CC BY
57
О ИЗМЕРЕНИИ ПРОДОЛЖИТЕЛЬНОСТИ БЕДНОСТИ В РОССИИ
Цель статьи — достаточно определенно измерить продолжительность нахождения в бедности малоимущих слоев населения России на основе существующей статистической базы. Предпринятые исследования, опирающиеся на авторские гипотезы, позволили провести измерения и показать, что российская бедность в последнем десятилетии XX века по меньшей мере на одну треть носила застойный характер.
Одна из важнейших и одновременно наименее изученных сторон проблемы бедности населения России связана с ее продолжительностью. Располагая, благодаря публикациям Госкомстата России и специальным научным исследованиям, обширной информацией о численности бедного населения, его социально-демографическом составе, территориальном размещении, условиях жизни, источниках доходов, структуре потребления, мы пока очень мало знаем о его распределении по продолжительности пребывания в бедности. Между тем именно от этого во многом зависит успех борьбы с бедностью. Если в стране преобладает краткосрочная бедность с продолжительностью в несколько месяцев, то это означает, что подавляющая часть бедных располагает потенциалом социальной мобильности, достаточным для того, чтобы вернуться в небедную часть общества без посторонней помощи. Социальная политика в этом случае может опираться на постепенно совершенствующиеся программы адресной социальной помощи нуждающимся. Если же преобладающей является измеряемая годами долгосрочная, застойная бедность, то наряду с социальной помощью необходимы серьезные меры по восстановлению потенциала социальной мобильности: созданию новых рабочих мест, стимулированию спроса на рабочую силу, приведению ее профессионально-квалификационного состава в более полное соответствие с потребностями народного хозяйства.
Для надежного измерения продолжительности бедности необходимы длительные наблюдения за уровнем жизни одних и тех же семей и их членов. С этой целью в разных странах организуются специальные обследования бюджетов домохозяйств, получившие название панельных. Собираемая в ходе их проведения информация об обеспеченности домохозяйств материальными благами и услугами в сочетании с оценками размеров прожиточного минимума (ПМ) позволяет непосредственно оценить, какая доля присутствующих в выборке семей, а следовательно, и населения в целом имеет продолжительность пребывания в бедности не более, скажем, одного года, двух лет и т. д., т. е. ответить на интересующий вопрос с любой степенью детализации. В США панельные обследования бедности проводятся с 1968 г. (РБГО), в ФРГ - с 1984 г. (вБЕР), в Англии - с 1988 г. (БЫРБ) и др. Поскольку сообщаемые респондентами данные о доходах охватывают весь предшествующий опросу год, обследования удовлетворяют не только требованию длительности, но и непрерывности наблюдения.
В России с указанными обследованиями можно сравнить лишь осуществляемое Институтом социологических исследований РАН обследование ЯЬМБ, единственное в стране, планировавшееся с самого начала как панельное. Однако оно не было длительным и непрерывным. Его первые 4 раунда проводились в период с сентября 1992 г. по ноябрь 1993 г. и охватывали свыше 6 тыс. домохозяйств. Последующие 5 раундов датируются декабрем 1994 г., октябрем 1995 г., октябрем 1996 г., ноябрем 1998 г. и ноябрем 2000 г. при объеме выборки, составляющем около
4 тыс. домохозяйств1. КЬМБ, к сожалению, не позволяет проследить за изменениями уровня жизни семей на протяжении всего интервала с 1992 по 2000 г. Выборки в двух указанных сериях отличаются не только числом обследуемых домо-хозяйств, но и составом. По сути дела речь идет о двух совершенно разных выборках и, соответственно, о двух разных обследованиях, объединение которых общим наименованием носит формальный характер.
Ограниченность времени, прошедшего с начала второй серии, была, видимо, одной из главных причин, сдерживавших использование ЯЬМБ для измерения продолжительности бедности в России. Первые работы на эту и близкие к ней темы появились в самые последние годы [1, 2, 3]. Они носят прикладной характер и представляют собой попытку воспользоваться методами, известными уже не одно десятилетие за рубежом, для получения первых оценок для России. Есть и еще одно важное обстоятельство, до сих пор сдерживающее развитие этого направления исследований. В ЯЬМБ не соблюдено требование непрерывности наблюдений. В отличие от зарубежных панельных обследований КЬМБ не позволяет собирать информацию о доходах семей и их обеспеченности потребительскими благами за весь предшествующий опросу год. За незначительными исключениями2 вопросы анкеты сформулированы так, чтобы отчетный период не превышал одного месяца. Таким образом, каждый раунд позволяет оценить уровень жизни семей только за один предшествующий опросу месяц. Вся остальная часть года из наблюдений второй серии выпадает.
В имеющихся работах о продолжительности бедности в России вопрос о ее измерении в единицах времени, скажем, в годах, вообще не ставится. Семьи классифицируются в зависимости от того, во скольких раундах они оказались бедными. В рамках первых четырех раундов второй серии ЯЬМБ авторы выделяют классы семей, уровень жизни которых ниже границы бедности в одном, двух, трех и четырех раундах. Семьи каждого последующего класса считаются подверженными более долгосрочной бедности по сравнению с предыдущими, а последний класс рассматривается как сфера хронической, застойной бедности [1, р. 5].
Такой подход правомерен только в том случае, если размеры бедности и ее состав, оцененные в любом раунде, остаются в силе для всего предшествующего этому раунду года. КЬМБ - многоцелевое обследование. Каждая семья опрашивается по широкому кругу вопросов (численность и состав, жилищные условия, накопленное имущество, потребительские расходы, производство продукции в ЛПХ, доходы, статус занятости, состояние здоровья и др.). Некоторые параметры жизнедеятельности семей (демографические процессы, жилищные условия, состояние здоровья) меняются медленно либо редко. Для их мониторинга, видимо, вполне достаточно одного наблюдения в год. Другие же параметры (в первую очередь те, которые характеризуют уровень жизни семей) более изменчивы, и тот факт, что раунды в первой серии ЯЬМБ осуществлялись гораздо чаще (с интервалом от 3 до 6 мес.), чем во второй, является, на наш взгляд, подтверждением этому. Первая серия КЬМБ последовала вскоре после либерализации цен в начале 1992 г., и если бы раунды проводились с интервалом в один год, то надежный мониторинг социально-экономических последствий этой политики стал бы невозможен. Представляется, что правомерность указанного подхода зависит от фактической степени
1 Точные размеры выборки в каждом раунде см. в таблице Приложения. Датировка раундов несколько условна. Поскольку все они в той или иной мере захватывают ноябрь, для удобства будем относить каждое из них к ноябрю.
2 Исключения составляют вопросы, касающиеся приобретения товаров длительного пользования и потребления продукции, произведенной в личном подсобном хозяйстве (ЛПХ).
изменчивости жизненного уровня семей и, следовательно, ее количественная оценка должна стать первоочередной задачей.
Несколько слов о критериях бедности. В официальной статистике и большинстве прикладных исследований используется следующий «объективный» критерий: человек, либо семья считаются бедными в данный момент времени, если их уровень обеспеченности материальными благами и услугами ниже извне заданной величины, называемой границей бедности (подробнее см. [4]). Время не фигурирует в этом определении, оно статично, а полученная оценка размеров бедности носит единовременный характер. При измерении продолжительности бедности одного этого недостаточно. Необходимо определение интервальной бедности, раскрывающее условия, при которых семья (человек) может считаться бедной на протяжении всего заданного интервала времени. Один из подходов заключается в непосредственном распространении единовременного критерия на интервал. Принимается, что человек считается бедным в течение, скажем, года, если он беден в каждом месяце или квартале этого года. Так поступил Госкомстат России, введя понятие постоянной бедности, как совокупности домохозяйств, которые бедны непрерывно с начала года вплоть до данного момента времени (месяца) того же года [5, с. 89].
Возможен и другой подход, согласно которому семья признается бедной на протяжении данного интервала времени, если суммарное время ее пребывания ниже границы бедности больше времени пребывания выше этой границы. Учету при этом подлежат не только продолжительность времени, но также глубина падения и высота превышения уровня жизни относительно границы бедности. Ясно, что среднегодовая бедность включает в себя не только всю постоянную бедность, но и множество домохозяйств, уровень жизни которых колеблется в окрестности границы бедности. Отсюда следует, что размеры среднегодовой бедности могут оказаться существенно выше размеров постоянной.
Насколько изменчив уровень жизни россиян? Имеющиеся статистические данные открывают возможность для подхода к этому вопросу с двух разных сторон. Обследование КЬМБ позволяет, определив совокупность домохозяйств с уровнями жизни в пределах заданного диапазона в одном раунде, сопоставить ее с совокупностями домохозяйств, уровни жизни которых принадлежат тому же самому диапазону в следующих раундах. Если различия в составе совокупностей двух соседних раундов велики, то можно утверждать, что и масштабы социально-экономической мобильности в стране тоже велики. Но если различий нет или они малы, то это еще не означает, что уровни жизни стабильны. В принципе они могли претерпеть существенные изменения на протяжении ненаблюдаемого периода между раундами, вернувшись в конце него к значениям, принадлежащим заданному диапазону.
Другой подход основан на непрерывных (ежемесячных) наблюдениях за постоянной бедностью, осуществлявшихся Госкомстатом России в течение 1 995 и 1 996 гг., благодаря которым становится возможным внутри годовых интервалов, не наблюдаемых с помощью КЬМБ, оценить подверженность населения краткосрочным колебаниям уровня жизни и степень интенсивности последних.
В качестве инструмента оценки сдвигов в социально-экономическом статусе разных групп населения в рамках первого подхода ниже используется матрица межквинтильных переходов. Ее построение сопряжено с большой предварительной обработкой первичных данных (см. Приложение). Частично она связана с необходимостью построения строго панельной подвыборки демографических единиц, т. е. максимально возможной совокупности единиц, присутствующих во всех четырех раундах. В ходе изучения этого вопроса выяснилось, что по ряду причин состав исходной выборки домохозяйств быстро меняется. Более того, происходят
серьезные изменения в составе самих домохозяйств. Последнее обстоятельство заставило отказаться от попыток сконструировать искомую подвыборку как совокупность домохозяйств. Подвыборка была построена как совокупность людей. Но если в первом раунде участвовало 3975 домохозяйств, состоявших из 11290 индивидов, то панельная подвыборка численности людей, взятая в качестве объекта для дальнейшего исследования, охватила лишь 6640 чел. (см. таблицу Приложения).
Измерение уровня жизни каждой единицы выборки - другая часть предварительной работы. Главная особенность проведенных расчетов связана с необходимостью обеспечения сопоставимости результатов измерения во времени в условиях инфляционного роста цен. Следуя Г. Данкену [6, р. 11], мы взяли за показатель уровня жизни безразмерную величину, равную количеству бюджетов ПМ, располагаемых каждым вошедшим в подвыборку человеком. В расчетах использовались официальные оценки среднедушевого ПМ за те же годы и месяцы, к которым относились раунды КЬМБ с дифференциацией по субъектам Федерации.
Следующий шаг заключался в ранжировании отобранных 6640 чел. в порядке возрастания их уровня жизни для каждого раунда в отдельности. Полученные вариационные ряды были затем поделены на 5 равных сегментов (квинтилей) по 1328 чел. в каждом. Пограничные значения уровня жизни для каждых двух соседних квинтилей, где величина показателя, равная 1, соответствует границе бедности, выглядят следующим образом (расчеты автора по 1-4 раундам КЬМБ):
1 раунд 2 раунд 3 раунд 4 раунд
1994 г. 1 995 г. 1996 г. 1 998 г.
1-11 0,68 0,56 0,56 0,49
п-ш 1,13 0,93 0,94 0,79
Ш-1У 1,68 1,34 1,39 1,20
ТУ-У 2,56 2,08 2,21 1,84
Из приведенных данных видно, что в первых трех раундах бедность распространялась в основном исключительно на людей, сосредоточенных в двух нижних квинтилях, тогда как в четвертом раунде, после финансового кризиса в августе 1 998 г., она захватила и значительную часть третьей, средней квинтили.
В нижеследующей табл. 1 приведена матрица межквинтильных переходов за период между первым и вторым раундами обследования (ноябрь 1 994 г. - ноябрь 1 995 г.). Строки таблицы показывают, в каких пропорциях население, образующее ту или иную квинтиль в первом раунде, распределяется по квинтилям, сложившимся во втором раунде. Столбцы иллюстрируют пропорции, в которых каждая из квинтилей первого раунда участвует в формировании той или иной квинтили второго раунда. Сумма элементов каждой строки и каждого столбца равна 20% численности всей рассматриваемой группы людей (с округлением).
Табл. 1 показывает, что уровень жизни российского населения весьма нестабилен. Так, из числа бедных в первом раунде лишь 57,78% (сумма 8,93+4,49+3,98+5,71, отнесенная к 40) остались бедными и во втором раунде; жизненный уровень остальных 42,22% повысился настолько, что они перешли в разряд небедных. Диагональные элементы матрицы показывают, что ни в одной из квинтилей доля лиц, сохранивших ко второму раунду свой первоначальный социально-экономический статус, не превышает половины численности квинтили. Даже в самых стабильных сегментах населения - в первой квинтили беднейших и пятой квинтили наиболеее обеспеченных - эта доля составляет всего 44,65% (8,93 к 20) и 41,25% (8,25 к 20) соответственно. В самой нестабильной третьей квинтили она равна только 24% (4,8 к 20). Если же о степени нестабильности уровня жизни для страны в целом судить по
доле в общей численности населения всех тех, кто на протяжении года изменил свой первоначальный социально-экономический статус, перейдя в другую квинтиль (что соответствует сумме всех недиагональных элементов матрицы), то она оказывается равной 2/3. Итак, если считать первую квинтиль беднейших группой с социально-экономическим статусом, отличным от просто бедных (вторая квинтиль), то вывод из сказанного состоит в том, что смена статуса в течение года более типична для россиян, чем его сохранение.
Таблица 1
Матрица межквинтильных переходов, 1-2-й раунды, %
2- й раунд
вариационного ряда первая (нижняя) вторая третья четвертая пятая (верхняя) итого (с округлением)
первая (нижняя) 8,93 4,49 3,43 2,03 1,07 20,00
вторая 3,98 5,71 4,46 3,48 2,40 20,00
и £ третья 3,30 4,65 4,80 4,16 3,06 20,00
четвертая 2,21 3,00 3,77 5,65 5,35 20,00
пятая верхняя) 1,54 2,17 3,46 4,67 8,25 20,00
итого (с округлением) 20,00 20,00 20,00 20,00 20,00 100,0
Примечание: рассчитано авторами на основании первичных данных ЕЬМБ.
Поскольку КЬМБ - дискретное обследование, мы в состоянии зафиксировать социально-экономический статус обследуемых людей только в отчетном месяце, и если тот или иной человек оказался в одном раунде бедным, а в следующем (спустя 11 месяцев) - небедным, то этот факт еще не означает, что статус человека изменился на противоположный всего один раз. Тот же самый результат мог получиться и при трехкратном изменении статуса в течение одного года (с бедного на небедный и обратно). Если такого рода варианты динамики - достаточно распространенное явление, то истинные масштабы изменчивости уровня жизни могут оказаться гораздо выше, чем только что отмечалось.
Некоторую ясность в этот вопрос могут внести данные Госкомстата России о продолжительности постоянной (без пауз) бедности российских домохозяйств за 1995 и 1996 гг.3 Они получены для совокупности домохозяйств, которые обследовались все 1 2 месяцев (в рамках каждого года). В табл. 2 их общее число в январе принято за 100%. Показатели за последующие месяцы соответствуют числу домо-хозяйств, продолжающих находиться в состоянии бедности постоянно с начала
3 Отсутствие более поздних публикаций связано с тем, что в указанные годы Госкомстат России приступил к осуществлению масштабной программы совершенствования Обследования бюджетов домашних хозяйств, цель которой — значительное повышение достоверности результатов обследования — достигалась главным образом путем радикального реформирования лежащей в основе обследования выборки домохозяйств. Прежняя выборка имела серьезные недостатки: она строилась по отраслевому принципу и не была вероятностной. Тем не менее то обстоятельство, что в ходе обследования опрашивались в основном одни и те же семьи, позволяло проследить за изменениями в статусе бедности каждой из них на протяжении года. В новой выборке указанные недостатки устранены. Теперь она строится по территориальному принципу и является вероятностной. Но в процессе реформирования степень обновления ее состава на протяжении года возрастала, в результате чего непрерывное наблюдение за изменениями в статусе бедности достаточного числа домохозяйств вскоре стало невозможным.
года в процентах к общей численности бедных домохозяйств, но не в январе (что было бы логично), а в каждом данном месяце. Так, майский показатель, равный 50%, означает, что половина всех бедных семей в мае - это те семьи, которые были бедны постоянно с января по май. Но поскольку общее количество бедных семей на протяжении года не остается постоянным, а снижается и к концу года становится в 1,4-1,7 раза меньше, чем в начале (см. 3-й и 4-й столбцы табл. 2), официальные размеры постоянной бедности в пределах каждого года оказываются взаимно не сопоставимыми.
Таблица 2
Оценки размеров постоянной бедности*
Доля домохозяйств, Доля домохозяйств,
постоянно бедных с Общая численность Численность по- постоянно бедных с
начала года, в об- домохозяйств, бед- стоянно бедных начала года, в об-
щей численности ных в текущем домохозяйств, млн. щей численности
домохозяйств, бед- месяце* **, млн. домохозяйств, бед-
Месяц ных в текущем ных в январе, %
месяце**, %
1995 г. 1996 г. 1995 г. 1996 г. 1995 г. 1996 г. 1995 г. 1996 г.
1 2 3 4 5 6 7 8
Январь 100,00 100,00 17,67 13,16 17,67 13,16 100,00 100,00
Февраль 74,43 75,50 17,93 12,66 13,35 9,56 75,55 72,64
Март 62,58 64,49 15,44 12,23 9,66 7,89 54,67 59,95
Апрель 55,50 59,82 15,18 11,72 8,42 7,01 47,65 53,27
Май 50,01 50,09 14,79 12,08 7,40 6,05 41,88 45,97
Июнь 44,73 41,20 14,13 11,46 6,32 4,72 35,77 35,87
Июль 40,89 35,41 12,44 10,93 5,09 3,87 28,81 29,41
Август 38,09 31,97 11,65 10,46 4,44 3,34 25,13 25,38
Сентябрь 34,48 28,71 11,39 11,10 3,93 3,19 22,24 24,24
Октябрь 31,56 26,99 11,39 10,21 3,59 2,76 20,32 20,97
Ноябрь 28,61 25,00 10,60 10,38 3,03 2,60 17,15 19,76
Декабрь**** 26,62 23,18 10,21 9,67 2,72 2,24 15,39 17,02
* Домохозяйство считается бедным, если его среднедушевой денежный доход ниже величины про-
житочного минимума.
** Рассчитана на основании [5, с. 89; 7, с. 120] как средневзвешенная величина по трем социально-
демографическим категориям: домохозяйства без детей, домохозяйства с детьми до 16 лет и домохо-
зяйства пенсионеров.
*** Рассчитано по [5, с 88; 7, с. 119] с учетом того, что средняя численность российского домохо-
зяйства, согласно результатам микропереписи населения 1994 г., составляет 2,83 чел.
**** Госкомстат России обрывает динамические ряды постоянной бедности в декабре каждого года.
Продолжению их на следующий год препятствует принятая система идентификации домохозяйств,
согласно которой тем же домохозяйствам в следующем году присваиваются новые идентификаторы.
В последних двух столбцах табл. 2 приведены относительные размеры постоянной бедности, пересчитанные к началу года. Из них видно, что на протяжении года постоянная бедность быстро падает, составляя в декабре 15-17% от общей численности бедных в январе. Соответственно более 80% семей, относящихся к бедным в январе, в последующие месяцы того же года покидают эти ряды. Напомним, что согласно КЬМБ из общей численности бедных в первом раунде, принятой за 100%, ко второму раунду в том же качестве осталось около 58% и перешли в разряд небедных примерно 42%. В чем возможные причины столь серьезных расхождений в оценках? Разумеется, их много. Это и разная степень репрезентативности исходных выборок; и различие в демографических единицах, из которых составлена строго панельная подвыборка (человек - в ЯЬМБ и домохозяйство - в данных Госкомстата России); данные Госкомстата привязаны к астрономическому
году, тогда как для КЬМБ год - это период между ноябрем одного года и ноябрем следующего; это и использование разных по широте охвата потребительских благ показателей уровня жизни; авторы учитывали эффект экономии от совместного проживания членов семьи, а Госкомстат России - нет. Есть и другие различия, но, по мнению авторов, ни одно из них в отдельности, ни все вместе взятые не в состоянии (ввиду вероятной компенсации действия одних причин действием других) объяснить без малого четырехкратное расхождение в удельном весе лиц, оставшихся бедными спустя год после начала наблюдений.
Мы считаем, что оба указанных показателя (15-17%, вытекающие из данных Госкомстата России, и 58% - из КЬМБ) достаточно реалистичны, а громадная разница между ними - прямое следствие разной степени охвата измеряемых явлений. Первый оценивает долю в единовременной январской бедности тех, кому предстоит оставаться в таком состоянии еще не менее года. Второй же наряду с этой категорией лиц дополнительно учитывает и тех, которые на протяжении интервала между раундами переходили на какое-то время в разряд небедных и, возможно, не один раз. Наличие последней категории, которая, как показывают оценки, по размерам намного превосходит первую, прямо указывает на то, что уровень жизни семей и индивидуумов в России подвержен интенсивным краткосрочным колебаниям, в ходе которых многие меняют свой социально-экономический статус по несколько раз в году. Эта картина с особой ясностью показывает, что небедные и бедные не являются обособленными разобщенными группами семей. В значительной своей части это одни и те же семьи, уровень жизни которых в современных условиях крайне нестабилен.
Можно ли судить о бедности на протяжении года по информации за единственный месяц? Итак, практика измерения продолжительности бедности человека числом последовательных раундов ЯЬМБ, в каждом из которых он был признан бедным, выглядит необоснованной. Такому измерению обязательно должно предшествовать обстоятельное эмпирическое исследование того, как оценки бедности по результатам отдельного раунда соотносятся с оценками среднегодовой (интервальной) бедности для того же года. Мы предлагаем решение этой задачи применительно к единственному субъекту Федерации - Ярославской области -первичные данные бюджетного обследования по которой за 1997 г. были предоставлены в наше распоряжение Госкомстатом России4. Они носят ежеквартальный характер и позволяют вычислить оценки бедности не только за IV квартал (аналог результатов раунда КЬМБ), но и усредненные оценки за весь год. Предварительная обработка полученных данных осуществлялась в полном соответствии с описанной методикой (см. Приложение). Отметим лишь, что 1997 г. - это последний год, когда в условиях обновления состава общероссийской выборки домохозяйств Госкомстатом России было все еще возможно вычленить из нее строго панельную подвыборку осязаемых размеров. В то время как исходная выборка по Ярославской области охватывала 1502 чел., размеры панельной подвыборки составили 772 чел.
В табл. 3 приведены показатели, вычисленные на основании трех разных концепций бедности. Единовременная бедность оценена путем вычисления для каждого квартала доли лиц с показателем уровня жизни ниже единицы в общей численности подвыборки (согласно принятой методике). При вычислении постоянной бедности принимался во внимание состав бедных не только в данном квартале, но и в предыдущих. Конкретно, учитывались только те лица, которые были бедны в
4 Основные социально-экономические показатели по Ярославской области близки к средним показателям для страны в целом [8, с. 70, 72].
каждом квартале, начиная с первого и кончая данным. Размеры среднеинтерваль-ной бедности в любом квартале также зависят от предыстории. Если взять, например, оценку для третьего квартала, равную 39,17%, то в ней учтены только те лица, для каждого из которых средняя арифметическая величина уровней жизни за первые три квартала меньше единицы.
Таблица 3
Альтернативные варианты измерения бедности на основе обследования в Ярославской обл., I - IV кварталы 1997 г. (% к общей численности панельной подвыборки)
Квартал Бедность Доля лиц, участвующих в формировании единовременной и среднеинтервальной бедности одновременно
постоянная среднеинтер-вальная единовременная
I 46,24 46,24 46,24 100,00
II 34,46 43,45 43,65 85,76
III 24,87 39,17 40,54 77,00
IV 18,16 36,19 35,88 80,36
Примечание: рассчитано авторами на основании первичных данных Госкомстата России.
Оценки размеров бедности в первом квартале по понятным причинам не зависят от лежащих в их основе концепций, они все одинаковы. Различия обнаруживаются, начиная со второго квартала. Разница между размерами среднеинтерваль-ной и единовременной бедности незначительна и не нарастает со временем, по крайней мере, в рассматриваемом году (см. табл. 3). Это дает основания предположить, что если бы специальный раунд КЬМБ был проведен в 1997 г. (как обычно в конце года) в Ярославской области, то получившаяся в результате оценка размеров бедности (35,88%) почти точно соответствовала бы размерам среднегодовой бедности (36,19). Иначе говоря, соотношение этих оценок не противоречит интерпретации бедности по итогам «раунда» в качестве интервальной бедности на протяжении предшествующего года. Этого нельзя сказать в случае, когда под интервальной подразумевается постоянная бедность. Данные табл. 3 показывают, что размеры постоянной бедности с течением времени быстро сокращались, в результате чего доля тех, кто беден во всех четырех кварталах (18,16%), оказалась почти вдвое ниже оценки по итогам «раунда»5.
Почти полное совпадение оценок единовременной и среднеинтервальной бедности в четвертом квартале еще не означает, что совпадают и составы учитываемых в выборках людей. Можно сразу сказать, что по меньшей мере наполовину это одни и те же люди. Дело в том, что составной частью обоих видов бедности является постоянная бедность, размеры которой несколько выше половины как единовременной, так и среднегодовой бедности. Но фактическое совпадение составов бедных гораздо выше. В последней колонке таблицы представлены ежеквартальные значения доли лиц, участвующих в формировании единовременной и среднеинтервальной бедности одновременно. Оценка для четвертого квартала показывает, что на самом деле указанные составы совпадают более, чем на 80%. Поскольку 50% из них приходится на постоянную бедность, то остальные 30% -это люди, которые должны быть, с одной стороны, бедными в четвертом квартале (чтобы принадлежать к единовременной бедности в этом квартале), а с другой
5 Приведенные в табл. 3 оценки постоянной бедности не сопоставимы с оценками в табл. 2. Они относительно высоки , поскольку ввиду квартального характера исходных данных каждая из них является в определенном смысле усредненной.
стороны, не входят в число постоянно бедных на протяжении года. Высокий удельный вес последней категории свидетельствует о многочисленности лиц, постоянно балансирующих на грани бедности. Необходимо упомянуть еще об одной группе лиц, наличие которой препятствует полному совпадению составов рассматриваемых категорий. Ее удельный вес составляет около 20% от численности единовременно бедных. Она состоит из тех, кто беден в четвертом квартале, но не беден в среднем за год.
Приведенные аргументы указывают на то, что распространение оценок бедности, полученных на основе раунда ЯЬМБ, на весь предшествующий ему год может оказаться оправданным (если, конечно, под бедностью на протяжении года имеется в виду среднегодовая бедность). Пример Ярославской области показывает, что это предположение весьма близко к действительности. Серьезное обоснование такой гипотезы, разумеется, требует экспериментальных расчетов по ряду других субъектов Федерации, причем за разные годы, однако авторы не располагают необходимой для этого статистической информацией и не ожидают ее появления в обозримом будущем.
Измерение продолжительности среднегодовой бедности. Итак, если изменчивость состава первоначальной выборки демографических единиц за счет замещения постепенно выбывающих единиц новыми, случайных отказов от участия в обследовании и других причин сведена к нулю и мы располагаем строго панельной представительной подвыборкой, состав которой на протяжении всего года по определению неизменен, то оценки бедности, полученные на основе раунда, охватывающего квартал либо месяц, близки к оценкам, средним за весь год. В этом суть нашей гипотезы, и если она хотя бы в первом приближении верна, то появляется возможность пользоваться результатами каждого раунда КЬМБ так, как если бы объектом статистического наблюдения был жизненный уровень людей на протяжении всего года, т. е. точно так же как в США и Западной Европе пользуются результатами РБГО, БЫРБ, ОБЕР и других обследований. Информация о бедности, содержащаяся в последовательности ежегодных раундов, приобретает при этом непрерывный характер, что и позволяет измерять продолжительность бедности человека числом последовательных лет, в каждом из которых он был бедВнтабл. 4 представлены два распределения бедных по оставшейся продолжительности бедности. Первое показывает, какая часть всех бедных в 1 994 г. оставалась бедной и в дальнейшем, вплоть до 1 998 г. Второе характеризует темпы убывания численности когорты, т. е. совокупности людей, которые, будучи небедными в 1 994 г., пополнили ряды бедных в 1 995 г. Таблица рассчитана на основе той же панельной подвыборки, что и матрица межквинтильных переходов.
Выше уже отмечалось, что во второй серии КЬМБ первые три раунда осуществлялись ежегодно (с 1994 по 1996 г.) тогда как последующие - с интервалом в один год (в 1998 и 2000 гг.; результаты последнего раунда стали доступны когда статья была уже подготовлена). Это означает, что только первые три оценки в табл. 4 можно рассматривать как относительно надежные. Так, в 1994 г. общая численность бедных (2264 чел.) в подвыборке охватывает не только тех, продолжительность бедности которых ограничена одним 1994 г., сюда входят и все те, бедность которых распространяется на последующие годы. Поэтому можно сказать, что 2264 чел. - это количество людей с продолжительностью бедности не менее одного года, а скажем, 1 064 чел. - количество лиц с оставшейся продолжительностью бедности не менее трех лет.
На приведенные оценки можно взглянуть и с другой стороны. Далеко не все из 2264 чел. приобрели статус бедных именно в 1994 г. Многие из них наверняка по-
полняли ряды бедных в предыдущие годы и к 1994 г. уже имели тот или иной стаж бедности. Мы не располагаем возможностью исчислить распределение бедных по продолжительности предшествующего времени их пребывания в бедности. Вместе с тем, учитывая, что масштабы бедности на протяжении предыдущих двух лет были гораздо выше, чем в 1 994 г., можно предположить, что большую часть бедных в 1994 г. составляли люди, которые были бедны и в 1993, и в 1992 гг. Но тогда вряд ли будет большой ошибкой сказать, например, что оценка для 1996 г., равная 1064 чел. - это на самом деле число лиц с общей продолжительностью бедности (включая и предшествующую и оставшуюся) не менее пяти лет, т.е. бедных ровно 5 лет, ровно 6 лет и т. д., вместе взятых.
Таблица 4
Распределение бедных по продолжительности оставшегося времени их пребывания в бедности
Год Количество бедных в данном и во всех предыдущих (начиная с 1994 г.) годах Количество бедных в общей численности тех, кто стал беден в 1995 г.
чел. % к числу бедных в 1994 г. чел. % к числу бедных в 1995 г.
1994 1995 1996 1997* 1998 * В 1997 Они пол данном г 2264 1446 1064 932 898 г. обследование не про чены на основе вычисле оду, окажется бедным 100,00 63,87 47,00 41,17 39,66 водилось. Приведенные нных за предыдущие го в следующем. 1455 749 620 542 оценки за этот год нося ды вероятностей того, 100,00 51,48 42,61 37,25 т условный характер. что человек, бедный в
Источник: рассчитано авторами на основании первичных данных RLMS.
Включенные в табл. 4 оценки за 1997 и 1998 гг. в значительной мере условны. Причина - в отсутствии раунда ЯЬМБ для 1997 г. Здесь мы сталкиваемся еще с одним проявлением отсутствия непрерывности наблюдений в КЬМБ. Обследование охватывает период с 1994 по 2000 гг. Но из-за трудностей финансирования, источники которого находятся за рубежом, два года (1997 и 1999) оказались пропущены. При этом утрачивается возможность надежного различения между людьми, перманентно бедными в течение всего семилетнего периода с 1 994 по 2000 гг. и бедными на протяжении трех лет с 1 994 по 1 996 гг. с последующими эпизодическими возвращениями в состояние бедности в отдельные годы. Таким образом, даже если проблема экстраполяции результатов раунда на весь соответствующий год полностью решена, отсутствие регулярности в наблюдениях ставит под вопрос релевантность значительной части собранной в ходе пяти раундов информации. Если рассматривать ЯЬМБ только с позиций решаемой здесь задачи, то сложившуюся ситуацию можно охарактеризовать как обесценение значительной части усилий, направленных на проведение четвертого и пятого раундов обследования.
В результате совокупность лиц, остававшихся бедными в течение пяти лет с 1994 по 1998 гг. (898 чел. или около 40% от общей численности бедных в 1994 г.) мы вынуждены были определять как пересечение четырех множеств бедных в 1994, 1995, 1996 и 1998 гг. Если бы раунд в 1997 г. был проведен, то число пересекающихся множеств увеличилось бы на единицу и, следовательно, само пересечение, скорее всего, сузилось бы. Другими словами, наша оценка (898 чел.), по всей
вероятности, несколько завышена6. Но даже в таком случае, как представляется, от 30 до 35% количества бедных в 1994 г. все-таки были бедны на протяжении не менее пяти лет. Если же учесть высокую вероятность того, что на самом деле эти люди стали бедными не в 1994, а в 1992 г., то оказывается, что около трети от численности бедных в 1994 г. были бедны в течение семи лет и более. Иначе говоря, как минимум на одну треть российская бедность в 90-х годах носила хронический, застойный характер7. Этот вывод требует особого внимания. Речь идет о людях, бедственное положение которых длится годами, лишая их перспектив, надежд на улучшение жизни и восстановление здоровья. Это сигнал неблагополучия не в отдельной семье, а в обществе в целом. Поэтому преодоление застойной бедности должно быть первоочередной задачей социально-экономической политики государства.
В последних двух столбцах табл. 4 приведено распределение бедных по оставшейся продолжительности бедности для когорты, т. е. для всех лиц, которые были небедными в 1994 г., но стали бедными, начиная с 1995 г. Это распределение позволяет определить, и притом относительно надежно, группу лиц, общая продолжительность пребывания в бедности которых минимальна и равна одному году. Речь идет о людях, бедных в 1995 г. и перешедших в разряд небедных к 1996 г. Их численность равна 706 чел. (1455 - 749) и составляет 25,82% общей численности бедных в 1995 г., равной 2901 чел. (1446 + 1455). Этот результат не только вносит важный вклад в ответ на вопрос «долго ли бедные бедны?», показывая сколь значительная часть (примерно четверть) всех бедных бедна относительно недолго (не более года). Важна и сама состоящая из 706 чел. группа краткосрочных бедных, сопоставление социально-демографических характеристик которой с соответствующими характеристиками группы хронически бедных может помочь в понимании особенностей состава последних и тем самым содействовать обеспечению адресности политики по борьбе с застойной бедностью.
Литература
1. Lokshin M., Popkin B.M. The emerging underclass in the Russian Federation: income dynamics 1992-96. The University of North Carolina at Chapel Hill, 1997, mimeo.
2. Braithwaite J. Targeting and the longer-term poor in Russia. The World Bank research paper, 1998, mimeo.
3. Spryskov D. Persistent poverty in Russia. Master's thesis, Moscow, 2000, mimeo.
4. Подузов А.А. Измерение бедности. Зарубежный опыт //Проблемы прогнозирования. 1996. № 4, 5.
5. Уровень жизни населения России. М.: Госкомстат России, 1996.
6. Duncan G.J. Years of poverty. Years of plenty. The changing economic fortunes of American workers and families. Institute for Social Research, The University of Michigan, Ann Arbor, 1984.
7. Социальное положение и уровень жизни населения России. М.: Госкомстат России, 1997.
8. Мониторинг социально-экономического потенциала семей. М.: Министерство труда и социального развития РФ, 1997.
6 Еще большая неопределенность возникла бы при попытке учесть результаты раунда в 2000 г.
7 В литературе нет общепринятого мнения по вопросу, начиная с какой продолжительности бедность следует считать хронической: Г. Данкен [6, р. 41] полагает, что начиная с 8 лет, авторы — начиная с 5 лет.
75
Приложение
Для оценки характера и масштабов социально-экономической мобильности населения необходимо прежде всего определить максимально-возможный набор домохозяйств (людей), находившихся под наблюдением в течение всех четырех раундов обследования. В силу ряда причин ЯЬМ8 такой информации в готовом виде не содержит. Исходная выборка жилья, насчитывавшая в 1994 г. 4718 жилищных единиц, в дальнейшем не оставалась стабильной. Она уменьшалась, хотя и не сильно, в связи с тем, что некоторые из них стали использоваться в предпринимательских целях, либо пришли в негодность. Далее, далеко не все семьи, проживающие в остающихся жилищных единицах изъявляли желание участвовать в обследовании. В результате в первом раунде было опрошено только 3975, во втором - 3755, в третьем - 3591, а в четвертом -3467 домохозяйств (см. таблицу). Еще одна причина заключается в том, что за период с 1994 по 1998 г. ряд участвовавших в обследовании семей сменили место жительства. Их прежнее жилье оказалось при этом занято новыми семьями. Порядок проведения ЯЬМ8 предусматривает включение таких семей в число опрашиваемых. Таким образом, состав обследуемых домохозяйств постоянно обновляется. Вместе с тем предпринимаются попытки, часто успешные, найти и опросить выбывшие семьи по их новым адресам. Поскольку эти новые жилищные единицы не принадлежат к исходной выборке, авторы ЯЬМ8 предупреждают, что собираемая при этом информация может использоваться только в исследованиях динамических процессов. В случаях, когда каждый из раундов рассматривается как самостоятельное, единовременное обследование, следует ограничиться домохозяйствами, которые проживают в первоначально отобранных жилищных единицах.
Динамика численности опрошенных в ходе ЯЬМ8 домохозяйств и входящих в них людей
Количество домохозяйств Количество людей
№ опрошенных по ад- найденных и опро- в домохозяйствах, опрошенных в дан-
раунда ресам, входящим в шенных по новым опрошенных во всех ном и во всех преды-
исходную выборку адресам вне выборки четырех раундах дущих раундах
жилья жилья
1 3975 - 7815 11290
2 3755 28 7414 8884
3 3591 159 7432 7626
4 3466 365 7270 6640
Источник: рассчитано авторами на основании первичных данных RLMS за 1994—1998 гг.
Сложные проблемы возникают, когда за единицу наблюдения и последующего анализа принимается домохозяйство. Состав домохозяйств время от времени меняется: одни члены семьи выбывают, другие добавляются. Иногда семья разделяется на две части, каждая из которых имеет самостоятельный бюджет, и обе продолжают жить в прежней, входящей в выборку жилищной единице. Во втором раунде, например, в результате таких процессов количество домохозяйств превысило количество жилищных единиц (3755) и составило 3783. В третьем же раунде расхождение стало еще больше. Встречаются также случаи, когда два разных домохозяйства объединяются и продолжают жить во входящей в выборку жилищной единице. Во всех таких случаях идентификация тех же семей в разных раундах затруднительна и зачастую по необходимости носит условный характер. В RLMS, например, идентификаторы домохозяйств построены таким образом, что домохозяйство в последующем раунде отождествляется с домохозяйством предыдущего раунда, если в его составе присутствует хотя бы один человек из домохозяйства предыдущего раунда (Swafford M.S., Kosolapov M.S. Technical report. Sample of the Russian Federation rounds 5 to 8 RLMS. Institute of Sociology of the Russian Academy of Sciences, March, 1999, p. 16]). Таким образом, в принципе существует возможность отождествления домохозяйств, между которыми гораздо больше различий, чем сходства.
Для оценки фактических масштабов такого отождествления авторами были проведены расчеты, результаты которых представлены в третьей колонке таблицы. Используя разработанную в рамках RLMS систему идентификаторов, была выделена совокупность семей, опрошенных во всех раундах, и для каждого из них подсчитана общая численность входящих в указанные семьи людей. Из таблицы видно, что от раунда к раунду эта численность меняется, хотя и не сильно. Но при этом происходят значительные компенсирующие друг друга изменения в составе семей. Так, из общего количества людей во втором раунде, равного 7414 чел., к третьему раунду выбыло 967 и добавилось 985 чел., для интервала же между третьим и четвертым раундами эти показатели примерно в 1,5 раза выше. Представляется, что при такой высокой изменчивости состава фиксированной совокупности семей анализ динамики их уровня жизни становится малосодержательным. Как и многие другие аналитики мы видим выход из этого положения в отказе от изучения сдвигов в жизненном уровне домохозяйств и переходе к изучению динамики уровня жизни входящих в эти домохозяйства индивидов.
В качестве объекта дальнейшего исследования принята совокупность лиц, присутствовавших и опрошенных во всех раундах второй серии RLMS. Будучи чисто панельной подвыборкой, она полностью лишена недостатков, свойственных любой, наиболее тщательно отобранной группе домохозяйств. Но здесь возникает другая проблема, заключающаяся в том, что размеры этой подвыборки быстро сокращаются с увеличением числа раундов. Расчеты показывают, что при четырех раундах ее численность равна 6640 чел., что в 1,7 раза меньше общей численности опрошенных в первом раунде (11290 чел.) (см. последнюю колонку таблицы). С появлением каждого последующего раунда, ее численность будет продолжать снижаться, а степень репрезентативности - соответственно уменьшаться.
Другая задача заключается в измерении фактического уровня жизни каждого из 6640 чел., входящих в панельную подвыборку, в каждом из четырех раундов. Мы исходим из традиционной концепции уровня
жизни, в основе которой лежит степень обеспеченности семьи, либо индивида потребительскими благами. В ЯЬМ8 как и в других обследованиях такого рода информация о материальной обеспеченности собирается только на уровне домохозяйств. После ряда экспериментов в качестве показателя фактической семейной обеспеченности (ФСО) была принята мера конечного потребления, охватывающая текущие потребительские расходы на товары и услуги и условную денежную оценку текущего потребления результатов собственного производства в ЛПХ . Попытки оценить размеры текущего потребления накопленного имущества (за исключением жилья) и бесплатных государственных услуг не предпринимались.
Поскольку ЯЬМ8 не содержит никакой информации о том, как приходящие в семью блага распределяются между п ее членами, следуя общепринятой практике, полагаем, что их распределение равномерно. Это, однако, не означает, что фактическая индивидуальная обеспеченность (ФИО) должна быть равна среднедушевой величине ФСО/п. В составе потребляемых семьей благ (даже в неполном их составе, учитываемом в ФСО) обязательно присутствуют блага общесемейного пользования, т. е. такие, что их потребление одним членом семьи не снижает возможностей их использования в полном объеме другими членами. Такие блага являются источником экономии от совместного проживания, измеряемой в разных странах с помощью так называемых шкал эквивалентности (ШЭ). В дальнейших расчетах используется шкала для семей, находящихся на границе бедности, которая была предложена ранее (Подузов А.А., Кукушкин Д.К. Шкала эквивалентности как инструмент измерения*уровня жизни // Проблемы прогнозирования. 2000. № 4.) и явным образом учитывает российские условия :
ШЭ = п - (п - 1)я,
где я - доля благ общесемейного пользования в бюджете прожиточного минимума.
Вычисляемая на основании ФСО величина ФИО выражена в текущих ценах. Но по смыслу принятой выше концепции уровня жизни количественная мера последнего должна отражать движение физического объема потребительских благ. Она не должна (по крайней мере непосредственно) зависеть от инфляционного роста цен. Располагая официальными данными о среднедушевой величине ПМ во всех субъектах Федерации, вслед за Г. Данкеном [6, р. 11], определим показатель индивидуального уровня жизни как безразмерную величину, вычисляемую по следующей формуле
ФИО ФСО УЖ = -
ПМ ПМ X ШЭ
Из нее видно, что когда интересующий нас индивид находится на границе бедности, ниже, либо выше нее, показатель его уровня жизни оказывается соответственно равен, меньше, либо больше единицы.
*
RLMS содержит далеко не полную информацию о рыночных ценах на продукцию, производимую в ЛПХ. Для восполнения этого пробела одним из авторов была разработана и применена специальная программа поиска недостающих цен сначала в вошедших в выборку населенных пунктах того же субъекта Федерации, а в случае неудачи — в других субъектах Федерации с той же средней величиной прожиточного минимума.
Отметим, что Госкомстат России в расчетах для РФ применяет шкалу, разработанную некоторое время тому назад для стран ОЭСР, что, на наш взгляд, неправомерно.
