенсионеров, кто ответил, что «не очень удовлетворен и совсем не удовлетворен» своей жизнью по отношению к тем, кто ею удовлетворен, среди респондентов, находящихся в первом доходном квинтиле, шансы негативного выбора были статистически значимо выше, а для тех, кто находился в пятом доходном квинтиле, статистически значимо были выше шансы позитивного выбора. Семейное положение не оказывало влияния на предпочтения в выборе оценки удовлетворенностью жизни. Самооценки здоровья также оказались значимыми.
Для подмножества неработающих пенсионеров, при выборе между альтернативами «и да, и нет» и «скорее удовлетворен и полностью удовлетворен», пенсионеры, находящиеся в четвертом и пятом квинтилях, реже выбирали ответ «и да, и нет». Уровень образования в этих предпочтениях также не играл роли. Жители больших городов реже выбирали
«и да, и нет». Оценки здоровья вновь продемонстрировали существенную связь между плохой самооценкой здоровья и неудовлетворенностью жизнью.
Для тех неработающих пенсионеров, кто выбрал ответ «не очень удовлетворен и совсем не удовлетворен» по отношению к тем, кто сказал «скорее удовлетворен и полностью удовлетворен», те, кто находился в первом и втором доходном квинтилях, с большей вероятностью давали негативный ответ, а те, кто находился в четвертом и пятом, — позитивный. Одинокие неработающие пенсионеры гораздо чаще демонстрировали негативные оценки удовлетворенностью жизнью.
В целом, при прочих равных, ответы работающих пенсионеров выявили, что среди них преобладание нейтральных и позитивных ответов об удовлетворенности жизнью выше, чем среди непенсионеров. Для неработающих пенсионеров такое преобладание существенно лишь для нейтральных оценок.
В целом, основная базисная ценность для всех респондентов — состояние здоровья. Негативная оценка здоровья существенно снижает оценки удовлетворенности жизнью независимо от того, является индивид пенсионером или нет. Среди не пенсионеров по сравнению с теми, кто находится в середине распределения доходов, те, у кого доходы ниже, чаще склоняются к негативным ответам. Среди работающих пенсионеров те, у кого доходы относительно выше, реже склонны к негативным ответам, в целом связь между доходами и удовлетворенностью жизнью — слабая. Неработающие пенсионеры определились более четко: те, у кого низкие доходы, чаще не удовлетворены, а те, у кого высокие, чаще удовлетворены. Уровень образования влиял на оценки удовлетворенности жизнью среди непенсионеров и переставал влиять у пенсионеров. Место проживания не сильно влияло на удовлетворенность жизнью пенсионеров, а для непенсионеров проживание в городах снижало оценки удовлетворенности жизнью.
Одиночество является негативным фактором удовлетворенности жизни для непенсионеров и неработающих пенсионеров, для работающих пенсионеров этот факт не имел значения. И, конечно, плохое состояние здоровья резко снижало степень удовлетворенности жизнью.
Следующий оценочный вопрос был сформулирован так: «Насколько Вас беспокоит то, что Вы не сможете обеспе-
чивать себя самым необходимым в ближайшие 12 месяцев?» с ответами: очень беспокоит и немного беспокоит; и да, и нет; не очень беспокоит и совсем не беспокоит. По ответам на эти вопросы также было осуществлено оценивание трех мультиномиальных моделей для респондентов-непенсионеров, работающих пенсионеров и неработающих пенсионеров (табл. 5).
Таблица 5 — Мультиномиальная модель оценки выбора ответа на вопрос «Насколько Вас беспокоит то, что Вы не сможете обеспечивать себя самым необходимым в ближайшие 12 месяцев?»
Переменная Непенсионеры (1) Работающие пенсионеры (2) Неработающие пенсионеры (3)
и да, и нет не очень и совсем не беспокоит и да, и нет не очень и совсем не беспокоит и да, и нет не очень и совсем не беспокоит
Женщины - - - - - -
Мужчины -0,009 (0,077) 0,178** (0,072) 0,180 (0,237) 0,296 (0,198) 0,181 (0,113) 0,224** (0,100)
Семейное положение
Одинокие -0,221 (0,197) 0,074 (0,165) 0,237 (0,303) 0,366 (0,248) -0,154 (0,131) 0104 (0,108)
Супружеская пара 0,119 (0,149) 0,076 (0,149) 0,115 (0,261) 0,218 (0,213) 0,148 (0,122) -0,026 (0,131)
Другие типы д/х - - - - - -
Образование
Ниже среднего 0,522*** (0,119) 0,881*** (0,106) 0,059 (0,534) -0,260 (0,198) 0,252 (0,160) 0,366*** (0,141)
Общее среднее -0,093 (0,105) -0,339*** (0,104) 0251 (0,273) -0,054 (0,236) -0,373** (0,151) -0,169 (0,130)
Среднее проф. 0,041 (0,106) 0,143 (0,097) 0,129 (0,269) 0,257 (0,213) -0,078 (0,145) 0,109 (0,124)
Высшее - - - - - -
Тип поселения
Областной центр 0,056 (0,099) 0,687*** (0,101) 0,738** (0,305) 0,733*** (0,247) -0,213 (0,138) 0,480*** (0,123)
Город -0,044 (0,107) 0,455*** (0,108) -0,472 (0,327) 0,201 (0,273) 9,041 (0,138) 0,041 (0,138)
Поселок городского типа -0,148 (0,169) 0,478*** (0,109) 1,219** (0,434) 0,0150** (0,372) -0,054 (0,209) 0,403** (0,186)
Село - - - - - -
Оценка здоровья
Хорошее и очень хорошее 0,021 (0,079) 0,618*** (0,077) -0,153 (0,268) 0,027 (0,209) -0,335** (0,185) -0,143 (0,154)
И да, и нет - - - - - -
Плохое и очень плохое -0,476 (0,301) -0,397 (0,315) -0.005** (450) -1.496*** (0,489) -0,172 (0,114) -0,048 (0,098)
Квантиль душевого дохода
Первый 0,023 (0,118) -0,156 (0,120) -0,428 (0,804) -1,627 (1,157) -0,602*** (0,189) -0,178 (0,163)
Второй -0,091 (0,124) 0,017 (0,118) 0,099 (0,465) -0,841* (0,494) -0,029 (0,136) -0,310** (0,138)
***, **, * — коэффициент значим на 1, 5 и 10 %-м уровне соответственно. В скобках — стандартные ошибки.
Третий - - -- - - -
Четвертый 0,108 (0,120) 0,211** (0,112) 0,067 (0,338) -0,361 (0,287) 0,253 (0142) 0,710*** (0,122)
Пятый 0,428*** (0,116) 0.178** (0,072) 0,293 (0,319) 0,389 (0,250) 0,241 (0,177) 1,441*** (0,136)
Константа -1,754*** (0,136) -2,590 (0,141)*** -2,350*** (0,429) -1,678*** (0,344) -1,276*** (0,191) -1,683*** (0,178)
В первом уравнении представлены оценки шансов выбрать ответы «и да, и нет» и «не очень беспокоит и совсем не беспокоит» по отношению к ответу «очень беспокоит и немного беспокоит» для подмножества непенсионеров. Оценки параметров для отклика «и да, и нет» указали, что значимо высокие шансы дать такой ответ были у наиболее обеспеченных респондентов. Они чаще имели более низкий уровень образования. Все другие переменные в уравнении были статистически незначимы.
Непенсионеры, выбравшие ответ «не очень беспокоит и совсем не беспокоит», с более высокой вероятностью присутствовали в четвертом и пятом доходных квинтилях.
По сравнению с теми, у кого высшее образование, это — чаще люди с уровнем образования ниже среднего, и реже — с общим средним образованием. Мужчины — менее тревожны по сравнению с женщинами. Проживание в городских агломерациях увеличивало шансы ответить «не очень и совсем не беспокоит». Значимой являлась хорошая оценка здоровья, которая повышала шансы позитивного отклика.
Для подмножества работающих пенсионеров предпочтения в выборе ответа «и да, и нет» по отношению к «очень беспокоит и немного беспокоит» не выявили существенных расхождений в характеристиках респондентов за исключением того, что такой ответ чаще выбирали жители областных центров и поселков городского типа по сравнению с селянами, и реже те, кто указывал на плохое состояние здоровья.
Среди оптимистов, утверждающих, что их не беспокоит, смогут ли они обеспечивать себя самым необходимым в ближайшие 12 месяцев, преобладали жители областных центров. Такой ответ реже выбирали те, кто оценивает свое здоровье как плохое.
Среди неработающих пенсионеров ответ «и да, и нет» по отношению к негативному «очень беспокоит и немного беспокоит» реже выбирали лица с общим средним образованием, хорошим состоянием здоровья и наименее обеспеченные. Оптимисты преобладали среди мужчин с низким уровнем образования, проживающих в областных центрах и поселках городского типа, а также среди тех, чьи доходы были в пределах четвертого, пятого квинтилей.
Таким образом, при прочих равных, пенсионеры в целом более позитивно оценивали перспективы ближайшего будущего. А характеристики, определяющие шансы выбора нейтрального или позитивного ответа по сравнению с негативным выбором, в целом схожи. Мужчины более оптимистичны по сравнению с женщинами. Семейное положение не оказывало значимого влияния на оптимизм или пессимизм в оценке перспектив ближайшего будущего.
Жители городских агломераций в целом более оптимистичны по сравнению с селянами. Чем выше уровень душевых доходов семьи, тем меньше беспокойства ощущают респонденты, и, конечно, негативная самооценка здоровья ухудшает оценки, но они статистически значимы лишь среди работающих пенсионеров.
В целом по результатам анализа душевых доходов и оценки комплекса мультиномиальных моделей, осуществленного по результатам репрезентативного опроса населения в 2020 г., можно сделать вывод о том, что уровень доходов работающих пенсионеров выше, чем у остальной части населения, а среди неработающих пенсионеров — не ниже.
Как результат, оценки удовлетворенности жизнью у пенсионеров в среднем, при прочих равных, были более позитивны, чем у непенсионеров, они реже испытывали беспокойство по поводу возможного ухудшения уровня жизни в обозримом будущем.
Достигнутые за прошедшее с начала 2000-х гг. позитивные сдвиги в уровне и качестве жизни пенсионеров являются одним наиболее значимых достижений в социально-экономическом развитии российского общества.
Поддержка и сохранение достигнутого уровня благополучия пенсионеров, составляющих треть населения страны, в условиях, осложненных пандемией ко-ронавируса и санкциями недружественных государств, представляется одной из важнейших политических и социальных задач сегодняшнего дня.
Библиографический список
1. Бююль, А., Цёфель, П. SPSS: искусство обработки информации. Анализ статистических данных и восстановление скрытых закономерностей / под ред. В. Е. Момота. — М., 2002.
2. Горлин, Ю. М., Карцева, М. А., Ляшок, В. Ю. Влияние повышения пенсионного возраста на уровень бедности населения РФ: микросимуляционный анализ // Прикладная эконометрика. — 2019. — № 54. — С. 26-50.
3. Горлин, Ю. М., Ляшок, В. Ю., Малева, Т. М. Повышение пенсионного возраста: позитивные эффекты и вероятные риски // Экономическая политика. — 2018. — № 1. — С. 148-178.
4. Горлин, Ю. М., Ляшок, В. Ю., Салмина, А. А. Коэффициент замещения как инструмент анализа и прогнозирования пенсионной системы // Вопросы экономики. — 2020. — № 12. — С. 80-104.
5. Концепция политики активного долголетия: научно-методологический доклад к XXI Апр. междунар. науч. конф. по проблемам развития экономики и общества / под ред. Л. Н. Овчаровой, М. А. Морозовой, О. В. Синявской. — М., 2020.
6. Ляшок, В. Ю., Рощин, С. Ю. Молодые и пожилые работники на российском рынке труда: являются ли они конкурентами? // Журнал Новой экономической ассоциации. — 2017. — № 1 (33). — С.117-140.
7. Малева, Т. М., Синявская, О. В. Пенсионная реформа в России: история, результаты, перспективы. Аналитический доклад. — М., 2005.
8. Малева, Т. М., Синявская, О. В. Повышение пенсионного возраста: pro et œntra // Журнал новой экономической ассоциации. — 2010. — № 8. — С. 117-137.
9. Старшее поколение. Росстат. — URL: https://rosstat.gov.ru/folder/13877 (дата обращения 05.04.2022).
10. Gerber, T. P., Radl, J. Pushed, Pulled, or Blocked? Elderly and labor market in Post-Soviet Russia // Social Science Research. — 2014. — № 45. — Р. 152-169.
11. Gustafsson, B., Nivorozhkina, L., Wan, H. Working beyond normal retirement age in urban China and urban Russia // IZA Journal of Development and Migration. — 2021. — Vol. 12 (1). — Р. 1-21.
12. Levin, V. Promoting active aging in Russia: Working longer and more productive. Report. World Bank Group. — Washington D C., 2015.
13. Radl, J., Gerber, T. P. Work beyond pension age in Russia: Labour market dynamics and job stability in a turbulent economy / ed. by S. Scherger. — Palgrave Macmillan, London, 2015.
14. Росстат. — URL: https://rosstat. gov.ru/folder/13877.
15. Российский мониторинг экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ (RLMS HSE), проводимый Национальным исследовательским университетом «Высшая школа экономики» и ООО «Демоскоп» при участии Центра народонаселения Университета Северной Каролины в Чапел Хилле и Института социологии Федерального научно-исследовательского социологического центра РАН. — URL: https://rlms-hse.cpc.unc.edu; http://www.hse.ru/rlms.
Bibliographic list
1. Bühl, A., Zöfel, P. SPSS: the art of information processing, statistical data analysis and recovery of hidden patterns. — M., 2002.
2. Gorlin, Yu. M., Karceva, M. A., Lyashok, V. Yu. Impact of retirement age increase on poverty level of Russian population: microsimulation analysis // Applied Econometrics. — 2019. — № 54. — Р. 26-50.
3. Gorlin, Yu. M., Lyashok, V. Yu., Maleva, T. M. Pension age increase: positive effects and possible risks // Economic policy. — 2018. — № 1. — Р. 148-178.
4. Gorlin, Yu. M., Lyashok, V. Yu., Salmina, A. A. Replacement rate as instrument of analysis and forecasting of pension system // Questions of economics. — 2020. — № 12. — Р. 80-104.
5. Concept of active longevity policy: scientific and methodological report to XXI Apr. intl. scientific conf. on problems of economic and social development / ed. by L. N. Ovcharova, M. A. Morozova, O. V. Si-nyavskaya. — M., 2020.
6. Lyashok, V. Yu., Roshchin, S. Yu. Young and older workers in Russian labor market: are they competitors? // Journal of
New Economic Association. — 2017. — № 1 (33). — P. 117-140.
7. Maleva, T. M., Sinyavskaya, O. V. Pension reform in Russia: history, results, prospects. Analytical report. — M., 2005.
8. Maleva, T. M., Sinyavskaya, O. V. Pension age increase: pro et contra // Journal of New Economic Association. — 2010. — № 8. — P. 117-137.
9. The older generation. — URL: https://rosstat.gov.ru/folder/13877 (date of access: 05.04.2022).
10. Gerber, T. P., Radl, J. Pushed, Pulled, or Blocked? Elderly and labor market in Post-Soviet Russia // Social Science Research. — 2014. — № 45. — P. 152-169.
11. Gustafsson, B., Nivorozhkina, L., Wan, H. Working beyond the normal retirement age in urban China and urban Russia // IZA Journal of Development and Migration. — 2021. — Vol. 12 (1). — P. 1-21.
12. Levin, V. Promoting active aging in Russia: Working longer and more productive. Report. World Bank Group. — Washington D C., 2015.
13. Radl, J., Gerber, T. P. Work beyond pension age in Russia: Labour market dynamics and job stability in turbulent economy / ed. by S. Scherger. — Palgrave Macmillan, London, 2015.
14. Rosstat. — URL: https://rosstat. gov.ru/folder/13877.
15. Russian monitoring of economic situation and public health of HSE (RLMS HSE), conducted by National Research University Higher School of Economics and Demoscope LLC with participation of Center for Population of University of North Carolina at Chapel Hill and the Institute of Sociology of Federal Research Sociological Center of Russian Academy of Sciences. — URL: https://rlms-hse.cpc.unc.edu; http://www.hse.ru/rlms.
