CC BY
132
Примечательно, что с самого начала своего существования СНГ воспринимался россиянами как серьезный источник конфликтов и угроз. На вопрос о том, насколько вероятны в ближайшее время вооруженные столкновения с другими республиками в январе 1992 г., 57% респондентов отвечали вероятны, и только 20% — маловероятны. То, что России удалось избежать кровопролитных конфликтов вне своих границ, можно отнести к числу ее главных достижений в отношениях с соседями. Соответственно, на протяжении пяти лет существования СНГ ожидание таких конфликтов снизилось до 27—36%, а мнение, что они маловероятны, расширилось до 40—50%. Вообще, для общественного мнения россиян характерна утрата образа внешнего врага. О таких традиционных противниках, как США или Германия, только 2—3% отвечающих высказывают мнение как о недружественных России. В этом смысле их далеко опережают страны Балтии (22% считают недружественной Эстонию, но при этом 12% определяют отношения с ней как дружеские и 36%
— как партнерские) и даже Украина, которую недружественной называют 10%*. В целом по показателю "угроза или не угроза миру и порядку в мире" бывшие республики СССР, взятые вместе, обгоняют США (этот признак, оцениваемый посредством деления числа ответов представляет угрозу на число ответов не представляет угрозы, имеет величину 0,48 для США и 0,58 для республик; во всех случаях эта величина — меньше единицы, т.е. ощущение внешней угрозы присуще меньшинству населения).
В отличие от Украины, другой славянский брат Белоруссия служит источником не опасений, а надежд. Интеграционный спектакль, разыгранный в предвыборном апреле 1996 г., вполне может обрести черты серьезного наступления великого интегратора А.Лукашенко на Москву, поскольку в этом он может найти поддержку не только со стороны коммунистических и ЛДПРовских патриотов, но и в довольно широких слоях населения. Достаточно сказать, что апрельские соглашения были восприняты как важные и нужные 47% граждан России, при условии, что 18% усомнились в том, что они будут иметь какие-либо практические последствия, а 9% согласились с мнением, что от них больше вреда, чем пользы**.
Что касается последних событий в Белоруссии, противостояния А.Лукашенко и Верховного Совета, то они не слишком взволновали россиян (в отличие, скажем, от поляков, в массе своей осудивших белорусского президента): 55% признались, что они ничего не знают об этих событиях; 17% сочувствуют белоруской оппозиции и 15% — А.Лукашенко.
Одной из проблем, омрачивших пятилетнюю историю СНГ, была проблема русского меньшинства в республиках. Нельзя, однако, сказать, что эта проблема находилась в фокусе внимания россиян. В общем ряду беспокоящих население проблем она никогда не собирала более 3% упоминаний. Отдельные политические силы и партии отводили ей определенное место в своих программах и ло-
* Отношения с Украиной как недружественные больше ощущают люди с высшим образованием (17%), в Москве и С.-Петербурге (19%), на юге Европейской России (15%), голосовавшие в 1995 г. за КРО и ЛДПР, за В.Жириновского в первом туре президентских выборов и против обоих кандидатов во втором туре.
** Это последнее мнение чаще можно встретить среди образованных, предпринимателей, голосовавших за "Яблоко", "Державу", сторонников Е.Гайдара, Б.Федорова и уклоняющихся от участия в выборах. Интересно, что признающих вредность соглашений много в декабрьском электорате ЛДПР, хотя В.Жири-новкий готов признать А.Лукашенко "объединенным президентом".
Таблица 1
Какая из партий может лучше решить проблему прав русских в республиках СНГ? (Приводятся только пар-
тии, собравшие значительное число упоминаний.)
Партия, движение 1995 г. 1996 г.
Апрель Июль Сентябрь Январь
КПРФ В В 15 13
ЛДПР 11 9 1В 8
"Держава" 3 2 12 4
пег 3 3 10 4
КРО - — 22 10
зунгах, борясь за имидж защитника национальных интересов. Это с переменным успехом удавалось то одной, то другой из оппозиционных партий, что можно видеть из табл. 1.
Относительно методов решения проблемы русских в республиках у жителей России преобладают мирные установки. Каждая из предложенных в январе 1996 г. альтернатив, как показано ниже, получила следующее число сторонников и противников (в %):
Альтернативы Сторонники Противники
Переговоры 93 5
Переселение русских 66 32
Экономическое давление 60 38
Военные акции 19 78
Ничего нельзя сделать 9 88
Конечно, обращает на себя внимание все-таки достаточно большое ЧИСЛО, ПОЧТИ 1/5 населения, тех, кто не исключает, по крайней мере на словах, силовой подход в отношениях с соседями по СНГ ("твердых" сторонников здесь 7%). Однако, видимо, уроки Чечни не прошли даром — во времена заката СССР (вильнюсские события и другие) на стороне жестких решений были около 30% опрашиваемых, а перед парламентскими выборами 1993 г. 22—25% отдавали предпочтение сторонникам жесткой линии, а не компромиссов в отношениях с республиками бывшего СССР.
Предложенный короткий очерк проблем, связанных с восприятием российским общественным сознанием межгосударственных отношений на постсоветском пространстве, не претендует на полноту и законченность. Ответы на многие непроясненные вопросы могло бы дать специально поставленное исследование. Пока же приходится довольствоваться довольно разрозненными данными, проливающими свет на отдельные стороны этого сложного комплекса.
Н. В. Бондаренко
Моделирование уровня бедности: динамический и структурный аспекты
Самое лаконичное, на наш взгляд, экономическое определение бедности следующее: «Состояние, при котором доход индивида ниже некоторого ур овня, иными словами, ниже "черты бедности"» 1*. Экономическое описание бедности, представленное в виде частных индексов и их взаимо-
1* Van Praag В., Hagenaas A. A Synthesis of Poverty Line Definitions // Review of Income and Wealth. 1985. N 31. P. 140.
связей, включает оценку масштабов и структурный анализ бедности (длительность, глубина бедности, однородность состава бедных). Изучение приемов и методов структурного анализа бедности — предмет отдельного исследования. В данной работе рассматриваются лишь типовые индексы, используемые в отчетах и аналитических работах различных национальных статистических служб, такие, как:
1) индекс глубины бедности, или индекс Дальтона1*. Он представляет собой коэффициент разрыва между уровнем бедности и доходом "среднего" бедного
П=1у у г_-хл_ , -
и Прхь г
Ъ — граница бедности (уровень бедности);
хг- — доход г-го индивида, чей доход ниже уровня бедности;
Пр — число тех, доходы которых ниже уровня бедности;
2) индекс Блакорби-Дональдсона2*, отражающий совокупный "дефицит доходов", определяемый как разница между "необходимыми" доходами, позволяющими иметь уровень потребления, не ниже заданной границы бедности, и фактическими доходами бедных: ВО=прхО;
3) коэффициент социальной нагрузкиЗ* (доля возлагаемых в среднем на каждого, доходы которого выше уровня бедности, расходов на трансферты, необходимые для повышения уровня доходов бедных до уровня бедности). Этот индикатор социальной нагрузки на группы денежного достатка определяет, какую часть дохода этой группы можно перераспределить в пользу "бедных", чтобы повысить уровень жизни всего населения как минимум до черты бедности. Очевидно, что, чем беднее общество (многочисленнее группа нуждающихся или значительнее разрыв в доходах), тем бод^ше потенциальная нагрузка на группы населения, имеющие доходы выше уровня бед-
Н0СТИ4*.
Специфика использования различных качественных и количественных показателей оценки бедности и их осо-
1* Dalton H. The Measurement of Inequality of Incomes // Economic Journal. Cambridge: Cambridge Univ. Press., 1920. Vol. 30. P. 361—384.
2* Shulz A. Measurement of Poverty: Poland in the 1980s // Review of Income and Wealth. New Haven, 1995. S. 41. P. 191— 200.
3* Ibid.
** Существуют разнообразные дополнения, конкретизирующие или видоизменяющие описанные выше индексы. В частности, Сен А. (1976) [Sen А.К. Poverty: An Ordinal Approach to Measurement // Econometrica. 1976. Vol. 44. P. 219—231] предложил видоизмененный показатель "глубины бедности", учитывающий неоднородность по доходам в группе бедных. Показатель взвешивается по рангам: бедные делятся на доходные группы, каждой из которых присваивается определенный ранг (автор обосновывает правомерность применения нелинейной шкалы, где большие веса придаются наиболее нуждающимся (группам с самыми низкими доходами)).
Другие наиболее известные разработки этого рода принадлежат Такаяме (1979), Какуани (1980), Тону (1979, 1981). Подобные исследования структуризируются в ряде обзорно-аналитических работ [Foster J.E. On Economic Poverty: A Survey of Aggregate Measures // Advances in Econometrics. Greenwich: JAI Press, 1984. Vol. 3; Hagenaars A. A Class of Poverty Indices// International Economic Review. Tokyo, 1987. Vol. 28; Kakwani J. On a Class of Poverty Measures / Econometrica. Amsterdam, 1980. Vol. 48 Quart. № 2; ThonD. On Measuring Poverty // Review of Income and Wealth. New Haven, 1979. S. 25. P. 429—439].
бенности для модели переходной экономики раскрываются в работе Барейроза (1992)1*.
Результаты анализа на основе этих индексов в значительной степени зависят от исходных посылок, по которым строится уровень бедности (показатель, определяющий границу между бедностью и достатком). Выбранный уровень бедности — "отправная" точка в оценке бедности. Существует ряд способов оценки уровня бедности, дающих отличные друг от друга результаты. Поэтому рассмотрим существующие модели оценки уровня бедности более внимательно. Итак, наша задача сравнить динамику индексов, построенных по различным оценкам, в зависимости от изменений структуры распределения доходов. В качестве индекса бедности используется простейший — доля (в %) тех, доход которых ниже задаваемого границей бедности.
Краткое описание моделей. Критерий оценки границы бедности складывается из определенных представлений о бедности. Существует определение бедности как состояния, при котором не обеспечивается потребление физиологически необходимого набора, определяемого вне конкретных социальных обстоятельств и условий потребления ("абсолютная бедность"). Это определение формирует абсолютный критерий бедности. Понимание бедности как состояния относительной депривированности в тех благах, которые включаются в потребительский набор хотя бы большей части населения, вводит относительный критерий бедности, отражающий действующие жизненные стандарты и актуальные на момент исследования социальные нормы2*. Однако подобная полярность определений ключевого понятия не исключает использование абсолютных или относительных моделей, а создает возможность для взаимной дополнимости разных оценок бедности. Различные авторские гипотезы определили классы моделей в группе "абсолютных" и "относительных" критериев. Наиболее типичные модели "абсолютной бедности" — модель базового набора Роунтри (1901) и модель "нормы расходов на питание" Лав и Одлси (1975)3*.
В первом классе моделей граница бедности представлена в виде совокупных расходов, связанных с удовлетворением первичных потребностей: расходы на продукты первой необходимости, на жилье. В ряде моделей состав перечисленных благ может дополняться или изменяться в соответствии с действу ^ощими физиологическими нормами. Процедура несколько изменяется, если учитывается тот факт, что физиологические требования к структуре и объемам потребления зависят от возраста. Уровень бедности строится по каждой группе с учетом того специфического набора, который присущ данной возрастной группе.
В модели "нормы расходов на питание" для оценки грл ницы бедности вводится новый критерий — максимальный уровень расходов на питание в совокупных расходах (у); к бедным относятся те, чьи личные расходы на питание у превышают норму у*. Подобная гипотеза основана на функции Энгеля (1896), описывающей зависимость объемов потребления продуктов питания от уровня доходов-!*. Подобная
1* BarreirosL.M. How to Measure Poverty in Europe? The Methodological Experience of the European Statistical Office // Poverty Measurement for Economies in Transition in Eastern European Countries // Polish Statistical Society. Warsawa, 1992. P. 281—305.
2* Van Praag B., Hagenaas A. A Synthesis of Poverty Line Definitions // Review of Income and Wealth. 1985. N 31. P. 140.
3* Ibid.
4* Функция Энгеля дает количественную оценку изменений объемов потребления конкретного блага (продукты питания, предметы роскоши или какая-либо услуга) с изменением уровня личных доходов. В зависимости от реакции потребителя на изменение дохода при покупке товара различают малоценные товары (с ростом доходов их потребление снижается), ценные товары (их потребление с ростом доходов растет в общем объеме расходов) и обычные товары (спрос на которые постоянен независимо от дохода).
зависимость потребления и дохода объяснима, если потребление индивида ограничивается в большей мере его физиологическими потребностями.
Однако такая модель представляется оспоримой, провоцирующей ошибочные результаты, если в определенной социальной группе или в обществе распространено демонстративное потребительское поведение. В отличие от описываемого функцией Энгеля рационального поведения для демонстративного поведения характерно увеличение расходов на питание с ростом доходов. В обиходе появляются "классовые" товары, приобретаемые как признак принадлежности к какой-либо социальной группе. Такое поведение, подчиненное необходимости собственного самоутверждения и подтверждения определенного доходного статуса, моделируется по иной функциональной форме (отличной от функции Энгеля).
Модели относительной бедности представлены про-центильной моделью и моделью медианного дохода (ОЕСД1*, 19762*) и базируются на экспертных оценках. По процентильной модели оценка проводится в обратной последовательности: прежде задается некоторый масштаб бедности (процент населения с самыми низкими доходами), затем по этому проценту из распределения доходов находится верхняя граница бедности (максимальный уровень доходов по группе "бедных"). По модели медианного дохода граница бедности есть доля медианного дохода (долевой коэффициент задается экспертным способом), поэтому величина уровня бедности непосредственно зависит от особенностей складывающегося распределения доходов.
Для смешанных оценок, образующих третью группу моделей, уровень бедности представляет собой характеристику расходов на некоторый минимальный набор — аналог физиологического минимума, но, в отличие от абсолютных моделей, в смешанных исходный набор корректируется по мере изменения среднего уровня доходов или медианного дохода.
Среди подобных моделей следует назвать и модель базового набора Оршанского (1965, 1968)3*. В отличие от ранее упомянутой модели Лав и Оджи параметр у здесь определяется не мнением экспертов, а как результат действий большинства. Он оценивается как среднее геометрическое из частных коэффициентов у по всему населению. Подобная величина есть функция от медианного или среднего дохода:
Yp = со х ехр(—ао + (1-аО х Му),
со — базовый набор;
ао — параметр, описывающий независимый от уровня дохода уровень потребления из уравнения 1пс=а0+а|1пу, где с — уровень потребительских расходов. (Если со — параметр, конструируемый как физиологический минимум, то ехр(-ао) должно стремиться к 1. Уровень бедности не может оказаться ниже со —■ физиологического минимума, а рост уровня жизни предполагает повышение границы бедности.) Для общего случая граница бедности может опуститься ниже физиологической нормы.
Принципиально иной способ оценки используется в другой смешанной модели — модели уровня бедности Лейдена (1977)4*. Модель конструируется по данным социологического опроса на основе построенных респондентами шкал благосостояния, где каждое доходное состоя-
1' OECD — Организация Экономического Развития и Сотрудничества.
2* Van Praag В., Hagenaas A. Op. cit. P. 140. з* Ibid.
4* Ibid.
ние или статус (бедность, нищета, богатство, достаток) оценивается некоторым, предложенным самим респондентом, уровнем дохода. Простейший способ этой оценки границы бедности — среднее значение из данных респондентами "доходных" оценок бедности. Однако подобная процедура не содержит какого-либо обоснования данных респондентами оценок, а следовательно, не позволяет устанавливать причинные связи.
Поэтому в модели Лейдена была предложена следующая интерпретация частных функций представлений о благосостоянии: личные представления о благосостоянии отражают мнение частного лица о желаемом рапределе-нии доходов, и даваемые им количественные оценки для различных доходных статусов ("бедность", "богатство" и т.д.) есть среднее значение доходов лиц, имеющих соответствующий статус (Лайард Р.,1980; Ван Прааг Б.,1981).
Желаемое частным респондентом распределение, выраженное в данных им количественных оценках, отлично от реального распределения доходов. Ответы респондентов объединяются в группы с близкими шкалами оценок, что объясняется совместным действием ряда факторов: 1) положением респондента в структуре распределения доходов (количественная характеристика — уровень личного дохода); 2) "доходными" стандартами в референтной группе, к которой относит себя опрашиваемый (личный доход и стандартное отклонение личного дохода по данной группе); 3) личным "доходным" опытом, включающим историю доходов данного лица, и "доходными" ожиданиями. Следует отметить, что первый и третий факторы характеризуют индивидуальное поведение, вторая группа факторов характеризует социальное поведение.
Статическая модель включает только две первые группы факторов. Последний фактор в числе других рассматривается в динамической модели, в которой рассматриваются факторные показатели в различные моменты наблюдения (Ван Прааг и Ван Веерен (1983))i*.
Кроме того, выделяется группа факторов, разделяющая исследуемую совокупность на группы, имеющие разные минимальные нормы потребления, т.е. уровень бедности дифференцируется по данным группам. Учитываются такие факторы, как размер семьи респондента, различия в природно-климатических условиях жизни по регионам, возраст респондента, эргономические условия (тяжесть труда). Например, дифференциация уровня бедности в зависимости от размера семьи объясняется возникающей с ростом размера семьи экономией на расходах, входящих в базовый минимальный набор. Общая совокупность разбивается на несколько групп в зависимости от размера семьи (например, один человек в семье, два—три человека в семье, четыре—пять—шесть человек в семье, более шести человек). Для каждой группы рассчитывается граница бедности. Общее число бедных определяется как суммарная величина бедных по всем "семейным" группам, а уровень бедности по всей совокупности как взвешенная (по численности каждой "семейной" группы) средняя величина уровней бедности "семейных" групп.
Построенная по многофакторной модели Лейдена граница бедности не только отражает господствующие в обществе представления о бедности, но и объясняет меж-групповую дифференциацию оценок.
Для частных случаев смешанные модели могут дать абсолютную или относительную оценку, например, для модели Оршанского подобное возможно, если эластичность потребления по доходу принимает крайние значения 0 или 1. Так, если для данной совокупности в модели потребления коэффициент регрессии по личному доходу
1* Van Praag В., Hagenaas A. Op. cit. P. 147.
Сводная таблица уровней и масштабов бедности для шести моделей*
Модель Уровень бедности Масштабы бедности (доля бедных в %)
1. Модель базового набора Роунтри lnZ=ln(co+0Co) /7-('*<**>)-IV а1)
2. Модель базового набора Оршански InZHnco-ao+n—1а,|цу ' °У
3. Модель нормы расходов на питание InZ-^b 1-а, л„И«о±КЦі«.К;0іі) ' 0-а,)ст„ '
4. Модель медианного дохода lnZ=lnT0+Hy n=F{-°- ; 0,1)
5. Процентильная модель InZ-fjEola+n,, О ш II с:
6. Модель Лейдена lnZ Po+P?iy-(Wue bp, п Г|Ро+(Рі+Р2~іК+М,+иЕ 01\ 1 (і-ріК ' ''
* Van Praag B., Hogenaos A. A Synthesis of Poverty Line Definitions // Review of Income and Wealth. 1985. N 3]. P. 148.
близок к 0 (щ), то оценки по смешанным методам превращаются в относительные (табл. 1).
Сравнение масштабов бедности по различным моделям. Представленные модели дают различное описание уровня бедности в зависимости от изменения структуры распределения доходов. В сводной табл. 1 приводятся параметрические уравнения уровня бедности по шести моделям.
Наиболее существенное изменение числа бедных в зависимости от изменения среднего дохода отмечается в абсолютных моделях: снижение среднего дохода в обществе приводит к увеличению доли бедных на величину определяемую функцией нормального распределения в интервале (Мсд+дСд) ~.11у • Мсд+^сд) -
°У °У
Увеличение числа бедных есть приращение функции нормального распределения по приращению АМ^.
°у
Подвижность границы бедности относительно среднего дохода в смешанных моделях выражается в менее значительных изменениях числа бедных: увеличение числа бедных есть приращение функции нормального распределения в интервале (1й£о—Ч)—®11±у ; 13£о—по приращению
°у °У °у
По условиям модели а1<1.
Для относительных моделей изменение среднего дохода не должно отразиться на изменении числа бедных, так как изменение уровня бедности синхронно изменению среднего дохода.
Если сравнивать влияние другой характеристики распределения доходов (стандартного отклонения среднего дохода) на различные оценки, то большая дифференциация доходов (увеличение стандартного отклонения при постоянном уровне среднего дохода) обусловливает большую долю бедных.
Эти заключения имеют непосредственно практическую значимость. Например, в стране наблюдается экономический подъем, что обусловливает рост совокупных доходов, отмечаемый приростом среднего дохода. Но из-за неоднородности структуры экономики (в том числе, из-за различной длительности циклов развития по отдельным секторам экономики) могут отмечаться различные темпы экономического роста по секторам, что влечет изменение
1* Модель ЯохуМгее.
2* Модель ОгэЬапзку.
структуры распределения доходов и неравномерную дифференциацию доходов. Выявить, насколько значим этот процесс для изменения масштабов бедности, можно следующим образом. Абсолютная модель отражает общий итог перераспределительного эффекта и эффекта экономического роста. В относительной модели эффект экономического роста игнорируется (как уже отмечалось, изменение среднего дохода при постоянной структуре распределения не сопровождается изменением численности бедных (статусная структура неизменна)). Относительная модель позволяет оценить "чистый" перераспределительный эффект.
Итак, перераспределительный эффект оценивается следующим образом: по периоду, предшествующему экономическому росту, рассчитывается отношение абсолютной бедности к медианному или среднему доходу (это отношение до рассматривается как параметр отношения уровня бедности к медианному доходу в медианной модели). По складывающемуся распределению доходов во время экономического роста строится относительная медианная модель, в которой граница бедности рассчитывается как go x Му пем, где go — ранее объясненный параметр, а Му пем — медианный среднедушевой доход во время экономического роста. Разница между числом бедных по "старой" абсолютной модели и числом бедных по обновленной медианной модели есть "чистый" перераспределительный эффект. Положительное сальдо означает "относительное обогащение" в сравнении с другими статусными группами и включение в группы материального достатка определенного числа тех, кто прежде считался бедным. Отрицательное сальдо — "относительное обеднение" с ростом дифференциации доходов и перемещением вниз по статусной линии определенного числа тех, кто прежде считался благополучным и имел более высокий относительный уровень потребления.
Таким образом, возвращаясь к обзору моделей, следует отметить, что хотя предложенные модели строятся по различным принципам, почему и отличаются построенные по разным моделям оценки, однако при определенных условиях оценки по социологической (модель Лейдена) и статическим (модель Оршанского) или экспертным моделям (процентильная, или медианная, модель) совпадают.
Для частных случаев результат по модели Лейдена равнозначен результату, даваемому по другим моделям (все стороны сходятся во мнениях: эксперты, респонденты, статистика). Так, при условии, что (табл. 2) Рг=0 и 8=0,5 отношение Ро/(1_Р1), не что иное, как абсолютный
Сравнение оценок ПМ Министерством труда и ВЦИОМ, 1995—1996 гг.
Оценка ПМ 1995 г. 1996г.
Январь Март Май Июль Сентябрь Январь Март Май Июль Сентябрь
Министерством труда РФ( 1) 179,5 218,9 254,3 293,4 286,2 345,0 366,0 378,0 384,0 370,0
ВЦИОМ (2) 297,4 322,6 408,7 453,4 524,0 597,0 580,5 491,7 541,7 528,2
Коэффициент отклонения (2):(1) 1,657 1,474 1,61 1,545 1,831 1,650 1,586 1,301 1,411 1,428
Структурные коэффициенты бедности по данным Госкомстата и ВЦИОМ, 1995—1996 гг.
Таблица 3
Показатель Январь • Март Май Июль Сентябрь Ноябрь
1995 г.
Глубина бедности Госкомстат 13,7 14,3 14,1 15,5 11,8 10,7
ВЦИОМ* 57,7 56,2 58,5 56,8 57,2 53,9
Коэффициент нагрузки** (ВЦИОМ) 2,22 3,29 2,52 1,65 2,23 1,99
1996г.
Глубина бедности (ВЦИОМ) 51,4 53,1 49,5 48,2 48,9 56,9
Коэффициент нагрузки (ВЦИОМ) 2,03 1,41 0,81 0,83 0,79 1,19
* Показатель "глубина бедности" ВЦИОМ рассчитывается по формуле, используемой Госкомтатом, но вместо ПМ, даваемого Министерством труда РФ, применяется ПМ, рассчитанный по данным мониторинга ВЦИОМ.
** Коэффициент нагрузки есть отношение "дефицита доходов" по бедным к совокупному доходу тех, доходы которых выше уровня бедности. "Дефицит дохода" бедных — разница между "необходимыми" доходами, позволяющими иметь уровень потребления не ниже заданной границы, и фактическими доходами бедных.
уровень бедности (1п(со+осо)—Ро/(1_Р1)- А при р2—1~Р1 и
8=0,5 это отношение есть медианная оценка уровня бедности (1пто=Ро/(1—Р1). То, что модель Лейдена дает ту же оценку исследуемым процессам, что и статистические или экспертные модели, подтверждает обоснованность социологической модели как способа оценки экономической бедности.
Построение статической и динамической моделей оценки прожиточного минимума (ПМ) по данным мониторинга ВЦИОМ
Анализ поведения оценок ПМ ВЦИОМ с помощью статической модели Лейдена. Тестирование вышеизложенного метода Лейдена и проверка ряда преимуществ его использования, по сравнению с другими способами оценки бедности, были проведены по данным мониторинга общественного мнения, осуществляемого ВЦИОМ.
При сопоставлении уровней прожиточного минимума официальной статистики и представленного ВЦИОМ по результатам мониторинга общественного мнения обнаруживается ряд устойчивых взаимосвязей!*.
Бросается в глаза некоторая относительная устойчивость отношений этих показателей. Верхняя граница коэффициента отклонения, показывающая максимальное отклонение ПМ ВЦИОМ от ПМ Госкомстата, не превышает 1,8 (наиболее близки эти показатели в мае 1996 г. — 1,3). Отмечая это обстоятельство, мы тем не менее еще не можем утверждать, что изменение этих двух альтернативных оценок подчиняется воздействию одних и тех же факторов, поскольку по содержанию эти оценки различны. Характеризуя такое социально-экономическое явление как бедность, нормативный показатель прожиточного минимума строится на основе принципа учетно-бюрократической рациональности, в то время как оценки, полученные по результатам социологических опросов, отражают массовые коллективные представления.
1* Параллельно нормативному подходу к оценке прожиточного минимума, разработанного Министерством труда РФ и используемого официальной статистикой, предлагается альтернативный способ определения прожиточного минимума, основанный на ответах респондентов на вопрос: "Какой уровень доходов, по Вашему мнению, должен обеспечить потребление на уровне прожиточного минимума?"
Оценка прожиточного минимума по методике Министерства труда РФ базируется на данных о расходах на некоторый потребительский набор, формируемый с учетом физиологических норм потребления в зависимости от возраста. Подобная процедура дает четыре показателя (совокупный, для работающих, для пенсионеров, для детей), при этом сама социальная структура общества не рассматривается как фактор дифференциации. Это чрезвычайно важный недостаток данного подхода, поскольку понимание характера бедности обусловлено статусом, местом в системе социального разделения общества. Именно из представлений такого рода и строится прожиточный минимум, на который ориентируются респонденты ("оценочный ПМ").
В оценочном показателе ПМ агрегируются личный компонент (микромир), компонент ближайшего окружения (мезомир), компонент массового сознания (макромир).
Подавляющее большинство опрошенных (более 3/4), как уже не раз отмечалось, полагают, что прожиточный минимум — это "тот уровень доходов, который обеспечивает человеку скромное, но более или менее приличное существование". И лишь один из десяти опрошенных понимает ПМ как "уровень доходов, который обеспечивает человеку только физическое выживание" (тот уровень потребления из которого исходит формальное определение ПМ Министерства труда РФ). Уровень "социального ПМ" представляет "плавающую" (от самых низких запросов до чрезмер-ных)1*.
По уровню коэффициента отклонения можно с уверенностью утверждать, что число тех, кто признается общественным мнением "бедным", значительно превышает число бедных, приводимых в государственной статистике. Существенно отличается от официального и индикатор
1* Исходя из определения ПМ, оценки, превышающие средний уровень среднедушевого дохода, не могут быть признаны тем уровнем доходов, "который обеспечит человеку скромное существование" в глазах подавляющего большинства. Учитывая это, проводится корректировка среднего показателя: Верхний дециль распределения оценок ПМ признается "ошибочным", средний уровень ПМ рассчитывается по девяти первым децилям.
стуктуры бедности, построенный по оценкам ВЦИОМ, — глубина бедности (табл. 3).
Масштабы бедности в сознании общества гораздо значительнее, а сама острота проблемы переживается болезненно, что не может не отразиться на отношении к экономической политике властей. Динамика оценочного показателя ПМ требует изучения причинных факторов (прямых или косвенных) •— задача, представляющая уже практический интерес для государственного управления.
Важность подобных исследований давно осознана в западной практике, что подтверждается множеством исследований в этой области1*.
Насколько адекватны модели, построенные и проверенные западными исследователями, в российской действительности, должно показать предпринятое нами исследование.
Описание модели. В нашей модели исследуемое "пространство" разбивается на пять макрорегионов: Москва и С.-Петербург, Север, Юг, Урал и Предуралье, Сибирь и Дальний Восток; наличие различных факторов-причин по регионам должна определить межрегиональные различия модельного ПМ.
Пространственная одномоментная модель строится по данным сентябрьского мониторинга 1996 г.
Этапы построения модели:
1. Выбор исходных данных: в построении модели участвовали данные по респондентам, давшим оценки ПМ, вошедшие в первые девять децилей распределения (первые 90% распределения оценок ПМ).
1* Показательно моделирование "оценочного прожиточного минимума" по модели Лейдена, проведенное Б.Ван Праагом и А.Хагенааеом [Van PraagB., HagenaasA. Op. cit. P. 139—153].
-7 Исследователями были предложены гипотезы об устойчивой линейной связи уровня запросов ПМ: а) с уровнем личного дохода (личный фактор); б) со средним уровнем среднедушевого дохода в референтной группе респондента и стандартным отклонением среднедушевого дохода внутри этой референтной группы (социальный фактор); в) с размером семьи (фактор экономической рациональности поведения) или природно-климатической зональностью (фактор физиологической рациональности). Подтверждению данной гипотезы служила модель по восьми странам. Эта модель строилась с целью количественно оценить, как факторы, заложенные в гипотезе, определяют межстрановые различия при оценках социального прожиточного минимума. По условию модели, принималась лишь одна-единая референтная группа, единый образ социального поведения, а в качестве фактора — средний уровень среднедушевого дохода и его стандартное отклонение. Масштабы совокупности определялись задачами исследования (страна, регион, другие менее масштабные группы), данная модель строилась по странам.
Были выявлены обратная зависимость между оценочным ПМ и стандартным отклонением среднедушевого дохода, а также размером семьи и прямая связь со средним уровнем доходов и размерами личного дохода. Обратная зависимость между результативным показателем и стандартным отклонением объясняет снижение уровня притязаний с ростом дифференциации доходов. При наблюдаемом логнормальном распределении доходов число "обнищавших" бедных и "обедневших" из группы достатка превышает число "обогатившихся" (фактическое распределение среднедушевого дохода имеет форму, близкую к логнормальному распределению, поэтому для описания поведения фактической функции распределения среднедушевого дохода используются свойства и характеристики логнормального распределения) богатых и зажиточных, превышение случаев снижения уровня жизни и ограничения жизненных запросов отразится понижением на среднем уровне минимальных запросов. Прямая связь с уровнем личного дохода доказывает, что с ростом личного дохода потребительское поведение респондента и уровень минимальных запросов изменяются по личным мотивам, а прямая связь со средним уровнем дохода — что с ростом среднего уровня среднедушевых доходов личные стандарты притязаний и оценки изменяются с учетом изменения общественных стандартов потребления.
2. Данные группировались по пяти макрорегионам, оценивался средний уровень среднедушевого дохода (д2) и стандартное отклонение среднедушевого дохода (<?з) по каждому региону!*.
3. Фактор размер семьи (д4) вводился прямым образом: ответу "два человека" придается ранг 2 (хотя, принимая во внимание, что возникающий в домашнем хозяйстве эффект экономии с ростом размера семьи в эксплуатационных расходах носит нелинейный характер, ранги должны различаться на непостоянную величину).
Окончательная модель имеет следующий вид:
г/=ао+а1*д1+а2*д2+аз*дз+а4*д4+е,
где е — случайная составляющая.
Таким образом, на основе матрицы, включающей описанные факторы-столбцы дь д2, дз, д4 и вектора-результата у, рассчитываются коэффициенты регрессии ао, аь аг, аз, сц.
Основные выводы по результатам моделирования.
Расчет коэффициентов парной корреляции показал несущественность линейной связи между всеми предложенными факторами и результативным показателем (коэффициенты корреляции у и д1, у и д2, у и дз, у и д4, соответственно — 0,196, 0,0923, 0,034, 0,004).
Первое возможное объяснение этого, что связь между факторами и оценкой ПМ существует, и можно оценить ее форму. Другое объяснение, что выбранные факторы не обусловливают дифференциацию оценок ПМ. Выбор одной из гипотез возможен только по результатам дополнительных процедур.
Если принимать во внимание определение, данное самими респондентами о ПМ, то различие в оценках ПМ должно определяться различиями между характерными образами поведения для разных доходных групп. Существование устойчивых типов потребительского поведения в доходных группах становится особенно различимым при значительной дифференциации доходов, которая имеет место в настоящее время в России. Если сформированы устойчивые типы "доходного" поведения, то по функции распределения оценок ПМ наиболее характерные ответы по типам "доходного" поведения являются локальными максимумами функции, функция распределения — многовершинная. Таким образом, одновершин-ность и остроконечность распределения ответов — это или результат однородности структуры опрашивамых (различие в доходах не порождает качественных изменений потребительского поведения, а значит, и социального расслоения)2*, или наблюдаемая разница потребительских стандартов по доходным группам не оказывает решающего воздействия на формирование мнения респондента, действуют однообразные массовые стереотипы.
Для проверки изложенных предположений мы строим пересечение ответов о ПМ по различным доходным группам (аналогичную процедуру мы проводим и по такому фактору, как размер семьи). Как следует из табл. 4, концентрация самых высоких долей по диагонали означает наличие тесной связи фактора дифференциации и оценки (концентрация ответов по главной диагонали — прямую
1*4, — средняя по среднедушевым доходам респондентов в данном регионе; среднедушевой доход (<^1) представляет указываемый в анкете общий доход семьи респондента, деленный на число членов его семьи. Полученные данные вводятся в регрессионное уравнение как мнимые переменные (т.е. постоянные для определенной группы респондентов).
2* Следует при этом принять во внимание, что в опросе не участвовали крайние группы по доходам, отличающиеся по образу жизни и в запросах от "среднего" слоя, участвующего в опросе, их учет, возможно, внес бы изменения в формировании оценок ПМ. Но в данных условиях подобная оценка может быть только качественной.
Таблица 4
Распределение оценок ПМ в "доходных" группах
Оценки ПМ (тыс. руб.) Самые низкие доходы (10%) Средние доходы (60% по 3—8 децилю) Самые высокие доходы (10%)
До 50 20,9 13,7 22,8
50-300 23,5 18,4 7,8
300-500 27,3 34,2 20,4
500-700 12,3 10,9 14,9
Свыше 700 16,0 22,8 36,1
связь), концентрация высоких долей по горизонтали означает некоторое постоянство оценок и их независимость от предложенного фактора дифференциации оценок.
Абсолютного согласия в оценках уровня ПМ в какой-либо отдельно рассмотренной доходной группе не наблюдается, разница в оценках по доходным группам есть, но не столь разительная, в табл. 4 выделены наиболее "популярные" ответы для каждой доходной группы. Подобные результаты объясняются тем, что формируются некоторые групповые стандарты, которые фокусируют оценки на каком-то уровне, но они недостаточны для идентификации определенного типа социального поведения по наиболее распространенной в данной доходной группе оценке (не отмечается оценка, с которой бы согласились 50% и более в какой-либо доходной группе). В оценках присутствуют помимо "доходного" иные факторы
— разброс в оценках ("заблуждения") не может быть случайным: около 20% из представляющих верхние 20% дали очень низкую оценку ПМ (ниже 50 тыс. руб.) и примерно 15% из нижних 20% — очень высокую (свыше 700 тыс.).
Как видно из табл. 5, размер семьи как модельный фактор не может быть использован, большинство оценок концентрируется на среднем уровне ПМ.
Временное моделирование показателя ПМ. Другой важной частью исследования является построение временной модели. В стабильно развивающейся экономике представления о бедности достаточно инерционны, и накопление качественных перемен, которые отразились бы в устойчивых количественных оценках, происходит в течение многих лет. Поэтому выявить трансформации общественного сознания можно, если иметь данные исследований за длительный период наблюдений. При таких изменениях, которые происходят в России, подобная
Таблица 5
Распределение оценок ПМ по децилям в "семейных'' группах
оценка динамики социальных норм возможна на основе внутригодичных замеров.
Описываемая модель строилась по данным мониторингов, полученным с двухмесячной регулярностью с марта 1993 г. по ноябрь 1996 г.
Предварительное сравнение графиков личного уровня доходов и оценок ПМ во времени показало определенную согласованность изменения доходов и оценок ПМ. Коэффициенты корреляции по этим трем показателям (время, оценка ПМ, уровень личных доходов) следующие: 0,99 — коэффициент связи времени и оценки ПМ; 0,975 — оценки ПМ и личного дохода; 0,995 — времени и личного дохода. Последний коэффициент показывает, что одновременное включение в модель временного фактора и уровня личного дохода ведет к ухудшению характеристик модели в связи с мультиколлинеарностью факторов. Попытка исключить подобную зависимость предопределила переход к темпам прироста факторов и результативного показателя. Темпы прироста личного дохода и темпы прироста оценочного показателя снижаются с течением времени, при этом отмечается большее, в сравнении с динамикой темпов прироста оценок ПМ, падение темпов прироста личных доходов (этот факт объясняет, что коэффициент регрессии по личному доходу в модели ПМ должен быть меньше 1). Коэффициент корреляции по темпам прироста двух упомянутых показателей подтверждает знак связи по абсолютным значениям личного дохода и оценок ПМ; ускорение роста личного дохода влечет ускорение роста требуемого ПМ. Построенная модель включает только один фактор — средний уровень личных доходов, фактор-время был исключен ниже предельного значения). 1у — темп прироста средней оценки ПМ, й — темп прироста среднего дохода,
= 0,83* и+ 0,82 (множест. Я = 0,807);
(г = 6,118) (г= 0,47) (г2 = 0,652, 8.е.е.= 12,03).
Коэффициент регрессии по времени =-0.2509 (*=—1,113).
Темпы прироста этих показателей обусловлены в определенной степени уровнем инфляции, но важно доказать, только ли уровнем инфляции описываются темпы прироста ПМ, а если нет, то насколько значимо влияние каждого из дополняющих модель факторов.
Поэтому в данное исследование вводится индекс потребительских цен (ИПЦ), лаговая величина индекса ИПЦ (значение ИПЦ для предыдущего месяца), упреждающая переменная ИПЦ (значение ИПЦ, даваемое Госкомстатом для месяца, следующего за рассматриваемым). Одновременное включение в модель трех представлений ИПЦ невозможно, Поэтому предварительно необходимо выявить, что в наибольшей степени учитывается в оценках даваемых респондентами: изменение цен за прошедший месяц; изменение цен, наблюдаемое в настоящем месяце, или ценовые ожидания на следующий месяц. (Следует учитывать, что в ответах об уровне личных доходов, даваемых респондентом, указывается доход, полученный в предыдущем месяце по отношению к месяцу проведения опроса.)
Определяющим для поведения респондентов, а следовательно, для даваемой ими оценки ПМ, по результатам сравнения корреляционных коэффициентов, является уровень инфляции предыдущего месяца (корреляционный коэффициент по лаговому ИПЦ при высоком уровне значимости составляет 0,683; по другим представлениям ИПЦ связь менее значимая) (табл. 6). Если для ПМ связь с лаговым индексом значимая и имеет высокую устойчивость (уровень значимости — 0,001), то взаимосвязь ла-гового ИПЦ и темпа прироста личного дохода менее устойчивая. Совместный временной график трех показателей: лагового ИПЦ, темпов прироста оценок ПМ и темпов прироста личных доходов подтверждает вывод о том, что
Децильные группы по оценкам ПМ Размер семьи (человек)
один два или три четыре или пять от шести до десяти Средняя
Первая 14,2 17,6 14,5 16,5 16,1
Вторая 3,6 . 3,2 3,2 3,1 3,2
Третья 16,0 13,6 14,5 18,6 14,7
Четвер- тая 8,0 7,5 9,7 13,4 8,5
Пятая 8,7 8,1 9,1 9,3 8,5
Шестая 13,8 13,0 13,4 13,4 13,3
Седьмая 6,2 6,5 5,8 5,2 6,2
Восьмая 7,3 5,7 6,4 6,2 6,2
Девятая 9,5 9,3 8,0 5,2 8,7
Десятая 12,7 15,0 14,9 9,3 14,5
Таблица 6
Сводная таблица коэффициентов парной корреляции для модельных факторов
Темп прироста Лаговый месяц ИПЦ Месяц ИПЦ Упреждающий месяц ИПЦ
Личного дохода 0,583* 0,545* 0,627**
Оценки ПМ 0,683" 0,459 0,575*
* Уровень значимости — 0,01.
** Уровень значимости — 0,001.
совместное влияние темпа роста личных доходов и ИПЦ обусловливает разнонаправленные колебания темпов прироста оценок ПМ. Двухфакторная модель, описываемая далее, позволяет разложить изменение оценок ПМ по факторам, выделив: а) изменения ПМ, объясняемые ИПЦ; б) изменения как результат изменений уровня личных доходов.
На рис. 1, показывающем динамику темпов прироста оценок ПМ, темпов прироста личного дохода, лагового ИПЦ, отмечается замедление роста цен (снижающийся ИПЦ), которое сопровождает падение темпов роста личных доходов. Показатели темпов роста оценок ПМ от наблюдения к наблюдению изменяют поведение от резонанса до синхронного повторения поведения темпов роста личных доходов, хотя в долгосрочном рассмотрении рост оценок ПМ, также как и рост личных доходов, приостанавливается.
Возможное объяснение меньшей подвижности ИПЦ в сравнении с динамикой оценок ПМ и личных доходов связано со следующим предположением. Существует мнение!*, что ИПЦ рассчитывается по набору товаров, не являющихся типичными в потребительской корзине россиян (некоторые товары, включенные в расчет ИПЦ, являются "лишними", хотя есть товары, фактически присутствующие в рационе, но не включенные в нормы расчета). ИПЦ не характеризует эффект замещения. С ростом цен изменяется структура потребления: увеличивается доля тех товаров, ценовая эластичность которых близка к О (продукты первой необходимости), причем это происходит за счет снижения потребления товаров с высокой ценовой эластичностью (например, увеличивается потребление мучных и молочных изделий вместо мясного рациона). Поэтому ИПЦ, в отличие от дефлятора, может завышать уровень инфляции относительно фактически наблюдаемого.
Исходя из изложенного выше предположения, что ИПЦ не в полной мере характеризует изменение цен, учитываемое в оценках ПМ, коэффициент регрессии по ИПЦ должен быть отличным от 1 в модели ПМ.
Обновленная модель имеет вид:
1У = -4,55 + 0,645%- + 1,064*£грс (множест. К = 0,848);
(г = 1,93) (г =-4,149) (г = 2,139) (г2 = 0,719, в.е.е .= 10,04), где Ире — лаговый ИПЦ (темпы прироста уровня цен).
Построенная модель имеет большую ошибку (существенная неустойчивость модельных оценок ПМ), что означает широкий диапазон значений, которые может принять оценка ПМ, поэтому к полученным результатам нужно относиться с определенной осторожностью.
Тем не менее введение в модель ПМ ИПЦ в определенной степени дефлировало показатель оценок ПМ; коэффициент при ИПЦ близок к 1, следовательно, ИПЦ может рассматриваться как показатель, в полной мере отражающий уровень инфляции, для характеристики оценок ПМ. Однако было бы ошибочным утверждать, что с ростом цен на 1%, оценки респондентов должны увели-
1* Заславская Т.И. Новые данные о доходах россиян // Экономические и социальные перемены: Мониторинг общественного мнения. 1995. № 4. С. 9.
100
80
60
40
20
Темпы прироста, %
ИПЦ, %
-20
1 Vo-v*
1 - -
A ..
'• % \ А
и ° \ / 1 1 1 1 1 1 1 А 1 1 —1 1 1 11 11/ ■ А1 I .• I гП I д
1 1 1 1 1 т Т I 123456789 t 1 т t 1 I | ^,1 1 ; 1 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 ; 20 21 й ‘ А
140
120
100
80
60
40
20
Моменты наблюдений
---□----- Темпы прироста личного дохода
...А-.... Темпы прироста оценок ПМ
— <0----- Лаговый ИПЦ
Рис. 1. Сравнение темпов прироста личного дохода и оценок ПМ с поведением ИПЦ
читься примерно на 1%, так как показатель инфляции определяет не только изменения средних оценок ПМ по построенной модели, но и изменения личных доходов. Введение в модель лаговых значений ИПЦ отразилось на коэффициенте регрессии, характеризующем изменение роста оценок ПМ с изменением роста личных доходов (от 0,83 к 0,645). В этом случае изменение личного дохода, а следовательно, зависимых от уровня доходов оценок ПМ, может быть представлено как изменение реальных доходов и изменение уровня цен (инфляционный компонент). Двухфакторная модель дает количественную оценку реальной и стоимостной составляющих, определяющих поведение номинального показателя (оценки ПМ).
Таким образом, замедление темпов прироста личных доходов является причиной снижения темпов прироста оценок ПМ (положительный регрессионный коэффициент (0,645) при темпе прироста личных доходов в модели ПМ).
Итак, если ИПЦ вырос от 101 до 102%, что должно выразиться в ускорении роста оценок в сравнении с предшествующим периодом, а темпы прироста личных доходов в месяц постоянны (для простоты 1%), значит, реальные доходы падают, а с ними должны снизиться оценки ПМ, то общий итог рассмотренной ситуации — прирост оценок ПМ — окажется меньше, чем 1,064% (замедление темпов роста оценок ПМ).
Модель темпа прироста реальных оценок, представленная далее, объясняет влияние исключительно динамики реальных доходов на поведение оценок ПМ1*. Описывая динамику темпов прироста реальных оценок ПМ, мы должны отметить, что амплитуда колебаний темпов прироста уменьшается во времени, темпы прироста колеблются вдоль почти горизонтальной оси (±2%).
По регресссионной модели try =-2,43 + 0,636’tn (множествен. R =0,659)
(t=-l,134) (t=3,927) (r2=0,435, s.e.e=10,03).
Снижение темпов прироста реальных доходов на 1 (с 3,8 до 2,8%) означает снижение абсолютного уровня ПМ
1* Реальные доходы определяются как фактические доходы за данный месяц, пересчитанные в ценах января 1993 г. по базовому ИПЦ; аналогичным образом рассчитываются реальные оценки ПМ.
на 0,636% (где try — темп прироста реальных оценок ПМ, tri — темп прироста реальных доходов).
Для пересчета оценок ПМ и уровня личного дохода использовался единый показатель ИПЦ. Строго говоря, ИПЦ, рассчитанный по "среднероссийской" потребительской корзине, правильнее было бы использовать лишь при пересчете личных доходов. Прожиточный минимум, предполагающий ограничение потребления, должен был бы пересчитываться по другому индексу цен, который отличается от ИПЦ, например, может быть использован индекс цен по 19 основным продуктам питания. С помощью такого пересчета в модели темпов прироста реальных оценок ПМ можно получить более точную количественную оценку влияния динамики личных доходов на изменения оценок ПМ.
Вместе с тем, судя по данным мониторингов о структуре потребления, большинство населения имеет рацион потребления, не слишком отличающийся от минимально необходимого (крайне незначительна та часть доходов в семейном бюджете, которая тратится на одежду, на товары длительного потребления, на сбережения): по мониторингу мая 1996 г. лишь 31% респондентов указали, что за последний год никогда не ограничивали или очень редко отказывались от потребления мясных продуктов, кондитерских изделий, фруктов по причине недостаточных доходов. Для 70% потребление основных продуктов питания в их семьях находится на минимальном или ниже минимального уровне. Из-за недостатка денег иногда экономят на покупке обуви, предметов одежды 73%, а на покупке предметов домашнего обихода — 74%. Отказываются от отдыха на курорте, в доме отдыха, санаторного лечения 88,3% россиян. Не собираются делать сбережения 73,1%, их материальное положение, по их собственным оценкам, оставляет желать лучшего. Поэтому пересчет оценок ПМ по ИПЦ, использовавшийся в данной работе, частично оправдан, поскольку фактический потребительский набор для большинства близок к минимальному. Таким образом, мы можем утверждать, что наблюдаемая динамика оценок ПМ объясняется развитием двух процессов, определяющих массовые оценки ПМ: рост цен, приводящий к росту запрашиваемого уровня ПМ, и снижение реальных доходов, ведущее к снижению минимальных запросов, относительному самоограничению; результат совместного влияния этих факторов — замедление темпов роста средних оценок ПМ (до 1996 г.). Некоторое замедление роста цен в текущем году, наряду со стагнацией реальных доходов, создало абсолютное снижение запросов, привело к снижению оценок ПМ (март— май, сентябрь 1996 г.).
Оценка динамики среднего уровня социального ПМ не является единственной характеристикой для полного описания поведения ПМ; оценки колеблются в диапазоне, определенном стандартным отклонением ПМ; его изменение во времени показывает, происходит ли сближение запросов или их рассогласование. Мы попытались оценить, обусловливает ли увеличение дифференциации личных доходов рост стандартного отклонения оценок ПМ (и следовательно, изменение среднего ПМ). Результаты представлены на рис. 2.
Устойчивой взаимосвязи между рассматриваемыми показателями не наблюдается: уровень стандартного отклонения оценок ПМ почти неизменен, амплитуда колебаний двух других показателей значительна. Коэффициент корреляции между стандартным отклонением личных доходов и темпами роста среднего ПМ показал обратную связь (-0,6424*), зависимость, что с ростом неравенства снижается темп роста минимальных запросов (объясняется логнормальным распределением доходов). Однако расчет стандартного отклонения личного дохода, по
Тыс. руб.
04----1---1—1----1--1---1---1--1—1----1---1---1--1---1—I----1---1—20
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17
Моменты наблюдений
■О--- Темпы прироста среднего уровня ПМ
•А-.. Стандартное отклонение оценок ПМ
О-— Стандартное отклонение личных доходов
Рис. 2. Динамика стандартного отклонения оценок ПМ, темпов прироста среднего уровня ПМ, стандартного отклонения личных доходов
данным социологического опроса, дает некоторые искажения, поэтому для проверки полученных результатов необходим пересчет показателя по данным Госкомстата. Однако уже сейчас можно объяснить, что при сложившейся системе индексаций доходов усиление инфляции приведет к снижению средних оценок ПМ. Так как с ростом цен и известным отставанием и неполнотой индексации доходов и выплат в бюджетной сфере, в том числе пенсий, социальных пособий по сравнению с инфляционной подвижностью доходов в других секторах экономики дифференциация доходов увеличивается. То, что наблюдается снижение стандартного отклонения относительно средних оценок ПМ от наблюдения к наблюдению, неоспоримо. Такое сближение сопровождается перераспределением между "запросными" группами. (Учитывая снижение средней оценки ПМ, можно сделать вывод о том, что происходит укрупнение в группах с более ограниченными запросами, дающими низкую оценку ПМ. Эти группы пополняются прежними "оптимистами", ранее указывавшими высокую оценку ПМ.)
Таким образом, большая согласованность последних оценок ПМ по сравнению с первыми опросами и снижение темпов роста средней оценки, а для ряда наблюдений — абсолютное снижение ПМ, относительно темпов инфляции отражает усиление тенденций самоограничения в потребительском поведении респондентов (рис. 3). Последнее обусловлено сложившейся структурой распределения доходов и несинхронностью роста личных доходов относительно роста цен.
Итак, по результатам структурного и временного анализа "оценочного ПМ" подтвердилось предположение о доминирующем значении уровня личного дохода, выступающего в данном случае как способ статусной самооценки, при формировании оценок ПМ. Исследуя структуру оценок ПМ по их распределению, можно выделить наиболее "популярные" ответы в каждой "доходной" группе;
1* Предлагается разбить общую совокупность ответов о среднедушевом доходе на десять равнозначных групп (децилей). В самой работе анализируется распределение ответов о ПМ по следующим группам: 10% — группа с самыми низкими доходами (первый дециль), 60% — среднедоходная группа, включающая третий—восьмой децили, 10% — группа с самыми высокими доходами (десятый дециль).
Рис. 3. Динамика отношения стандартного отклонения к средней оценке ПМ
оценки, набравшие наибольшее число голосов, различаются по "доходным" группам!*. Различие оценок объясняется формированием групп, имеющих разные минимальные жизненные стандарты, определенной "доходной" группе соответствует определенный стандарт, отличающий эту "доходную группу" от других. Но ни одна из наиболее популярных оценок не набирает абсолютного большинства (ни один ответ не набрал более 50% голосов в конкретной "доходной" группе), поэтому эти оценки еще недостаточны для идентификации определенного типа "доходного" поведения. Таким образом, связь между уровнем личного дохода существует, но имеет не линейный характер, по этой причине построить статическую регрессионную модель Лейдена, используя данные мониторинга, не удалось.
В отличие от структурного моделирования результаты динамического моделирования показали более устойчивую связь между уровнем личных доходов и оценками ПМ (средние величины). Предложенная двухфакторная модель объясняет изменение средних оценок, во-первых, изменением реальных доходов, во-вторых, действительным уровнем цен. (По результатам сравнения корреляционных коэффициентов в качестве инфляционного показателя был включен лаговый ИПЦ.) Количественная оценка влияния каждой из составляющих (реальный и стоимостной компонеты) дается в модельных коэффициентах (0,645 и 1,064 соответственно). Таким образом, наблюдаемая динамика оценок объясняется, с одной стороны, ростом цен, приводящим к росту запрашиваемого уровня ПМ, с другой — снижением реальных доходов, приводящим к снижению минимальных запросов, относительному самоограничению. Наметившиеся в 1996 г. (особенно в марте—августе) снижение темпов инфляции и стагнация реальных доходов нашли отражение в снижении оценок ПМ.
Дополнило анализ поведения оценок ПМ включение в анализ показателя дифференцированности ответов (стандартное отклонение оценок ПМ). По последним наблюдениям, по сравнению с первыми опросами, снижение стандартного отклонения относительно средней оценки ПМ показало сближение оценок ПМ и укрупнение групп с более ограниченными запросами, указывающими низкие уровни ПМ, за счет более осторожных оценок ПМ частью прежде оптимистично настроенных респондентов, дававших завышенные оценки ПМ.
М.Д.Красилъникова
Структура представлений о бедности и богатстве
В анкетах мониторинга из месяца в месяц повторяется серия вопросов, в которых респондентов просят дать количественные оценки материального семейного достатка
— от бедности до богатства. Выделяются четыре качественных состояния материальной обеспеченности семей: бедность, прожиточный минимум, нормальный доход и самый высокий уровень — богатство. При оценке двух крайних состояний (бедности и богатства) респондентов просят высказаться о доходах, ниже которых человека следует отнести к бедным, и, соответственно, выше которых можно говорить о богатстве. Количественные оценки промежуточных состояний (прожиточного минимума и нормального дохода) формируются как средние показатели: респондентов просят ответить, какой уровень дохода дает возможность жить на минимальном или нормальном уровне достатка.
Эти представления, по сути, исходят из субъективных экспертных оценок референтных уровней личных доходов в обществе и степени их дифференциации. Усредненные количественные оценки прожиточного минимума, данные респондентами, могут рассматриваться и как своего рода "общественная экспертиза" нормативного показателя прожиточного минимума. В отличии от официального показателя прожиточного минимума, разработанного Министерством труда РФ ("обеспечение удовлетворения самых необходимых для выживания потребностей"), респонденты чаще всего понимают прожиточный минимум как "социальный", т.е. как уровень доходов, обеспечивающий скромное, но "приличное" существование. И этот уровень достатка, по оценкам респондентов, существенно выше, чем состояние бедности.
Распространенное в обществе представление об уровне доходов, обеспечивающих прожиточный минимум, казалось бы должно "смыкаться" с представлением о "нормальном" уровне дохода. Однако это оказывается не так. Нормальный доход понимается респондентами как более высокий, выше, чем уровень прожиточного минимума. Этот уровень оказывается, в свою очередь ниже, чем представления о богатстве.
Таким образом, количественные оценки различных качественных уровней материального достатка образуют индивидуальную для каждого респондента шкалу доходов, систему его субъективных представлений об уровне и степени дифференциации доходов в обществе. Усредненные оценки уровня нормального дохода показывают, какой доход является желаемым в настоящий момент*. Разрыв между оценками бедности и богатства отражает субъективные представления о степени дифференциации доходов в обществе. Соотношение оценок различных качественных состояний по уровню материального достатка и собственного денежного дохода позволяет получить косвенные количественные оценки степени удовлетворенности респондента уровнем собственного нынешнего материального положения.
* Однако это не означает, что при достижении данного уровня дохода в среднем в обществе стало бы превалировать чувство удовлетворенности собственным материальным ПОЛОЖеНИеМ. Давно известно, что в более обеспеченных обществах чувство удовлетворенности уровнем материального положения, как правило, не многим выше, чем в менее обеспеченных. См.: Aspirations Adapt to Situations / Ed. R.Inglehart, I.-R.Rabier // Research on the Quality of Life / Ed. Andrews F.A. Survey Research Center, Institute for Social Research the University of Michigan.
