ОЦЕНКА ВЛИЯНИЯ ДЕТСКИХ ПОСОБИЙ НА БЕДНОСТЬ СЕМЕЙ С ДЕТЬМИ НА ОСНОВЕ МНОГОМЕРНОЙ ПРОБИТ-МОДЕЛИ

Филиппова А.В.; Колосницына М.Г.

Прикладная эконометрика, 2018, т. 52, с. 62-89. Applied Econometrics, 2018, v. 52, pp. 62-89.

А. В. Филиппова, М. Г. Колосницына1

Оценка влияния детских пособий на бедность

семей с детьми на основе многомерной пробит-модели

Семьи с детьми в России особенно подвержены риску бедности. В данной статье на основе сквозной пробит-модели, пробит-модели со случайными эффектами и многомерной пробит-модели исследуется влияние детских пособий на бедность домохозяйств с детьми. Результаты показывают, что получение пособий связано со снижением абсолютной и относительной бедности и повышением субъективной бедности.

Ключевые слова: детские пособия; абсолютная бедность; относительная бедность; субъективная бедность; многомерный пробит; Россия; РМЭЗ НИУ ВШЭ. JEL classification: I32; I38.

1. Введение

Семьи с детьми в России особенно подвержены риску бедности. Так, по данным Федеральной службы государственной статистики, в 2016 г. 62.4% малоимущих домашних хозяйств имели детей до 16 лет. Среди всех домохозяйств в целом доля семей с детьми составляла 34%. В 8.8% малоимущих домашних хозяйств было трое и больше детей до 16 лет, среди всех домохозяйств в целом эта доля равнялась 2.3%2. В том же 2016 г. доля детей до 16 лет среди малоимущего населения составила 29.9%, а среди всего населения — 19.7%3.

Детские пособия выступают инструментом поддержки семей с детьми. Их значение в системе социальной защиты России достаточно велико. В 2016 г. суммарные расходы бюджетов всех уровней на выплату семейных и материнских пособий составили 748 млрд руб. или 29% от всех расходов на выплату пособий и социальную помощь4.

Детские пособия являются одним из источников дохода семей с детьми, и, следовательно, могут сократить риск их бедности. С другой стороны, ряд детских пособий выплачивается

1 Филиппова Анна Викторовна — Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики»; avfilippova@hse.ru.

Колосницына Марина Григорьевна — Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики»; mkolosnitsyna@hse.ru.

2 http://www.gks.ru/free_doc/new_site/population/urov/urov_52.doc.

3 http://www.gks.ru/free_doc/new_site/population/urov/urov_53.doc.

4 http://www.gks.ru/free_doc/new_site/population/urov/06-07.docx.

по принципу нуждаемости5, таким образом, бедность влияет на получение пособия. При |

этом не все бедные семьи с детьми считают, что могут претендовать на пособие, а из тех |

семей, которые полагают, что могут претендовать на пособие, не все его получают. |

Цель данной работы — оценить влияние детских пособий на бедность российских се- J

«С

мей, с учетом сложной взаимосвязи пособий и бедности. Для этого строятся пробит-модель с и многомерная пробит-модель бедности и сравниваются результаты их оценки. ^

Проверяются следующие гипотезы: §

1) получение пособий снижает риск абсолютной и относительной бедности и повышает § риск субъективной бедности вследствие стигматизации — люди чувствуют себя бедными § именно потому, что получают социальную помощь; щ

2) величина этих эффектов зависит от размера пособий — чем они выше, тем сильнее будет снижаться вероятность абсолютной и относительной бедности домохозяйства, и повышаться вероятность его субъективной бедности;

3) эффект пособий в целом невысок, и социально уязвимые группы домохозяйств даже при условии выплаты пособий остаются в невыгодном положении.

Данная работа продолжает предыдущие исследования авторов (Колосницына, Филиппова, 2017; Kolosnitsyna, Philippova, 2017).

2. Обзор современного состояния изучаемой проблемы

Влияние детских пособий на бедность широко анализируется в научной литературе. Рассмотрим работы, посвященные эффективности пособий в зарубежных странах. В целом авторы отмечают значимое воздействие пособий на уровень и глубину бедности (Arcanjo et al., 2013; Behrendt, 2000; Bradshaw, 2012; Edmonds, 2005; Förster, Toth, 2001; Immervoll et al., 2000; Jäntti, Danziger, 1994; Matsaganis et al., 2005; Phipps, 1995; Tamborini, Cupito, 2012; van Lancker et al., 2015; van Lancker, van Mechelen, 2015). При этом они обращают внимание на факторы, влияющие на степень этого воздействия. К ним относятся характеристики получателей (Tamborini, Cupito, 2012), уровень и глубина бедности до получения домохо-зяйствами детских пособий (Behrendt, 2000), широта охвата семей с детьми детскими пособиями (Jäntti, Danziger, 1994; Matsaganis et al., 2005), величина пособий (Bradshaw, 2012; Jäntti, Danziger, 1994; Phipps, 1995).

Кроме того, на эффективность детских пособий влияет и то, к какому виду они относятся — категориальному или с проверкой нуждаемости. Нет единого мнения о том, какой вид пособий более эффективен. Так, Bradshaw (2012) выступил сторонником категориальных пособий, сравнивая виды пособий с точки зрения эффективности и социальной справедливости, а Immervoll et al. (2000), анализируя системы категориальных пособий в Великобритании и Нидерландах, отметили, что их эффективность может быть увеличена и без введения проверки нуждаемости. Edmonds (2005) пришел к выводу, что эффективность пособий с проверкой нуждаемости в Словении выше, чем ожидаемая эффективность категориальных

5 Пособия с проверкой нуждаемости выплачиваются домашним хозяйствам или индивидам, чьи ресурсы (как правило, доходы) ниже некоторого заданного порога нуждаемости. В отличие от них, категориальные пособия выплачиваются домашним хозяйствам или индивидам с определенными характеристиками (отличными от доходов).

пособий. Förster, Toth (2001), анализируя влияние пособий на детскую бедность в Чехии, Венгрии и Польше в 1990-е гг., отметили, что оно было существенным (по международным стандартам). При этом пособия предусматривали проверку нуждаемости, однако ее правила были не слишком жесткими и, скорее, отсекали от получения пособий самые богатые семьи, нежели были нацелены на выплату пособий самым бедным семьям.

С точки зрения некоторых авторов, наиболее эффективными являются смешанные схемы, сочетающие в себе категориальные пособия и пособия с проверкой нуждаемости. По мнению Matsaganis et al. (2005), исследующих влияние детских пособий на детскую бедность в Южной Европе, категориальные пособия относительно неэффективны и дороги, а в условиях недостаточного финансирования более эффективной была бы схема, сочетающая низкие универсальные пособия и пособия с проверкой нуждаемости. С этой точкой зрения соглашаются авторы работы (Van Lancker, van Mechelen, 2015), считающие, что если выплачивать пособия всем семьям с детьми, но бедным семьям выплачивать наибольшие пособия, то такая система будет хорошо сокращать детскую бедность.

Эффективность детских пособий в России также анализируется в научной литературе. Исследователи рассматривают последствия изменений в системе пособий. Так, летом 1998 г. Правительство РФ дало указание регионам сократить выплату детских пособий, сосредоточив их на нуждающихся семьях. Денисова с соавторами сделала вывод о том, что вероятность получения пособий для бедных семей возросла в 1998 г. по сравнению с 1996 г. В целом изменения в выплате пособий уменьшили их влияние на бедность, и причиной этого было снижение размера детских пособий. Сравнивая различные методы таргетирования в регионах, авторы заключили, что эффективность пособий зависела не столько от схемы выплаты, сколько от способности региональных и местных властей обеспечить работу действующей схемы (Denisova et al., 2000). Notten и Gassmann исследовали период от 2000 г., когда после изменений в федеральном законодательстве критерии нуждаемости для получения детских пособий были установлены окончательно, и до 2004 г. За это время, по оценке авторов, число получателей детских пособий выросло, и таргетирование улучшилось — больше семей с низкими доходами стали получать пособия. Влияние пособий на уровень бедности было невелико, но статистически значимо. Детские пособия снижали глубину бедности, но это изменение со временем становилось слабее (Notten, Gassmann, 2008). Авторы монографии (Детерминанты репродуктивного поведения..., 2010, с. 67) считают, что реформы 2007 г., которые привели к увеличению расходов на страховые пособия, «хотя и не повлияли на снижение детской бедности в целом, существенно повысили уровень жизни целевой группы».

Исследователи отмечают существенные недостатки системы детских пособий в России. Так, к ним относятся обширные утечки и провалы6 (Notten, Gassmann, 2008; Popova, 2013). Попова предположила, что утечки в выплате пособий объясняются разницей в оценке подходов к нуждаемости, недостаточной точностью процедур по оценке нуждаемости и значительной долей неформальных доходов (Popova, 2013). Другой недостаток системы детских пособий выделяют авторы исследования (Детерминанты репродуктивного поведения., 2010). С их точки зрения, «сложившаяся система социальных трансфертов для семей с детьми не привязана к жизненному циклу семьи»: после того, как ребенку исполняется полтора

6 Под утечками или ошибками включения (от англ. leakage, leak) в системе социальной помощи понимается поступление средств к тем получателям, которым они не предназначены. Наоборот, под провалами или ошибками исключения (от англ. gap) понимают недостаточный охват пособиями тех, кто в них нуждается (Barr, 1998).

года, размер пособий, на которые может претендовать семья, резко снижается. В этой ра- | боте, а также в (Ророуа, 2014) обращалось внимание на недостаточность поддержки семей | с двумя детьми по сравнению с семьями с одним ребенком. Кроме того, отмечались раз- | личия в размерах пособий на ребенка по регионам России, а также то, что в ряде регионов не предусмотрены механизмы защиты пособия от инфляции (Анализ положения детей..., с 2011; Ророуа, 2013). ^

Попова, сравнивая системы детских пособий в России, Швеции, Германии, Бельгии и Ве- § ликобритании, охарактеризовала систему пособий в России как относительно эффективную, § за исключением низкой величины пособий (Ророуа, 2014). На размер пособий, как важней- § ший фактор их эффективности, обращают внимание ^йеп и Gassmann (2008). щ

Сравнивая эффективность двух видов пособий — категориальных и с проверкой нуждаемости — ^йеп и Gassmann показали, что в тех случаях, когда горизонтальная и вертикальная эффективность выплаты пособий низка, универсальные пособия дополнительно сокращают бедность по сравнению с пособиями с проверкой нуждаемости. Но в первую очередь на сокращение бедности влияет размер пособий: более высокие пособия приводят к более значительному сокращению бедности вне зависимости от типа пособий (КоАйп, Gassmann, 2008). С точки зрения Поповой лучшей схемой выплаты пособий является комбинация универсальных пособий и пособий с проверкой нуждаемости, как в Бельгии и Великобритании (Ророуа, 2013, 2014). Пособия с проверкой нуждаемости необходимы для групп домохозяйств, оторванных от рынка труда и характеризующихся крайне низкими доходами (Ророуа, 2013).

3. Система детских пособий в России

Детские пособия в России выплачиваются как на федеральном, так и на региональном уровнях. Пособия, выплачиваемые на федеральном уровне, как правило, полагаются семьям с детьми, не достигшими возраста полутора лет. Размер таких пособий либо фиксирован, либо положительно зависит от заработка матери или другого получателя пособия (таковы пособие по беременности и родам и пособие по уходу за ребенком, расходы на выплату которых составляют 37% от расходов на выплату всех семейных и материнских пособий в стране). В том случае, если мать ребенка не подлежит социальному страхованию, она может получать указанные пособия, но в меньшем, чем работающие матери, размере. Пособия, выплачиваемые на федеральном уровне, являются категориальными.

Большинство региональных пособий для детей выплачивается, пока ребенку не исполнится 16 лет (или 18 лет, если он продолжает учиться в общеобразовательной организации). Ежемесячная выплата на третьего ребенка и последующих детей (ЕДВ) выплачивается с момента рождения ребенка либо с момента, когда ему исполнится полтора года (последнее принято, например, в Челябинской области), до достижения ребенком трех лет. Многие из региональных пособий, например, пособие на ребенка или ЕДВ, относятся к пособиям с проверкой нуждаемости. Порог нуждаемости для пособий различается по регионам, чаще всего это прожиточный минимум либо среднедушевой доход.

Величина пособий, выплачиваемых на региональном уровне, значительно различается по регионам. Так, в конце 2016 г. величина пособия на ребенка равнялась 90 руб. в месяц в Республике Алтай и 1500 руб. в месяц в Москве (для детей от 1.5 до 3 лет пособие

в Москве было еще выше). Это — базовый размер пособия на ребенка, а для детей одиноких матерей, военнослужащих и родителей, уклоняющихся от уплаты алиментов, пособие, как правило, выше. Ежемесячная выплата на третьего ребенка и последующих детей существует не во всех регионах РФ (например, она отсутствует в Москве) и не столь сильно варьируется.

В некоторых регионах (в частности, в Москве и Новосибирской области) для получателей пособий введены дополнительные требования. Во-первых, все трудоспособные члены семьи должны быть занятыми, а во-вторых, у членов семьи должны отсутствовать некоторые виды собственности (например, дополнительное жилье).

В итоге не все бедные семьи с детьми получают пособия, и не все получатели пособий являются бедными.

4. Данные и методы

В настоящем исследовании используются данные Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ (RLMS-HSE) за 2003-2017 годы7. РМЭЗ НИУ ВШЭ представляет собой панельное ежегодное обследование домашних хозяйств, основанное на базе вероятностной стратифицированной многоступенчатой территориальной выборки.

Выбор временного отрезка — с 2003 по 2017 г. — объясняется тем, что информация о выплате домашним хозяйствам двух групп детских пособий — для детей до полутора лет и для детей от полутора лет — присутствует в данных РМЭЗ НИУ ВШЭ только с 2003 г.

В данном исследовании рассматриваются только домохозяйства с детьми (до 16 лет или до 18, если они продолжают учиться). В данных РМЭЗ НИУ ВШЭ за период с 2003 по 2017 г. содержится 23428 наблюдений о домохозяйствах с детьми, и 92028 наблюдений об индивидах (включая детей), живущих в этих домохозяйствах. Таким образом, данные представляют собой несбалансированную панель.

Предполагается, что детские пособия, как источник дохода домохозяйств, снижают вероятность их бедности. Для оценки влияния пособий на бедность домохозяйств используется пробит-модель в двух вариантах: сквозная пробит-модель и пробит-модель со случайными эффектами. Экзогенными переменными в этой модели являются детские пособия в расчете на одного индивида из домохозяйств с детьми (в тыс. руб.), а также переменные, характеризующие домохозяйство и индивида. В качестве эндогенной переменной используется переменная бедности (равная 1, если индивид беден, и 0, если индивид не беден).

Но проблемой этой модели является риск эндогенности. Ведь, как отмечалось выше, бедность домохозяйств в некоторых случаях положительно влияет на вероятность получения ими пособий.

Кроме того, значительная часть бедных домохозяйств не считает, что должна получать детские пособия, а из тех домохозяйств, которые считают, что могут претендовать на получение

7 Российский мониторинг экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ (RLMS-HSE), проводимый Национальным исследовательским университетом «Высшая школа экономики» и ООО «Демоскоп» при участии Центра народонаселения Университета Северной Каролины в Чапел Хилле и Института социологии Федерального научно-исследовательского социологического центра РАН. Сайты обследования RLMS-HSE: http://www.cpc.unc.edu/projects/rlms и http://www.hse.ru/rlms.

пособий, не все действительно их получают. Следовательно, можно предположить, что су- | ществуют некоторые ненаблюдаемые характеристики домохозяйств, которые влияют на ве- | роятность получения пособий и могут также влиять на вероятность бедности. |

С учетом такого сложного характера связи между пособиями и бедностью оценивается многомерная пробит-модель, где первой эндогенной переменной выступает упомянутая с выше фиктивная переменная бедности, а второй эндогенной переменной — переменная ^ получения пособий (равная 1, если индивид проживает в домохозяйстве, получающем дет- § ские пособия, и 0, если домохозяйство их не получает). Рассчитывается предельный эффект § от получения пособий, равный разности между вероятностью бедности при условии полу- § чения пособия и вероятностью бедности при условии неполучения пособия. щ

Оценка всех моделей производится на одинаковых подвыборках, единицей наблюдения в которых является индивид, а не домохозяйство: 83899 наблюдений об индивидах из домохозяйств с детьми (для абсолютной и относительной бедности) и 57834 наблюдения об индивидах из домохозяйств с детьми (для субъективной бедности). Разница этих подвыборок с выборкой из всех 92028 наблюдений об индивидах из домохозяйств с детьми связана с тем, что не все респонденты предоставляли информацию, необходимую для построения моделей. Виды оцененных моделей представлены в табл. 1.

Таблица 1. Виды представленных моделей

Эндогенные переменные Тип модели Экзогенные переменные

Абсолютная бедность Сквозная пробит-модель Пробит-модель со случайными эффектами Пособия для детей до 1.5 лет, пособия для детей от 1.5 лет (в расчете на одного индивида из домохозяйств с детьми,

Относительная бедность (с порогами бедности — 50 и 60% медианного эквивалентного дохода) Сквозная пробит-модель Пробит-модель со случайными эффектами тыс. руб.) Переменные, характеризующие домохозяйство

Субъективная бедность (с порогами бедности — 3-я и 4-я ступени лестницы благосостояния) Сквозная пробит-модель Пробит-модель со случайными эффектами Пособия для детей до 1.5 лет, пособия для детей от 1.5 лет (в расчете на одного индивида из домохозяйств с детьми, тыс. руб.) Переменные, характеризующие индивида Переменные, характеризующие домохозяйство

Абсолютная бедность Получение детских пособий Многомерная пробит-модель Переменные, характеризующие домохозяйство

Относительная бедность (с порогами бедности — 50 и 60% медианного эквивалентного дохода) Получение детских пособий Многомерная пробит-модель

Субъективная бедность (с порогами Многомерная пробит бедности — 3-я и 4-я ступени модель

лестницы благосостояния) Получение детских пособий

Переменные, характеризующие индивида

Переменные, характеризующие домохозяйство

Для оценки многомерной пробит-модели использовалась программа mvprobit для пакета Stata, разработанная и описанная в (Cappellari, Jenkins, 2003).

Все денежные показатели за период 2003-2017 гг. рассматривались в ценах 2017 г. Так как респонденты склонны занижать свой доход, заявленный общий доход домохозяйства сравнивался с суммой заявленных отдельных видов доходов всех членов семьи (заработной платы, пенсии, стипендии и других денежных доходов, а также натуральных доходов в денежном эквиваленте). За реальный доход домохозяйства принималась большая из этих двух величин.

Для учета доходов в домохозяйствах различного размера и структуры используется концепция эквивалентного дохода. Эквивалентный доход рассчитывается с учетом возраста всех членов домохозяйства и экономии от масштаба, характерной для больших домохо-зяйств. Для приведения доходов к эквивалентному виду применяется модифицированная шкала OECD8.

Анализируется влияние детских пособий на абсолютную, относительную и субъективную бедность. Абсолютная бедность означает неспособность домохозяйства обеспечить свои базовые нужды, такие как еду, одежду и жилье. В качестве абсолютной черты бедности в работе используется совокупный прожиточный минимум всех членов домохозяйства. Прожиточный минимум устанавливается на региональном уровне и различается для детей, пенсионеров и трудоспособного населения. Поэтому для каждого домохозяйства в рассматриваемой выборке прожиточный минимум рассчитывается с учетом возрастного состава и региона проживания. Члены домохозяйства считаются бедными согласно концепции абсолютной бедности, когда фактический совокупный доход домохозяйства оказывается ниже его совокупного прожиточного минимума.

Данные РМЭЗ НИУ ВШЭ завышают уровень абсолютной бедности. Так, в рассмотренный период 2003-2017 гг. абсолютная бедность по данным РМЭЗ НИУ ВШЭ в среднем превышала бедность по данным Федеральной службы государственной статистики9 на 11 п.п. Это происходит вследствие указанной выше склонности респондентов занижать доход и того, что наиболее высокодоходные группы населения не попадают в выборку РМЭЗ НИУ ВШЭ. Тем не менее, в исследовании используется концепция абсолютной бедности, поскольку в первую очередь анализируется не уровень бедности как таковой, а его изменение под влиянием детских пособий.

В свою очередь, когда рассматривается влияние абсолютной бедности на получение пособий, также присутствует завышенный уровень бедности — домохозяйства могут в определенной степени занизить уровень своих доходов (например, скрыв доходы, полученные в неформальном секторе), претендуя на получение детских пособий.

Относительная бедность означает, что благосостояние домохозяйства ниже определенного принятого в обществе стандарта. Относительная черта бедности обычно устанавливается как доля медианного дохода населения (40, 50 или 60% от медианы). Наиболее распространенными чертами относительной бедности являются 50 и 60% медианного эквивалентного дохода, и они используются в данном исследовании.

Субъективная бедность означает, что индивид сам определяет черту бедности. В качестве индикатора субъективной бедности используется экономическая оценка благосостояния — вопрос из анкеты РМЭЗ НИУ ВШЭ: «Представьте себе лестницу из 9 ступеней,

8 http://www.oecd.org/eco/growth/OECD-Note-EquivalenceScales.pdf.

9 http://www.gks.ru/wps/wcm/connect/rosstat_main/rosstat/ru/statistics/publications/catalog/doc_1138698314188, http://www.gks.ru/free_doc/new_site/population/bednost/tabl/2-4.doc.

где на нижней, первой ступени, стоят нищие, а на высшей, девятой — богатые. На какой | из девяти ступеней находитесь сегодня Вы лично?». В качестве порога бедности принима- | лись последовательно третья и четвертая ступени шкалы субъективного благосостояния. | Если индивид ставил себя на эти или более высокие ступени, он считался небедным.

*

С

¡5

5. Описательная статистика §

I

В таблице 2 показана доля бедных индивидов в семьях с детьми, среди всех индиви- « дов, живущих в семьях с детьми. За рассмотренный период в целом уровень абсолютной щ и относительной бедности в семьях с детьми упал, а уровень субъективной бедности, напротив, возрос. Самые сильные изменения претерпел уровень абсолютной бедности — если в 2003 г. согласно этой концепции более половины индивидов в семьях с детьми были бедными, то в 2017 г. доля таких индивидов составила около четверти. Уровень относительной бедности за период 2003-2017 гг. постепенно снижался, а уровень субъективной бедности оставался приблизительно на одном и том же уровне (за исключением 2003 и 2016-2017 гг.).

Таблица 2. Доля бедных индивидов в семьях с детьми (среди всех индивидов, живущих в семьях с детьми), %

Год Абсолютная Относительная бедность Субъективная бедность

бедность 50% медианного 60% медианного 3-я ступень 4-я ступень

эквивалентного эквивалентного лестницы лестницы

дохода дохода благосостояния благосостояния

2003 54.10 22.62 27.24 14.41 37.08

2004 49.12 20.21 27.08 12.06 31.08

2005 41.79 17.78 23.73 13.92 33.84

2006 41.57 19.11 25.77 12.92 33.13

2007 37.95 18.29 24.60 12.76 32.47

2008 28.97 16.77 23.37 10.98 29.92

2009 32.74 17.07 23.16 12.64 33.68

2010 31.73 15.92 21.95 12.40 32.13

2011 27.22 14.99 21.11 13.45 33.28

2012 25.21 14.51 21.15 12.68 32.99

2013 24.17 12.98 19.36 13.38 32.98

2014 25.47 12.22 19.15 12.70 33.05

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

2015 31.17 12.82 18.60 12.43 32.79

2016 31.46 12.50 18.63 15.47 40.34

2017 25.98 11.86 17.03 15.32 39.98

В среднем 33.91 15.98 22.13 13.17 33.92

за весь период

Вопросник для домохозяйств РМЭЗ НИУ ВШЭ содержит несколько вопросов, посвященных детским пособиям. Всем респондентам задается вопрос: «Кто-нибудь из членов

Вашего домохозяйства должен получать пособия на детей?». Если респондент отвечает утвердительно, то его спрашивают о том, получил ли кто-либо из членов его домохозяйства пособия на детей до и от полутора лет, и, если да, какова была величина этих пособий.

Таким образом, можно подсчитать долю семей с детьми, которые считают, что могут претендовать на получение детских пособий, долю семей с детьми, которые действительно получили их (в течение 30 дней перед опросом), и разность между долями этих двух групп семей. Эти показатели приведены в табл. 3.

Таблица 3. Получение домохозяйствами с детьми детских пособий (% от всех семей с детьми)

Семьи, считающие, что могут Семьи, получающие детские Семьи, считающие, что могут

претендовать на детские пособия пособия претендовать на детские пособия, но не получающие их

2003 76.71 59.97 16.74

2004 72.32 62.32 10.00

2005 64.47 51.14 13.33

2006 59.86 46.46 13.40

2007 56.14 44.58 11.56

2008 51.12 40.33 10.79

2009 54.81 43.19 11.62

2010 51.33 43.58 7.75

2011 50.15 42.98 7.17

2012 45.72 38.48 7.24

2013 43.01 35.51 7.50

2014 40.15 33.48 6.67

2015 39.35 32.82 6.53

2016 40.09 32.63 7.46

2017 37.81 32.84 4.97

В среднем за весь период 52.20 42.69 9.51

Как показано в табл. 3, в среднем за рассмотренный период почти каждая десятая семья с детьми считала, что может получать пособия на детей, но не получала их. Это может объясняться как нерегулярностью получения пособий, так и другими причинами — например, невысокой величиной пособий. Как показано на рис. 1, пособия для детей до полутора лет в среднем составляют не более 17% доходов домохозяйств-получателей; пособия для детей от полутора лет — не более 6.2%. На рисунке 2 приведены средние значения пособий для детей до полутора лет и от полутора лет (на одного индивида из тех домохозяйств, которые их получают). В среднем за рассматриваемый период они составили 1191 и 328 руб. соответственно.

% 18

14

12

Средняя доля пособий для детей до 1.5 лет в доходах семей, получающих эти пособия

Средняя доля детских пособий в доходах семей, получающих эти пособия

Средняя доля пособий для детей от 1.5 лет в доходах семей, получающих эти пособия

1 о о

J

О

0

1

е ai

Год

Рис. 1. Доля детских пособий в доходах домохозяйств

16

10

8

6

4

2

0

Руб. 2000 1800 1600 1400 1200 1000 800 600 400

Величина средних пособий для детей до 1.5 лет

Величина средних пособий для детей от 1.5 лет

222222222222222

Год

Рис. 2. Величина средних детских пособий (в ценах 2017 года)

200

0

6. Оценка результатов моделей

В первую очередь, рассмотрим пробит-модели (сквозную и со случайными эффектами). Как говорилось выше, в этой модели в качестве эндогенной используется переменная бедности (1, если индивид беден, и 0, если он не беден).

В число независимых переменных включены переменные детских пособий — в расчете на одного индивида из домохозяйств с детьми10.

В качестве характеристик, влияющих на вероятность бедности домохозяйств, рассматривались: регион и тип населенного пункта, где проживает домохозяйство; его состав (доли в домохозяйстве детей, работающих индивидов и пенсионеров); тип домохозяйства; получение домохозяйством алиментов; наличие у матери или отца ребенка высшего образования; год проведения опроса (регион и год проведения опроса не включались в таблицы). Тип домохозяйства определялся следующим образом:

• семейная пара с ребенком (детьми) и другими родственниками включает отца, мать, их детей до 16 (18) лет и других родственников (в том числе детей старше 16 (18) лет);

• семейная пара с ребенком (детьми) без других родственников включает только отца, мать и их детей до 16 (18) лет;

• одинокий родитель с ребенком (детьми) и другими родственниками включает отца либо мать, его (ее) детей до 16 (18) лет и других родственников (в том числе дети старше 16 (18) лет);

• одинокий родитель с ребенком (детьми) без других родственников включает только отца либо мать и его (ее) детей до 16 (18) лет;

• другие семьи включают семьи, в которых дети до 16 (18) лет проживают без родителей (например, с дедушкой или бабушкой), и семьи, в которых есть более двух отцов или матерей детей до 16 (18) лет (например, две сестры, их мужья и дети до 16 (18) лет, проживающие в одном домохозяйстве).

Абсолютная и относительная бедность оценивались по домохозяйству в целом. Субъективную бедность индивиды, т. е. все респонденты старше 14 лет, проживающие в домо-хозяйствах с детьми и ответившие на вопросы для взрослых РМЭЗ НИУ ВШЭ, оценивали лично. Поэтому в модель субъективной бедности включены некоторые характеристики индивида: пол, возраст и возраст в квадрате, разделенный на 100, семейный статус (1 для состоящих в браке, зарегистрированном или незарегистрированном, и 0 для тех, кто в браке не состоит), наличие высшего образования, работы и хорошего здоровья (1 для индивидов, считающих свое здоровье «хорошим» либо «очень хорошим», 0 для индивидов, считающих свое здоровье «средним», «плохим» либо «совсем плохим»).

Средние предельные эффекты для пробит-модели абсолютной бедности приведены в табл. 4.

В сквозной модели пособия на детей до полутора лет не связаны с бедностью, а пособия на детей от полутора лет отрицательно связаны с ней — при их увеличении на тысячу рублей вероятность бедности в среднем сокращается на 1.1 п.п. В модели со случайными

10 Оценивалась также спецификация модели, где в число зависимых переменных включены детские пособия в расчете на одно домохозяйство, и спецификация модели, где в число зависимых переменных включены детские пособия в расчете на одного ребенка. Так как эти спецификации показали сходные результаты, они здесь не приводятся.

APPLIED ECONOMETRICS / ПРИКЛАДНАЯ ЭКОНОМЕТРИКА 2018, 52

Таблица 4. Пробит-модель: абсолютная бедность

Независимые переменные Предельные эффекты для вероятности бедности

Сквозная Панельная пробит-модель

пробит-модель со случайными эффектами

Детские пособия

Для детей до 1.5 лет, тыс. руб. -0.004 -0.011***

Для детей от 1.5 лет, тыс. руб. -0.011*** -0.024***

Тип населенного пункта (по сравнению с областным

центром с населением более 1 млн чел.)

Областной центр (с населением менее 1 млн чел.) 0.067*** 0.079***

Город (не областной центр) 0.099*** 0 114***

ПГТ 0.210*** 0.201***

Село 0.213*** 0.244***

Тип домохозяйства (по сравнению с семейной парой

с ребенком (детьми) без других родственников)

Семейная пара с ребенком (детьми) и другими 0.068*** 0.079***

родственниками

Одинокий родитель с ребенком (детьми) без других -0.002 0.007

родственников

Одинокий родитель с ребенком (детьми) и другими 0.128*** 0.126***

родственниками

Другие семьи 0 119*** 0.137***

Получение алиментов

Домохозяйство получает алименты -0.076*** -0.091***

Высшее образование родителей:

У матери или отца есть высшее образование -0.124*** _0 119***

Состав домохозяйства

Доля работающих членов домохозяйства -0.489*** -0.510***

Доля детей в домохозяйстве 0.260*** 0.254***

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

Доля пенсионеров в домохозяйстве -0.463*** -0.497***

Число наблюдений 83899 83899

ЬЯ-тест 21777.27 9411.40

/>-значение ЬЯ-теста 0.0000 0.0000

Р8еМо R2 0.2066

Примечание. *, **, *** — 10, 5 и 1%-ный уровни значимости соответственно.

В таблицу не включены контрольные переменные региона проживания домохозяйства и года исследования, практически все они оказались значимыми.

эффектами пособия для детей отрицательно связаны с бедностью. При увеличении пособий для детей до полутора лет на тысячу рублей вероятность бедности в среднем сокращается на 1.1 п.п., пособий на детей от полутора лет — на 2.4 п.п. Таким образом, эффект пособий с проверкой нуждаемости (а именно к этой категории относится большинство пособий для детей от полутора лет) оказался выше, чем эффект категориальных пособий, к которым относится большинство пособий для детей до полутора лет.

Рассмотрим другие детерминанты абсолютной бедности домохозяйств. Чем меньше населенный пункт, где проживает домохозяйство, тем сильнее риск бедности. Наличие у родителей с детьми других родственников в домохозяйстве повышает риск бедности. При этом семейные пары и одинокие родители без других родственников находятся в одинаковом положении; среди семей с другими родственниками полные семьи меньше подвержены риску бедности. Кроме того, получение домохозяйством алиментов, наличие высшего образования хотя бы у одного из родителей ребенка, а также высокая доля работающих и пенсионеров в домохозяйстве повышают доходы семей и позволяют им избежать бедности (а высокая доля детей в семье, напротив, является фактором риска). Такие результаты подтверждают выводы других исследователей о том, что основным фактором бедности в России являются заработки работающих членов семьи, недостаточные для содержания иждивенцев (Слобо-денюк, Аникин, 2018, с. 122).

Риск бедности для семей с детьми в период с 2003 до 2008 г. постепенно снижался, затем несколько повысился, но уже с 2009 г. вновь начал уменьшаться. Он достиг минимума в 2013 г., после чего опять возрос. Предельные эффекты фиктивных переменных регионов, несмотря на значимость большинства из них, невозможно интерпретировать, т. к. данные РМЭЗ НИУ ВШЭ не репрезентативны по регионам.

В таблице 5 представлены средние предельные эффекты для пробит-модели относительной бедности.

В таблице 5 показано, что детские пособия отрицательно связаны с вероятностью относительной бедности. Как и в случае с пробит-моделью абсолютной бедности со случайным эффектом, эта связь проявляется сильнее для пособий для детей от полутора лет, многие из которых предусматривают проверку нуждаемости. При их увеличении на тысячу рублей вероятность бедности в среднем сокращается на 2.6-4.4 п.п., в то время как для пособий для детей до полутора лет этот показатель равен 1.1-1.9 п.п. (в зависимости от спецификации модели и черты относительной бедности). Прочие детерминанты относительной бедности схожи с детерминантами абсолютной бедности, за одним исключением — полным семьям в целом присущ меньший риск бедности, чем семьям одиноких родителей.

Средние предельные эффекты для пробит-модели субъективной бедности показаны в табл. 6. Как видно из этой таблицы, детские пособия не связаны с субъективной бедностью.

Детерминанты субъективной бедности в некоторой степени схожи с детерминантами абсолютной и относительной бедности, но между ними есть и различия. Так, тип населенного пункта влияет на риск субъективной бедности слабее, чем на риск абсолютной и относительной бедности. Кроме того, для жителей крупных городов характерен более высокий риск бедности, чем для жителей других областных центров.

Что же касается характеристик индивида, то пол не влияет на самооценку бедности. Возраст повышает ее, возраст в квадрате, деленный на 100, снижает — таким образом, для людей, чей возраст не превышает 50-54 года (в зависимости от спецификации модели), субъективная бедность увеличивается с возрастом, для более старших людей — уменьшается. Брак (как зарегистрированный, так и незарегистрированный), наличие высшего образования, работы и хорошего здоровья отрицательно связаны с вероятностью субъективной бедности.

Таким образом, не учитывая эндогенный характер получения домохозяйствами детских пособий, получаем, что они отрицательно связаны с абсолютной и относительной бедностью

Таблица 5. Пробит-модель: относительная бедность

Независимые переменные

Предельные эффекты для вероятности бедности

Черта бедности — 50%

медианного эквивалентного дохода

Черта бедности — 60%

медианного эквивалентного дохода

Сквозная Панельная Сквозная Панельная пробит-модель пробит-модель пробит-модель пробит-модель со случайными со случайными

эффектами эффектами

Детские пособия

Для детей до 1.5 лет, тыс. руб. -0.014*** -0.019*** -0.011*** -0.018***

Для детей от 1.5 лет, тыс. руб. -0.035*** -0.044*** -0.026*** -0.038*** Тип населенного пункта (по сравнению с областным центром с населением более 1 млн чел.)

Областной центр (с населением менее 0.020** 0.038*** 0.033*** 0.056*** 1 млн чел.)

Город (не областной центр) 0.042*** 0.042*** 0.082*** 0.089***

ПГТ 0.102*** 0.089*** 0.154*** 0.140***

Село 0.118*** 0.116*** 0.164*** 0.177*** Тип домохозяйства (по сравнению с семейной парой с ребенком (детьми) без других родственников)

Семейная пара с ребенком (детьми) 0.011*** 0.016*** 0.008** 0.015*** и другими родственниками

Одинокий родитель с ребенком (детьми) 0.040*** 0.040*** 0.054*** 0.062*** без других родственников

Одинокий родитель с ребенком (детьми) 0.052*** 0.045*** 0.063*** 0.055*** и другими родственниками

Другие семьи -0.003 -0.003 -0.011* -0.006 Получение алиментов

Домохозяйство получает алименты -0.056*** -0.055*** -0.061*** -0.064*** Высшее образование родителей

У матери или отца есть высшее -0.063*** -0.051*** -0.092*** -0.078*** образование Состав домохозяйства

Доля работающих членов домохозяйства -0.322*** -0.280*** -0.377*** -0.358***

Доля детей в домохозяйстве 0.06*** 0.071*** 0.088*** 0.103***

Доля пенсионеров в домохозяйстве -0.255*** -0.224*** -0.253*** -0.229***

Число наблюдений 83899 83899 83899 83899

LR-тест 13337.88 5465.92 17008.89 6593.30

/>-значение LR-теста 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000

Pseudo Я2 0.1856 0.1949

Примечание. *, **, *** — 10, 5 и 1%о-ный уровни значимости соответственно.

В таблицу не включены контрольные переменные региона проживания домохозяйства и года исследования, практически все они оказались значимыми.

!

о

0

1

О

0

1

е

CQ «i

Таблица 6. Пробит-модель: субъективная бедность

Независимые переменные

Предельные эффекты для вероятности бедности

Черта бедности — 3-я ступень Черта бедности — 4-я ступень лестницы благосостояния лестницы благосостояния

Сквозная Панельная Сквозная Панельная пробит-модель пробит-модель пробит-модель пробит-модель со случайными со случайными

эффектами эффектами

Детские пособия

Для детей до 1.5 лет, тыс. руб. 0.002 -0.001 0.001 0.0001

Для детей от 1.5 лет, тыс. руб. -0.001 -0.005 0.002 -0.002 Характеристики индивида

Женщина -0.002 -0.001 0.006 0.010

Возраст 0.005*** 0.004*** 0.012*** 0.014***

Возраст в квадрате / 100 -0.005*** -0.004*** -0.011*** -0.013***

Состоит в браке -0.033*** -0.024*** -0.056*** -0.059*** (зарегистрированном или незарегистрированном)

Есть высшее образование -0.036*** -0.031*** -0.045*** -0.057***

Работает -0.048*** -0.035*** -0.060*** -0.063***

Хорошее здоровье -0.023*** -0.014*** -0.037*** -0.034*** Тип населенного пункта (по сравнению с областным центром с населением более 1 млн чел.)

Областной центр (с численностью менее -0.027** -0.017 -0.058*** -0.045* 1 млн чел.)

Город (не областной центр) 0.033*** 0.031*** 0.023* 0.049**

ПГТ 0.030** 0.035*** 0.013 0.044*

Село 0.023** 0.020** 0.029** 0.057*** Тип домохозяйства (по сравнению с семейной парой с ребенком (детьми) без других родственников)

Семейная пара с ребенком (детьми) 0.013*** 0.016*** 0.015** 0.029*** и другими родственниками

Одинокий родитель с ребенком (детьми) 0.013* 0.016** 0.021* 0.022 без других родственников

Одинокий родитель с ребенком (детьми) 0.051*** 0.042*** 0.066*** 0.078*** и другими родственниками

Другие семьи 0.047*** 0.038*** 0.054*** 0.060*** Получение алиментов

Домохозяйство получает алименты 0.002 -0.001 -0.005 -0.009 Высшее образование родителей

У матери или отца есть высшее -0.053*** -0.038*** -0.081*** -0.084*** образование Состав домохозяйства

Доля работающих членов домохозяйства -0.071*** -0.028*** -0.121*** -0.101***

Окончание табл. 6

--£

Независимые переменные Предельные эффекты для вероятности бедности Ц

--§

Черта бедности — 3-я ступень Черта бедности — 4-я ступень о

лестницы благосостояния лестницы благосостояния §

Сквозная Панельная Сквозная Панельная

пробит-модель пробит-модель пробит-модель пробит-модель

со случайными со случайными

эффектами эффектами

Доля детей в домохозяйстве 0.031* 0.037** 0.048** 0.077**

Доля пенсионеров в домохозяйстве -0.055*** -0.034*** -0.028 -0.026

Число наблюдений 57834 57834 57834 57834

ЬЯ-тест 3420.99 1501.01 5126.32 2267.79

^-значение ЬЯ-теста 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000

Р8еМо R2 0.0766 0.0693

Примечание. *, **, *** — 10, 5 и 1%о-ный уровни значимости соответственно.

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

В таблицу не включены контрольные переменные региона проживания домохозяйства и года исследования, практически все они оказались значимыми.

домохозяйств (за исключением пособий для детей от полутора лет в сквозной модели абсолютной бедности). При этом эффект пособий для детей до полутора лет, носящих преимущественно категориальный характер, слабее эффекта пособий для детей от полутора лет, в основном предусматривающих проверку нуждаемости. Модели субъективной бедности не показывают значимую связь между величиной детских пособий и вероятностью бедности.

Однако обычная пробит-модель не учитывает взаимный характер связи между пособиями и бедностью, а также возможные ненаблюдаемые факторы, влияющие и на риск бедности, и на вероятность получения пособий. Чтобы учесть эти факторы, используется многомерная пробит-модель. Она предполагает одновременную оценку двух регрессий. В первой эндогенной переменной выступает фиктивная переменная бедности, во второй — переменная получения пособий, т. е. 1, если индивид проживает в домохозяйстве, получающем детские пособия, и 0, если он проживает в домохозяйстве, которое не получает никаких детских пособий.

Экзогенные переменные, которые могут оказать влияние на вероятность бедности до-мохозяйств, описаны выше. Рассмотрим экзогенные переменные, которые могут повлиять на получение домохозяйствами детских пособий. Это, в первую очередь, такие характеристики домохозяйств, которые могут быть причиной выплаты пособий: абсолютная бедность, наличие в семье детей до полутора лет, многодетность и фиктивная переменная, показывающая, может ли семья претендовать на получение ЕДВ. Она равна 1 при одновременном выполнении следующих условий: на момент опроса в данном регионе существовала ЕДВ, семья являлась многодетной и в ней был ребенок или дети до трех лет. Если хотя бы одно из указанных условий не выполняется, переменная равна 0. Кроме того, в модель включена фиктивная переменная для семей одиноких матерей, т. к. пособия для них (именно для одиноких матерей, и реже — для одиноких родителей вообще) зачастую выплачиваются в повышенном размере. Также в экзогенные переменные включен доход домохозяйств — предполагается, что семьи с высокими доходами будут реже обращаться за получением детских пособий, т. к. для них относительная ценность этих пособий ниже.

Средние предельные эффекты для модели многомерного пробита для абсолютной и относительной бедности и получения детских пособий приведены в табл. 7. Коэффициент р12 показывает корреляцию между ошибками в первом и втором уравнениях. Если он значим, использование многомерного пробита оправдано.

В таблицу не включены контрольные переменные региона проживания домохозяйства и года исследования, практически все они оказались значимыми.

Средние предельные эффекты для многомерной пробит-модели субъективной бедности и получения детских пособий приведены в табл. 8.

В таблицу не включены контрольные переменные региона проживания домохозяйства и года исследования, практически все они оказались значимыми.

Гипотеза о том, что существуют некоторые ненаблюдаемые характеристики домохо-зяйств, которые влияют и на бедность, и на получение детских пособий, подтверждается — коэффициент р12 значим и отрицателен в моделях абсолютной и относительной бедности, а также значим и положителен в одной из моделей субъективной бедности.

В случае абсолютной и относительной бедности такой ненаблюдаемой характеристикой может быть получение респондентом и другими членами его домохозяйства прочих социальных пособий и льгот. С одной стороны, они снижают риск бедности домохозяйства, являясь дополнительным доходом. С другой стороны, опыт в получении других пособий и льгот, информированность о мерах социальной защиты в целом повышают вероятность того, что домохозяйство будет претендовать и на детские пособия. В случае субъективной бедности такой ненаблюдаемой характеристикой, скорее всего, является стигматизация.

Рассмотрим детерминанты бедности и получения пособий в многомерных пробит-моделях. Детерминанты бедности в моделях пробита и многомерного пробита схожи за одним исключением — для одиноких родителей характерен более низкий риск абсолютной бедности, чем для семейных пар. На первый взгляд, это противоречит данным, поскольку за период с 2003 по 2017 г. в среднем были бедными 32.22% семейных пар с ребенком (детьми) без других родственников, 31.96% семейных пар с ребенком (детьми) и другими родственниками, 36.4% одиноких родителей с ребенком (детьми) без других родственников и 37.61% одиноких родителей с ребенком (детьми) и другими родственниками. В целом, повышенный риск бедности семей одиноких родителей может быть вызван более низкой долей работающих и более высокой долей детей в таких семьях. Но в регрессионном анализе контролируется состав домохозяйств, и в итоге семьи одиноких родителей оказываются меньше подверженными риску абсолютной бедности, чем полные семьи с таким же составом — в том числе из-за повышенных размеров детских пособий для одиноких матерей. В свою очередь, риск относительной бедности для одиноких родителей выше, чем для семейных пар, вероятно, вследствие эффекта масштаба, который учитывается при определении бедности согласно медианному эквивалентному доходу, но не учитывается при определении бедности согласно прожиточному минимуму.

Абсолютная бедность повышает вероятность получения пособий на 12-25 п.п. Среднедушевой доход домохозяйств отрицательно связан с вероятностью получения пособий. С одной стороны, эта зависимость показывает границу между не бедными домохозяйствами со сравнительно низкими и высокими доходами. Если первые могут претендовать на ряд пособий, таких, как ЕДВ (граница нуждаемости для которого во многих регионах установлена

Таблица 7. Многомерная пробит-модель: абсолютная и относительная бедность

Независимые переменные

Предельные эффекты для вероятности бедности

Абсолютная Относительная бедность

бедность Черта бедности — 50% медианного эквивалентного дохода Черта бедности — 60% медианного эквивалентного дохода

Тип населенного пункта (по сравнению

с областным центром с населением

более 1 млн чел.)

Областной центр (с населением менее 1 0.076*** 0.024*** 0.037***

млн чел.)

Город (не областной центр) 0.112*** 0.050*** 0.090***

ПГТ 0.227*** 0.126*** 0.183***

Село 0.252*** 0.139*** 0.191***

Тип домохозяйства (по сравнению

с семейной парой с ребенком (детьми) без

других родственников)

Семейная пара с ребенком (детьми) 0.069*** 0.008*** 0.006***

и другими родственниками

Одинокий родитель с ребенком (детьми) -0.008*** 0.045*** 0.059***

без других родственников

Одинокий родитель с ребенком (детьми) 0.132*** 0.051*** 0.064***

и другими родственниками

Другие семьи 0.057*** -0.003*** -0.007***

Получение алиментов

Домохозяйство получает алименты -0.031*** -0.026*** -0.028***

Высшее образование родителей

У матери или отца есть высшее -0.132*** -0.062*** -0.092***

образование

Состав домохозяйства

Доля работающих членов -0.487*** -0.319*** -0.375***

домохозяйства

Доля детей в домохозяйстве 0.277*** 0.038*** 0.071***

Доля пенсионеров в домохозяйстве -0.453*** -0.251*** -0.249***

!

о

0

1

О

0

1

е ai «Ï

Предельные эффекты для вероятности получения детских пособий

Абсолютная бедность 0.254*** 0145*** 0149***

Среднедушевой доход домохозяйства -0.001*** -0.001*** -0.001***

(тыс. руб.)

В семье есть дети до 1.5 лет 0.272*** 0.283*** 0.282***

Многодетная семья 0.156*** 0.183*** 0.182***

Семья может претендовать на получение 0.131*** 0.133*** 0.132***

ЕДВ

Семья одинокой матери 0.049*** 0.057*** 0.057***

Число наблюдений 83899 83899 83899

LR-тест 39886.88 29258.09 32090.79

/>-значение LR-теста 0.0000 0.0000 0.0000

Ри -0.252*** -0.077*** -0.067***

Примечание.

— 10, 5 и 1%-ный уровни значимости соответственно.

Таблица 8. Многомерная пробит-модель: субъективная бедность

Независимые переменные Предельные эффекты для вероятности бедности

Черта бедности — Черта бедности —

3-я ступень лестницы 4-я ступень лестницы

благосостояния благосостояния

Характеристики индивида

Женщина -0.002*** 0.006***

Возраст 0.005*** 0.012***

Возраст в квадрате / 100 -0.005*** -0.011***

Состоит в браке (зарегистрированном -0.034*** -0.057***

или незарегистрированном)

Есть высшее образование -0.034*** -0.044***

Работает -0.050*** -0.061***

Хорошее здоровье -0.023*** -0.037***

Тип населенного пункта (по сравнению с областным

центром с населением более 1 млн чел.)

Областной центр (с населением менее 1 млн чел.) -0.026*** -0.057***

Город (не областной центр) 0.034*** 0.022***

ПГТ 0.031*** 0.013***

Село 0.024*** 0.027***

Тип домохозяйства (по сравнению с семейной парой

с ребенком (детьми) без других родственников)

Семейная пара с ребенком (детьми) и другими 0.013*** 0.015***

родственниками

Одинокий родитель с ребенком (детьми) без других 0.013*** 0.022***

родственников

Одинокий родитель с ребенком (детьми) и другими 0.056*** 0.068***

родственниками

Другие семьи 0.053*** 0.055***

Получение алиментов

Домохозяйство получает алименты 0.002*** -0.005***

Высшее образование родителей

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

У матери или отца есть высшее образование -0.051*** -0.08***

Состав домохозяйства

Доля работающих членов домохозяйства -0.070*** -0.120***

Доля детей в домохозяйстве 0.031*** 0.047***

Доля пенсионеров в домохозяйстве -0.055*** -0.029***

Предельные эффекты для вероятности получения

детских пособий

Абсолютная бедность 0.125*** 0.124***

Среднедушевой доход домохозяйства (тыс. руб.) -0.001*** -0.001***

В семье есть дети до 1.5 лет 0.297*** 0.297***

Многодетная семья 0 191*** 0.191***

Семья может претендовать на получение ЕДВ 0 149*** 0.148***

Семья одинокой матери 0.06*** 0.061***

Число наблюдений 57834 57834

ЬЯ-тест 14990.79 16505.24

/>-значение ЬЯ-теста 0.0000 0.0000

Рп 0.006 0.018**

Примечание. *, **, *** — 10, 5 и 1%-ный уровни значимости соответственно.

на уровне среднедушевого денежного дохода в регионе11), то вторые — нет. С другой сто- § роны, для домохозяйств с высокими доходами пособия имеют меньшую ценность, чем для | домохозяйств с низкими доходами. |

Наличие в семье детей до полутора лет повышает вероятность получения пособий на 27-30 п.п. Другие факторы, такие как многодетность, возможность претендовать на по- С лучение ЕДВ и одинокое материнство, чуть меньше влияют на вероятность получения по- ^ собий, но их эффект тоже высок и значим. Кроме того, анализ предельных эффектов для § фиктивных переменных года исследования показывает, что в течение исследуемого пери- § ода вероятность получить детские пособия у домохозяйств почти неуклонно снижалась. § Многомерная пробит-модель позволяет рассчитать вероятность бедности для индиви- щ дов в домохозяйствах с детьми при условии, что эти домохозяйства не получают детские пособия, а также при условии, что домохозяйства получают детские пособия, и разность между первым и вторым значениями. Эта разность показывает предельный эффект получения пособий на риск бедности. Все эти показатели для абсолютной бедности представлены в табл. 9, для относительной бедности — в табл. 10, для субъективной бедности — в табл. 11. Поскольку коэффициент р12 в многомерной модели субъективной бедности с 3-й ступенью лестницы благосостояния как чертой бедности незначим, данный вариант модели далее не рассматривается.

Таблица 9. Вероятность абсолютной бедности и получение детских пособий, %

Год Вероятность бедности при условии, Вероятность бедности при условии, Предельный

что домохозяйство не получает детских что домохозяйство получает детские эффект пособий

пособий пособия

2003 62.12 48.54 13.59

2004 57.12 43.43 13.69

2005 49.49 36.32 13.17

2006 48.33 35.00 13.33

2007 44.63 31.85 12.78

2008 33.80 22.54 11.25

2009 39.45 27.39 12.06

2010 37.72 25.96 11.76

2011 33.37 22.34 11.04

2012 30.10 19.77 10.33

2013 29.32 18.95 10.37

2014 30.30 19.83 10.46

2015 35.60 24.08 11.52

2016 35.69 24.09 11.60

2017 29.79 19.40 10.38

В среднем 39.79 27.97 11.82

за весь период

Примечание. Все предельные эффекты значимы на 1%-ном уровне.

11 Анализ законодательства 32 регионов, представленных в данных РМЭЗ НИУ ВШЭ, показывает, что в настоящее время ЕДВ существует в 27 из них. В 8 регионах граница нуждаемости для получения пособия установлена на уровне прожиточного минимума, в 17 регионах — на уровне среднедушевого денежного дохода в регионе, в двух оставшихся регионах она установлена на уровне 1.5-кратной величины прожиточного минимума и 24191 руб.

Таблица 10. Вероятность относительной бедности и получение детских пособий, %

Год Черта бедности

50% медианного эквивалентного дохода 60% медианного эквивалентного дохода

Вероятность бедности при условии неполучения детских пособий Вероятность бедности при условии получения детских пособий Предельный эффект пособий Вероятность бедности при условии неполучения детских пособий Вероятность бедности при условии получения детских пособий Предельный эффект пособий

2003 24.93 21.54 3.39 29.27 26.11 3.16

2004 22.98 19.73 3.25 29.91 26.73 3.19

2005 19.36 16.55 2.80 25.51 22.68 2.83

2006 20.95 17.97 2.98 27.51 24.51 3.00

2007 20.21 17.34 2.88 26.44 23.54 2.90

2008 17.13 14.55 2.58 24.06 21.30 2.76

2009 19.23 16.46 2.77 25.31 22.49 2.81

2010 17.14 14.56 2.58 23.12 20.44 2.68

2011 16.47 13.97 2.50 22.37 19.76 2.61

2012 15.36 12.99 2.37 21.83 19.27 2.56

2013 14.30 11.99 2.31 20.71 18.17 2.54

2014 13.28 11.11 2.16 20.24 17.76 2.48

2015 13.60 11.39 2.21 19.34 16.92 2.41

2016 12.91 10.76 2.14 19.06 16.64 2.41

2017 12.36 10.33 2.03 17.50 15.27 2.23

В среднем 17.35 14.75 2.6 23.48 20.77 2.71

за весь период

Примечание. Все предельные эффекты значимы на 1%-ном уровне.

Несмотря на то что вероятность бедности за рассматриваемый период изменялась достаточно сильно, предельные эффекты пособий для абсолютной и относительной бедности оставались относительно стабильными. За рассмотренный период получение пособий было связано со снижением абсолютной бедности на 10-14 п.п., и относительной бедности — на 2.03-3.39 п.п.

В 2007 г. были увеличены размер и круг получателей пособий для детей до полутора лет, с 2013 г. в ряде регионов начали выплачиваться ЕДВ. Однако, как видно из таблиц, эти изменения в системе детских пособий не оказали заметного влияния на предельный эффект от выплаты пособий.

Для семей с детьми до полутора лет предельные эффекты получения пособий (в моделях абсолютной и относительной бедности) выше, чем для семей с детьми от полутора лет, что можно связать с величиной получаемых ими пособий. Получение пособий ассоциируется для семей с детьми до полутора лет со снижением абсолютной бедности на 11-15 п.п., а относительной бедности — на 2.18-4.04 п.п. Для многодетных семей предельные эффекты для абсолютной бедности равны 10-15 п.п., для относительной бедности — 3.15-5.48 п.п.

Однако вероятность бедности и после получения пособий у многодетных семей все же превышает аналогичную вероятность в среднем по выборке (на 19-33 п.п. для абсолютной бедности и на 8-23 п.п. для относительной бедности).

Таблица 11. Вероятность субъективной бедности и получение детских пособий, %

Год Черта бедности — 4-я ступень лестницы благосостояния

Вероятность бедности при Вероятность бедности при Предельный эффект о

условии неполучения детских условии получения детских пособий ^

пособий пособий

2003 36.41 37.52 -1.11

2004 30.36 31.38 -1.02

2005 33.05 34.09 -1.04

2006 32.82 33.86 -1.05

2007 31.56 32.60 -1.04

2008 29.17 30.18 -1.01

2009 33.53 34.59 -1.06

2010 31.45 32.50 -1.05

2011 33.20 34.27 -1.07

2012 32.68 33.74 -1.05

2013 32.57 33.65 -1.07

2014 32.49 33.58 -1.08

2015 32.38 33.46 -1.08

2016 40.30 41.47 -1.17

2017 39.31 40.48 -1.17

В среднем 33.42 34.49 -1.07

о

0

1

е ад

за весь период

Примечание. Все предельные эффекты значимы на 1%-ном уровне.

При этом получение пособий в разные годы было связано с повышением риска субъективной бедности на 1.01-1.17 п.п. Самые значительные предельные эффекты для субъективной бедности наблюдались в 2003, 2016 и 2017 гг. Для семей до полутора лет и многодетных семей этот предельный эффект практически либо совсем не отличается от предельного эффекта по выборке в целом — в среднем за 2003-2017 гг. он составил -1.07 по всей выборке и для многодетных семей и —1.13 для семей с детьми до полутора лет. Если до 2009 г. для многодетных семей была характерна более низкая вероятность субъективной бедности: как при условии получения пособий, так и при условии неполучения пособий, то с 2010 г. ситуация изменилась на противоположную — сейчас для индивидов из многодетных семей характерна более высокая вероятность субъективной бедности в сравнении с выборкой в целом.

7. Заключение

В данном исследовании проанализировано влияние получения детских пособий на бедность по данным РМЭЗ НИУ ВШЭ за 2003-2017 гг. Результаты (в рамках обычной пробит-модели и многомерной пробит-модели) показали, что получение пособий — как для детей до полутора лет, так и для детей от полутора лет — связано с сокращением риска абсолютной и относительной бедности для индивидов из семей с детьми. В то же время, согласно

пробит-модели, получение детских пособий не связано с субъективной бедностью, а согласно многомерной пробит-модели (которая может использоваться только для 4-й ступени лестницы благосостояния), оно связано с субъективной бедностью положительно. Однако эффект стигматизации при своей значимости невысок — предельный эффект от получения пособий на бедность не превышает 1.17 п.п.

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

И обычная и многомерная пробит-модели показывают, что, чем выше величина пособий, тем сильнее их влияние на абсолютную и относительную бедность. Что же касается риска повышения субъективной бедности при получении пособий, то он практически одинаков и для всех семей с детьми, и для тех семей, которые получают более высокие пособия — с детьми до полутора лет и многодетных. Кроме того, следует отметить, что, согласно про-бит-модели, связь между пособиями с проверкой нуждаемости и снижением абсолютной и относительной бедности проявляется сильнее, чем связь между категориальными пособиями и снижением абсолютной и относительной бедности.

Тем не менее, согласно анализу многомерной пробит-модели, социально уязвимые группы домохозяйств даже при условии выплаты пособий остаются в сравнительно невыгодном положении: многодетные семьи и семьи с детьми до полутора лет в среднем за рассмотренный период характеризуются более высокой вероятностью бедности как до, так и после получения пособий.

Таким образом, первая и третья гипотезы, сформулированные в начале данного исследования, подтверждаются, в то время как вторая гипотеза подтверждается лишь частично.

Необходимо отметить, что при изучении эффекта пособий говорится лишь о пересечении черты бедности. При этом сама черта бедности постоянно меняется. Так, прожиточный минимум пересматривается раз в квартал в каждом из регионов, относительная черта бедности зависит от распределения доходов всего населения, на которое влияет множество факторов, от макроэкономических до демографических. «Подвижность» черты бедности может таким образом влиять на конечный результат наряду с изменениями в системе выплаты пособий.

Благодарности. Эта работа подготовлена в рамках Программы фундаментальных исследований Национального исследовательского университета «Высшая школа экономики». Авторы благодарны H. Hill, Д. Поповой, Е. Коссовой, участникам научного семинара Департамента прикладной экономики НИУ ВШЭ, а также анонимному рецензенту за ценные комментарии.

Список литературы

Анализ положения детей в Российской Федерации: на пути к обществу равных возможностей. (2011). Совместный доклад Независимого института социальной политики и Детского фонда ООН (ЮНИСЕФ). М.: ЮНИСЕФ-НИСП.

Детерминанты репродуктивного поведения населения и факторы семейного неблагополучия: результаты панельных исследований. Отв. ред. Овчарова Л. Н. (2010). М.: Независимый институт социальной политики.

Колосницына М., Филиппова А. (2017). Детские пособия и бедность в России. Экономическая политика, 12 (4), 118-153.

Слободенюк Е. Д., Аникин В. А. (2018). Где пролегает «черта бедности» в России? Вопросы экономики, 1, 104-127.

Arcanjo M., Bastos A., Nunes F., Passos J. (2013). Child poverty and the reform of family cash benefits. g

The Journal of Socio-Economics, 43, 11-23.

Barr N. A. (1998). The economics of the welfare state. Oxford, Oxford University Press. §

5

Behrendt C. (2000). Do means-tested benefits alleviate poverty? Evidence on Germany, Sweden and £ the ШЫ Kingdom from the Luxembourg income study. Journal of European Social policy, I0, 23-41 £ Bradshaw J. (2012). The case for family benefits. Children and Youth Services Review, 34 (3), 590-596. <i

QQ

Cappellari L., Jenkins S. (2003). Multivariate probit regression using simulated maximum likelihood. |

Stata Journal, 3, 278-294.

Denisova I., Kolenikov S., Yudaeva K. (2000). Child benefits and child poverty. Center for Economic ^ and Financial Research (CEFIR). http://www.cefir.org/papers/WP6.pdf. ^

Edmonds E. (2005). Targeting child benefits in a transition economy. Economics of Transition, 13, 187210.

Förster M. F., Toth I. G. (2001). Child poverty and family transfers in the Czech Republic, Hungary and Poland. Journal of European Social Policy, 11, 324-341.

Immervoll H., Sutherland H., de Vos K. (2000). Child poverty and child benefits in the European Union. EUROMOD Working Paper No EM1/00. EUROMOD at the Institute for Social and Economic Research.

Jäntti M., Danziger S. (1994). Child poverty in Sweden and the United States: The effect of social transfers and parental labor force participation. Industrial & Labor Relations Review, 48 (1), 48-64.

Kolosnitsyna M., Philippova A. (2017). Family benefits and poverty: The case of Russia. Working Paper WP BRP 03/PSP/2017. NRU HSE.

Matsaganis M., O'Donoghue C., Levy H., Coromaldi M., Mercader-Prats M., Rodrigues C. F., Toso S., Tsakloglou P. (2005). Child poverty and family transfers in Southern Europe. IZA Discussion Papers No. 1509. Institute for the Study of Labor (IZA).

Notten G., Gassmann F. (2008). Size matters: Targeting efficiency and poverty reduction effects of means-tested and universal child benefits in Russia. Journal of European Social Policy, 18 (3), 260-274.

Phipps S. (1995). Canadian child benefits: Behavioural consequences and income adequacy. Canadian Public Policy /Analyse de Politiques, 21, 20-30.

Popova D. (2014). Distributional impacts of cash allowances for children: A microsimulation analysis for Russia and Europe. EUROMOD Working Paper No. EM2/14. http://hdl.handle.net/10419/91664.

Popova D. (2013). Impact assessment of alternative reforms of child allowances using RUSMOD — the static tax-benefit microsimulation model for Russia. International Journal of Microsimulation, 6 (1), 122-156.

Tamborini C. R., Cupito E. (2012). Social insurance and children: The relationship between social security, economic well-being, and family context among child recipients. Journal of Children and Poverty, 18 (1), 1-22.

Van Lancker W., Ghysels J., Cantillon B. (2015). The impact of child benefits on single mother poverty: Exploring the role of targeting in 15 European countries. International Journal of Social Welfare, 24 (3), 210-222.

Van Lancker W., van Mechelen N. (2015). Universalism under siege? Exploring the association between targeting, child benefits and child poverty across 26 countries. Social Science Research, 50, 60-75.

Поступила в редакцию 02.07.2018; принята в печать 24.10.2018.

Приложение 1

Описательные статистики для моделей абсолютной и относительной бедности (по 83899 индивидам из домохозяйств с детьми)

Структура индивидов в зависимости от типа пункта проживания, %

Год Областной центр Областной центр Город ПГТ Село

с населением с населением (не областной центр)

более 1 млн чел. менее 1 млн чел

2003 17.74 16.30 26.44 8.03 31.50

2004 20.01 16.37 26.87 7.35 29.40

2005 18.27 14.82 28.37 7.76 30.78

2006 19.31 15.71 28.36 7.14 29.49

2007 18.82 16.91 26.15 6.45 31.67

2008 19.60 17.95 24.31 7.22 30.91

2009 18.66 16.54 24.94 7.27 32.59

2010 17.34 17.53 26.78 6.60 31.74

2011 19.03 17.46 27.30 6.60 29.62

2012 22.01 16.91 25.52 6.30 29.25

2013 19.67 17.16 26.65 6.54 29.98

2014 20.25 17.51 27.05 7.09 28.10

2015 20.92 18.28 26.42 6.23 28.14

2016 20.11 19.03 26.16 5.96 28.75

2017 18.98 20.09 26.45 5.52 28.97

В среднем 19.38 17.24 26.52 6.80 30.06

за весь период

Структура индивидов в зависимости от типа домохозяйства, %

Год Семейная пара Семейная пара Одинокий родитель Одинокий родитель Другие

с ребенком с ребенком с ребенком с ребенком семьи

(детьми) без других (детьми) и другими (детьми) без других (детьми) и другими

родственников родственниками родственников родственниками

2003 36.58 38.45 5.18 15.58 4.22

2004 36.04 39.65 4.50 16.20 3.61

2005 35.62 39.56 4.36 16.05 4.41

2006 36.77 36.23 5.11 17.24 4.65

2007 36.37 35.73 4.76 17.72 5.42

2008 36.29 35.98 4.66 16.90 6.17

2009 35.35 38.06 4.88 15.58 6.14

2010 37.12 37.31 4.81 15.51 5.25

2011 36.42 37.39 5.01 15.97 5.21

2012 36.65 38.10 4.51 15.72 5.01

2013 37.99 38.15 4.38 13.89 5.59

2014 37.08 40.10 3.71 12.77 6.35

2015 38.94 37.07 4.15 13.54 6.30

2016 38.89 37.14 4.46 13.09 6.42

2017 39.28 38.47 4.29 11.92 6.04

В среднем 37.03 37.83 4.58 15.18 5.39

за весь период

Структура индивидов в зависимости от состава домохозяйства

Год Средняя доля работающих членов домохозяйства Средняя доля детей в домохозяйстве Средняя доля пенсионеров в домохозяйстве

2003 0.404 0.347 0.074

2004 0.403 0.340 0.079

2005 0.404 0.337 0.079

2006 0.427 0.339 0.080

2007 0.438 0.338 0.088

2008 0.443 0.339 0.082

2009 0.431 0.340 0.084

2010 0.438 0.351 0.081

2011 0.435 0.353 0.086

2012 0.439 0.355 0.087

2013 0.436 0.359 0.087

2014 0.437 0.358 0.091

2015 0.429 0.365 0.085

2016 0.420 0.372 0.087

2017 0.422 0.372 0.087

В среднем за весь период 0.427 0.351 0.084

!

о

0

1

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

О

0

1

е

CQ «i

Прочие описательные статистики

Год Доля инди- Доля инди- Средний Доля индиви- Доля ин- Доля индиви- Доля одино-

видов в до- видов в се- среднеду- дов в домо- дивидов, дов в домохо- ких мате-

мохозяй- мьях с детьми, шевой до- хозяйствах, живущих зяйствах, ко- рей и других

ствах, по- где у матери ход домо- где есть дети в много- торые могут индивидов,

лучающих или отца де- хозяйства, до 1.5 лет, % детных се- претендовать живущих

алименты, тей есть выс- руб. мьях, % на получение в одних до-

% шее образование, % ЕДВ, % мохозяйствах с ними, %

2003 5.51 30.13 10609 10.23 8.32 — 19.77

2004 6.32 31.56 11147 10.13 7.52 — 19.62

2005 5.82 31.09 11710 9.53 8.52 — 19.00

2006 5.99 32.90 15704 13.11 7.12 — 20.94

2007 5.11 35.38 14146 11.71 7.22 — 20.55

2008 5.19 35.14 19322 14.01 7.46 — 20.39

2009 5.74 36.83 15366 14.69 7.27 — 19.55

2010 6.62 39.27 16786 17.43 8.70 — 19.26

2011 7.34 41.10 17460 16.16 9.72 — 20.01

2012 7.58 41.17 19703 14.50 11.65 — 19.38

2013 6.76 43.08 19195 14.10 11.68 5.30 17.59

2014 8.03 43.66 17921 15.16 12.65 6.29 15.87

2015 6.61 45.35 17140 13.91 12.64 6.41 16.77

2016 7.50 48.20 16443 14.08 15.13 6.28 16.73

2017 7.58 47.36 17485 11.97 14.51 6.13 15.48

В среднем 6.51 38.81 16009 13.38 10.01 2.03 18.73

за весь период

Примечание. До 2013 г. ЕДВ не существовали.

Приложение 2

Описательные статистики для моделей субъективной бедности (по 57834 индивидам из домохозяйств с детьми)

Год Доля женщин, Средний Доля Доля Доля Доля

% возраст индивидов, индивидов, индивидов, индивидов,

индивидов, лет состоящих имеющих имеющих имеющих

в браке, % высшее образование, % работу, % хорошее здоровье, %

2003 56.46 35.70 65.14 16.66 57.59 38.33

2004 56.10 35.68 64.94 17.09 56.83 42.41

2005 56.35 35.97 63.98 17.46 56.55 44.48

2006 56.99 36.21 63.04 18.06 58.84 39.74

2007 57.16 36.53 63.24 19.35 60.22 42.02

2008 57.57 36.50 63.28 19.31 61.48 42.70

2009 57.24 36.74 65.83 20.49 60.30 42.55

2010 56.77 36.73 67.22 22.83 62.77 44.88

2011 57.75 37.18 67.35 24.41 63.38 46.74

2012 57.35 37.26 67.84 24.56 63.79 46.70

2013 56.98 37.30 66.84 25.59 63.87 47.88

2014 56.89 37.48 66.67 24.90 62.65 49.53

2015 56.81 37.53 66.77 26.75 62.98 48.37

2016 57.17 37.98 67.91 28.8 62.67 48.50

2017 57.06 38.08 67.72 28.02 62.81 50.99

В среднем 56.98 36.86 65.85 22.29 61.12 45.05

за весь период

Philippova A., Kolosnitsyna M. Child benefits' impact on poverty: Multivariate probit estimates.

Applied Econometrics, 2018, v. 52, pp. 62-89.

Anna Philippova

National Research University Higher School of Economics (NRU HSE), Moscow, Russian Federation; avfilippova@hse.ru

Marina Kolosnitsyna

National Research University Higher School of Economics (NRU HSE), Moscow, Russian Federation; mkolosnitsyna@hse.ru

Child benefits' impact on poverty: Multivariate probit estimates

Families with children in Russia are particularly exposed to risk of poverty. In this article we analyzed child benefits' impact poverty of households with children using pooled probit model, panel probit model with random effects and multivariate probit model. Results show that receiving of benefits is positively linked with decrease of absolute and relative poverty and increase of subjective poverty (in one of the specifications of the model).

Keywords: child benefits; absolute poverty; relative poverty; subjective poverty; multivariate probit; Russia; RLMS HSE. JEL classification: I32; I38.

References ^

I

Analiz polozheniya detey v Rossiyskoy Federatsii na puti k obshchestvu ravnyh vozmozhnostey. (2011). |

о

Sovmestnyy doklad Nezavisimogo instituta sotsialnoy politiki i Detskogo fonda OON UNISEF. M.: UNISEF- ¡5 NISP (in Russian). £

Determinanty reproduktivnogo povedeniya naseleniya i faktory semeynogo neblagopoluchiya rezul- ^ taty panelnyh issledovaniy. Otv. red. Ovcharova L. N. (2010). M.: Nezavisimyy institut sotsialnoy politiki <§ (in Russian). I

Kolosnitsyna M. G., Philippova A. V. (2017). Child benefits and poverty: The case of Russia. Economic § Policy, 12 (4), 118-153 (in Russian). *

Slobodenyuk E. D., Anikin V. A. (2018). Locating the «poverty threshold» in Russia. Voprosy Ekonomi-ki, 1, 104-127 (in Russian).

Arcanjo M., Bastos A., Nunes F., Passos J. (2013). Child poverty and the reform of family cash benefits. The Journal of Socio-Economics, 43, 11-23.

Barr N. A. (1998). The economics of the eelfare state. Oxford, Oxford University Press.

Behrendt C. (2000). Do means-tested benefits alleviate poverty? Evidence on Germany, Sweden and the United Kingdom from the Luxembourg income study. Journal of European Social Policy, 10, 23-41.

Bradshaw J. (2012). The case for family benefits. Children and Youth Services Review, 34 (3), 590-596.

Cappellari L., Jenkins S. (2003). Multivariate probit regression using simulated maximum likelihood. Stata Journal, 3, 278-294.

Denisova I., Kolenikov S., Yudaeva K. (2000). Child benefits and child poverty. Center for Economic and Financial Research (CEFIR). http://www.cefir.org/papers/WP6.pdf.

Edmonds E. (2005). Targeting child benefits in a transition economy. Economics of Transition, 13, 187-210.