CC BY
185
П.К Кукушкин
ПРИМЕНЕНИЕ ШКАЛ ЭКВИВАЛЕНТНОСТИ ДЛЯ ИЗМЕРЕНИЯ УРОВНЯ ЖИЗНИ
При решении многих важных проблем социальной политики возникает необходимость в сопоставлении жизненного уровня семей разного состава. Измерение масштабов бедности и степени социально-экономического неравенства, совершенствование существующей системы социальных пособий, субсидий и компенсаций - вот лишь некоторые из таких проблем. Для их решения нужно располагать возможностью ранжировать все население (либо его часть, охваченную представительной выборкой) в порядке возрастания уровня жизни. Другими словами, желательно, чтобы уровни жизни людей можно было соизмерять.
Наука располагает несколькими концепциями уровня жизни. Но не все они открывают возможность для межличностных соизмерений. На практике чаще всего пользуются той из них, которая, давая такую возможность, обеспечена и необходимыми статистическими данными для ее реализации. Речь идет о концепции, согласно которой уровень жизни человека интерпретируется как уровень его обеспеченности потребительскими благами. Ее практическая реализация опирается на собираемые в ходе регулярных бюджетных обследований сведения о доходах и потребительских расходах семей.
Как известно, непосредственное сопоставление доходов (потребительских расходов) семей разного состава с целью сравнения их уровня жизни малосодержательно. Один и тот же доход, обеспечивая приемлемый уровень жизни малой семье, ставит на грань бедности большую семью.
Неудовлетворителен и широко используемый прием, когда уровни жизни семей соизмеряются с помощью их среднедушевых доходов. Различия в составе семей при этом предельно упрощаются и сводятся к разнице в их численности. Подход обладает очевидными
4 30
недостатками. Возьмем семью из четырех человек. Традиционный подход гласит: если среднедушевой доход этой семьи равен величине прожиточного минимума (ПМ), то семья находится на границе бедности. Другими словами, общий доход семьи из четырех человек, находящейся на границе бедности, должен быть равен четырем ПМ. Экономисты с этим не согласны. Они заявляют, что такая семья находится вовсе не на границе бедности, а выше ее. Заметим, что если это действительно так, то традиционный метод ошибочно причисляет к бедным значительную часть семей, на самом деле бедными не являющихся и, следовательно, размеры бедности завышаются.
В чем природа разногласия между традиционным подходом и точкой зрения оппонентов?
Во-первых, в отношении к такому реальному явлению, как экономия от совместного проживания. Если семья имеет доход, равный четырем ПМ, то все ее члены, хотя и скудно, но, в принципе, могут жить самостоятельно. Располагая доходом в размере одного ПМ каждый, по определению, будет действительно находиться на границе бедности. Если же эти люди живут вместе, то тогда легко обнаружить, что в их хозяйстве всегда найдутся, так называемые, общесемейные блага, т. е. такие, что их потребление одним членом семьи не снижает возможностей их использования в полном объеме другими членами семьи, конечно, при условии, что в семье царит атмосфера сотрудничества. Но тогда, для их совместного пребывания на границе бедности достаточно дохода, меньшего на величину общесемейных благ помноженных на 3, чем четыре ПМ, поскольку для такой семьи необходим только один комплект общесемейных благ на всех членов семьи, а не по одному комплекту на каждого члена семьи. Доход же, равный четырем ПМ, выводит всю семью на уровень, располагающийся выше границы бедности. К общесемейным благам можно отнести жилье, предметы мебели, холодильник, телевизор и многое другое.
К сожалению, в существующих показателях семейной обеспеченности не отражается накопленное имущество. Исключение составляет лишь жилье, плата за которое включается и в потребительские расходы, и в доход. Следовательно, для учета экономии от совместного проживания при измерении бедности остается ограничиваться только теми общесемейными благами, которые входят в состав текущего потребления - уже упоминавшимися услугами жилья: коммунальные услуги, плата за которые не зависит от количества членов семьи, а также некоторые другие услуги, например, телефон.
Во-вторых, в том, что не учитываются особенности потребления внутри семьи. Маленький ребенок не нуждается в таком же количестве пищи, как взрослый; потребности в одежде и услугах транспор-
та зависят от того, работает человек или вышел на пенсию, и т. д. Кроме того потребности семей могут различаться в зависимости от пола, возраста и образования трудоспособных членов семьи, размеров накопленного имущества, местности проживания (городская, сельская) и многих других факторов. Для того, чтобы использование семейного дохода в качестве индикатора жизненного уровня стало возможным, он нуждается в предварительной корректировке.
Итак, попытки приравнивания уровня жизни человека общему доходу семьи, членом которой он является, либо среднедушевому доходу той же семьи несостоятелен. Это крайности. Правильное решение лежит где-то между ними и достигается путем конструирования шкалы эквивалентности.
Понятие шкалы эквивалентности. Шкала эквивалентности (ШЭ) - это статистический инструмент, позволяющий приводить доходы (потребительские расходы) семей разного состава к сопоставимому виду. Обычно шкалу представляют в виде набора безразмерных чисел. Семью (домохозяйство) конкретного состава выбирают в качестве базовой и величину шкалы для нее принимают за единицу. При этом значения ШЭ для других типов семей указывают на то, во сколько раз их доходы должны быть выше (ниже) по сравнению с базовой с тем, чтобы их уровни жизни были одинаковы.
Если, например, за точку отсчета принять бездетную супружескую пару, то значение ШЭ для отдельно проживающего человека, равное 0,6, означает, что доход, в котором он нуждается для обеспечения того же уровня жизни, что и базовая семья, составляет 60% от дохода последней. Подобным же образом, если ШЭ для семьи из четырех человек (двое взрослых и двое детей) равна 1,5, то это означает, что для поддержания такого же уровня материального достатка как у бездетной семьи, ей необходим в полтора раза больший доход. Иными словами, бездетные пары с доходом, скажем, в 3000 руб., супружеские пары с двумя детьми и доходом в 4500 руб. и одиноко проживающие индивиды с доходом в 1800 руб. в месяц образуют группы домохозяйств, которые в среднем в состоянии поддерживать один и тот же уровень жизни.
Шкалу можно представлять и в виде совокупности чисел, выраженных в денежных единицах, а именно, как набор величин дополнительного дохода, необходимого для приведения семей разного демографического состава к уровню жизни, свойственному семье, принятой за стандарт для сравнения. Такая шкала, в отличие от уже рассмотренной, относительной, является разностной. Использование относительных шкал предполагает, что затраты, связанные, скажем, с дополнительным ребенком, рассматриваются с точки зрения их
фиксированной доли в общесемейных потребительских расходах. Это, в свою очередь, означает, что в абсолютном (денежном) выражении ребенок обходится состоятельной семье дороже, чем бедной. Разностные шкалы подразумевают, что фиксированной является абсолютная сумма расходов на ребенка, независимо от того, каков доход семьи. В измерениях жизненного уровня и социального неравенства обычно используются относительные шкалы. При решении же таких проблем, как определение размеров социальной поддержки бедных семей, предпочтение отдается разностным шкалам.
Шкала - это средство устранения противоречия между характером собираемых статистических данных и концепций уровня жизни. Понятие уровня жизни имеет смысл лишь применительно к отдельно взятому человеку. Вместе с тем, люди живут в семьях и их жизненный уровень зависит как от размеров общесемейного дохода, так и от того, как он распределяется и перераспределяется внутри семьи. Статистика исходит из того, что все семьи идеальны: семья это место, где объединяются все полученные доходы, и сообща, на справедливой основе принимаются все важные решения - об уровне потребления, о занятии оплачиваемым и неоплачиваемым трудом и т. п. Реальные семьи, как правило, отличаются от идеала. Учет этого обстоятельства мог бы изменить картину экономической дифференциации населения в сторону увеличения последней. Но при существующей системе обследований домохозяйств известен общий доход, внутрисемейные же экономические процессы практически не наблюдаемы. Поэтому условно принимают, что уровень жизни всех членов семьи одинаков. Одновременно он принимается и за уровень жизни семьи в целом.
Формально сказанное обычно записывают в следующем виде:
У = / (X, р, а,), (1)
где і - порядковый номер индивида: і = 1,..., N N - численность населения; X, - общий доход домохозяйства, членом которого является і-ый индивид; У, - его уровень жизни; р, - вектор цен на потребляемые товары и услуги; а - вектор демографических характеристик домохозяйства.
Функция / является возрастающей по отношению к X, невозрастающей по отношению к р и однородной нулевой степени по отношению к X и р.
Фактически модель содержит более сильное предположение. Распространение единой функциональной зависимости / на все семьи означает, что один и тот же уровень жизни должны иметь не только члены любой данной семьи, но и люди, принадлежащие к разным семьям, если доходы этих семей, их состав и уровень цен
одинаковы. На первый взгляд, может показаться, что сказанное не вызывает сомнений. Возьмем, однако, две однотипные по составу семьи - двое взрослых и один ребенок - имеющие один и тот же доход, но в первой семье работают и отец, и мать, а во второй весь доход зарабатывает отец. Представляется, что покупательная способность, а, следовательно, и жизненный уровень второй семьи окажется выше, чем первой. Часть потребительских благ, включая услуги по воспитанию ребенка, приготовление пищи и многое другое, вторая семья получает бесплатно как результат неоплачиваемого труда домохозяйки. Высвободившиеся же средства могут быть направлены на приобретение дополнительных благ рыночного характера.
Второе замечание касается использования семейного дохода в качестве отправного пункта оценки уровня жизни членов семьи. Помимо дохода на эту роль претендует еще один показатель - сумма семейных потребительских расходов. А. Аткинсон [1, с. 12] считает, что выбор между ними имеет концептуальный характер. Рассматривая проблемы измерения бедности, он подчеркивает, что в одном случае имеется в виду стоимость корзины благ первой необходимости, т. е. денежная оценка суммы благ, реально обеспечивающих низкий, но приемлемый уровень жизни. В другом случае речь идет не о благах и не об их стоимости, а о праве на них, причем вопрос о реализации этого права, т. е. о конкретных путях использования минимального дохода, предоставляется решать самим гражданам. М. Ра-валлион [2, с. 8] утверждает, что первый подход используется в основном в развивающихся странах, тогда как второй шире распространен в развитых странах, особенно в Западной Европе.
В прикладных исследованиях и статистической практике принят конкретный вид модели (1), а именно
шкала эквивалентности; г - тип домохозяйства, принятый в качестве базы для сравнения; С - функция издержек, которая определяет минимальные затраты, позволяющие семье конкретного вида (вектор а) в условиях данной системы цен (вектор р) достичь заданного уровня жизни (У), и по отношению к переменным У ир является возрастающей.
Поскольку шкала М в (2) - величина безразмерная, показатель У выступает как денежная мера индивидуального уровня жизни, полу-
(2)
где
(3)
чившая наименование эквивалентного дохода^. Эквивалентный доход - это главная цель, для достижения которой конструируются шкалы эквивалентности. Он позволяет отойти от несовершенной, но широко распространенной, практики судить о масштабах социальноэкономической дифференциации на основании распределения населения по среднедушевому доходу. Переход к использованию эквивалентного дохода означает повышение научной обоснованности и точности измерений уровня жизни, а следовательно, и эффективности социальной политики, основанной на этом показателе.
Систематизация зарубежных оценок шкалы эквивалентности. Удобный, хотя и упрощенный способ представления диапазона возможных ШЭ и, соответственно, определений эквивалентного дохода состоит в следующем [3, с. 119]. Допустим, что единственным фактором, от которого зависит ШЭ, является численность семьи. Делая такое предположение, следует иметь в виду, что размер семьи всегда используется при построении ШЭ, причем часто это действительно единственный ее фактор. В тех же случаях, когда учитываются другие факторы, размер семьи имеет наибольший вес. Примем также, что стандартное домохозяйство (база для сравнений) - это отдельно проживающий человек. Тогда формулу для эквивалентного дохода (2) можно записать в виде
Уп = , 0 < 5 < 1, (4)
п
где п - численность семьи, Хп - доход семьи из п человек и Уп - ее эквивалентный доход. Совокупность чисел П образует шкалу эквивалентности. Поскольку для домохозяйства из одного человека доход и эквивалентный доход - одно и то же, условие равенства эквивалентных доходов домохозяйств из п человек и одного человека имеет вид (Хп1п!1')Х\ = 1, откуда П = Хп/Хь Другими словами, ШЭ в полном соответствии с ее определением указывает соотношения доходов, при которых семьи с разной численностью могут достичь одинакового уровня жизни (эквивалентного дохода). Формула охватывает весь диапазон соотношений между эквивалентным доходом и доходом. При 5 = 0 получаем один крайний случай: эквивалентный доход совпадает с доходом. При 5 = 1 имеет место другая крайность: эквивалентный доход превращается в среднедушевой семейный доход.
Аппроксимация известных из литературы конкретных шкал формулой ШЭ = п позволяет свести основные различия между ними к различиям в величине единственного параметра (коэффициента эла-
1 Нами для удобства используется краткий термин «доход», под которым имеется в виду как доход в собственном смысле слова, так и суммарные потребительские расходы.
стичности) 5. Чем он меньше, тем сильнее экономия от совместного проживания, а также в большей степени учитывается неравномерность внутрисемейного распределения благ. В табл. 1 представлен далеко не полный перечень имеющихся в мире ШЭ. Он ограничен 16-ю странами Западной Европы, США и Канады. Некоторые из них получены путем оценки параметров регрессионного уравнения, близкого к формуле (4), тогда как другие (а их большинство) строились без ее учета. Одни сформулированы крайне приблизительно. В других предполагается, что веса членов семьи уменьшаются с каждым дополнительным человеком.
В зависимости от способов построения и областей применения все шкалы разбиты на четыре класса. Два из них образуют шкалы, основанные на экспертных оценках. Два других - эмпирические шкалы, построенные на основании обследований населения. Конструируя экспертные шалы, аналитики, как правило, учитывают соображения политического характера и возможные последствия принимаемых решений для социальной политики в будущем. Экспертные шкалы могут определять зависимость потребностей семьи от ее размеров явно и однозначно. Это тот случай, когда они разрабатываются исключительно в статистических целях, например, для измерения бедности в Бюро трудовой статистики США или ОЭСР.
В таблице данная разновидность шкал сокращенно обозначена как СТАТ. Другой класс (обозначенный как ПРОГ) включает экспертные шкалы, разработанные в целях осуществления тех или иных программ социальной помощи. Такова, например, шкала дополнительных пособий в Англии [5, с. 104]. В шкалах этого типа указанная зависимость формулируется неявно, в виде утвержденных правительством размеров пособий, на которые имеют право бедные семьи разного состава. В отличие от экспертных эмпирические шкалы, если и зависят от экспертных суждений, то минимальным образом. Один из классов этой группы объединяет шкалы, полученные путем статистической обработки результатов обследований бюджетов домашних хозяйств (обозначен как ОБДХ). В шкалах этого типа используются косвенные показатели уровня жизни, оцениваемые с помощью модели потребительского спроса. Другой класс включает шкалы, построенные на основании прямых оценок уровня жизни, полученных в ходе опроса общественного мнения (обозначен как ОПРОС). Для этих целей применяются вопросы, направленные на выявление мнения респондентов по поводу адекватности размеров дохода в разных условиях (например, в условиях, когда дохода хватает только на питание или когда дохода достаточно для того, чтобы быть небедным и т.д.).
Таблица 1
Систематизация шкал эквивалентности
Страна, автор, метод, назначение Коэффициенты эластичности
Эмпирические шкалы Экспертные шкалы
ОПРОС ОБДХ ПРОГ СТАТ
1. Франция (ВСД) 0,12
2. Бельгия (ВсД) 0,17
3. Великобритания (ВСД) 0,18
4. США (ВМД, Дубнофф) 0,18
5. США (ВМД, Данцигер и др.) 0,21
6. Голландия (ВСД) 0,22
7. США (предметы первой необходимо- 0,23
сти, Уэттс)
8. США (ВМД, Институт Гэллапа) 0,23
9. Швейцария (ВСД) 0,26
10. Германия (ВСД) 0,27
11. Дания (ВСД) 0,27
12. Голландия (ВМД) 0,29
13. Ирландия (ВСД) 0,32
14. Дания (бедность) 0,35
15. Голландия (ВМД) 0,36
16. США (Лейзер и др.) 0,37
17. США (Ван дер Гааг и др.) 0,38
18. США (продукты питания, Уэттс) 0,47
19. Франция (Вергер) 0,57
20. Швеция (бедность) 0,54
21. Австралия (бедность) 0,55
22. Австрия 0,79
23. Австрия (союз католических семей) 0,81
24. Австрия (Тироль, пособия) 0,71
25. Австрия (Верхняя, пособия) 0,75
26. Австрия (Нижняя, пособия) 0,78
27. Швейцария (бедность) 0,56
28. США (официальная бедность) 0,56
29. Канада (официальная бедность) 0,56
30. Швейцария (ОЭСР) 0,57
31. Великобритания (бедность) 0,59
32. Германия (бедность) 0,67
33. Австралия (Бюро статистики) 0,50
34. Австралия (глава семьи не работает) 35. Австралия (глава семьи работает) 0,51
0,58
36. Европа (граница бедности, 3) 0,70
37. Европейское сообщество (бедность) 0,72
38. США (Бюро трудовой статистики) 0,72
39. ОЭСР (бедность) 0,73
40. Европа (граница бедности, 1) 0,84
41. Финляндия 0,65
42. Германия 0,88
43. Италия (Сарпеллон) 0,70
44. Италия (Министерство труда) 0,56
45. Италия (Карбонаро) 0,72
46. Италия (Ди Биасс и др.) 0,76
47. Италия (Росси) 0,61
48. Ирландия (пособия) 0,59
49. Люксембург 0,70
50. Голландия 0,70
51. Швеция 0,74
52. Великобритания (МакКлементс, 1) 0,78
53. Великобритания (МакКлементс, 2) 0,91
Источник: [4, с. 19].
В таблице фигурируют два вида таких вопросов - направленный на оценку собственного дохода (ВСД) и минимального дохода, необходимого другим семьям (ВМД).
Из таблицы видно, что коэффициенты эластичности представленных в ней шкал заключены в пределах от 0,12 до 0,91, т.е. охватывают почти весь диапазон допустимых значений от нуля до единицы. Самые низкие значения, говорящие в пользу очень высокой экономии от совместного проживания, а также в пользу придания большего значения неравномерности внутрисемейного распределения, свойственны шкалам, полученным на основании опросов общественного мнения. Медианная величина коэффициента эластичности для таких шкал составляет 0,25. Экспертные шкалы, используемые в государственных статистических органах характеризуются самыми высокими значениями этого коэффициента. Они свидетельствуют о том, что хотя экономия и существует, но ее размеры не очень велики. Для этого типа шкал медианная величина коэффициента равна 0,72. Различие между этими двумя случаями становится особенно наглядным, если учесть, что количество отдельно проживающих людей, которому эквивалентна семья из четырех человек когда коэффициент эластичности равен 0,25, составляет 1,4, тогда как при коэффициенте, равном 0,72, оно достигает 2,7.
Метод Э. Энгеля. Сильная сторона шкал, включенных в группу ОБДХ, состоит в том, что их авторы опираются на статистические данные о потреблении населением товаров и услуг, т.е. на объективные факты. Кроме того для их обработки используются эконометрические модели, хорошо зарекомендовавшие себя при решении широкого круга проблем потребительского спроса. Работы в этом направлении ведутся с конца прошлого века.
Многие экономисты пытались определять сумму, в которую обходятся дети - а это центральный вопрос построения ШЭ - путем детального анализа бюджетов бедных семей и идентификации тех расходов, которые связаны с детьми. При этом, однако, возникает принципиальная трудность. Появление в семье ребенка без соответствующего увеличения потребительских ресурсов может повлечь лишь перераспределение уже имеющихся ресурсов. Удовлетворение потребностей ребенка осуществляются в этом случае не за счет дополнительных затрат, размеры которых, собственно, и интересуют экономистов, а за счет сокращения жизненного уровня родителей. Для ответа на вопрос, во что обходится ребенок, необходимо сравнивать бюджеты семей разного состава, имеющих обязательно один и тот же уровень жизни. Но здесь возникает порочный круг, поскольку для создания шкалы эквивалентности требуется наличие шкалы эквивалентности.
Ситуация, однако, небезнадежна, если оказывается возможным сформулировать общее правило, устанавливающее условия, при которых уровни жизни семей разного состава считаются одинаковыми. Разумеется, природа этого правила неизбежно такова, что его нельзя доказать, исходя из наблюдаемых фактов. Метод Энгеля - это одно из конкретных воплощений идеи о том, что поддающийся вычислению показатель, являющийся суррогатом жизненного уровня семьи, можно сконструировать априори. Энгель предложил рассматривать в качестве такового долю продуктов питания в потребительских расходах семьи. В 1895 г. он писал, что «доля потребительских расходов, истраченная на продукты питания, - наилучшая мера материального жизненного стандарта» [6, с. 1]. Сформулированное им правило заключается в том, что семьи с одинаковым удельным весом продуктов питания в потребительских расходах имеют одинаковый уровень жизни, независимо от их состава. Благодаря своей простоте, правило Энгеля завоевало большую популярность среди экономистов и до сих пор широко используется при построении шкал эквивалентности2.
Серьезное возражение против правила Энгеля было выдвинуто Дж. Николсоном [7, с. 2]. Его аргументы сводятся к следующему. Рассмотрим супружескую пару, у которой родился первый ребенок. Если бы доход семьи увеличился при этом ровно на столько, что родители в состоянии сохранить свой первоначальный уровень жизни без ущерба для ребенка, то этот новый доход следует считать эквивалентным прежнему (до рождения ребенка). Но сохранится ли в новых условиях прежняя доля продуктов питания в потребительских расходах? Ответ однозначный: нет. У ребенка, особенно маленького, продукты питания составляют гораздо большую часть потребления, чем у взрослых. Это означает, что новая доля продуктов питания в общесемейных расходах окажется выше, чем раньше, что (вопреки только что сказанному, но в полном соответствии с логикой рассматриваемого подхода) указывает на якобы происшедшее снижение уровня жизни семьи. Для восстановления прежней величины доли продуктов питания указанного повышения дохода недостаточно. Новый доход должен быть еще выше, и в этом суть противоречия. Применение правила Энгеля сопровождается, таким образом, завышением оценок ШЭ.
Для получения числовых значений шкалы необходимо прежде всего выбрать математическую форму зависимости суррогата жиз-
2
В качестве примера см. оценку № 18 в табл. 1. Оценка № 7 отличается от нее лишь тем, что вместо продуктов питания использовалась более широкая категория предметов первой необходимости.
ненного уровня семьи, т. е. доли продуктов питания в потребительских расходах ^), от величины ее потребительских расходов (Х) и ее состава (кривая Энгеля). Эксперименты с разными видами зависимостей позволили определить функцию Уоркинга-Лизера [8, с. 728], как обеспечивающую наилучшее приближение к экспериментальным данным. Она имеет следующий вид
Х
м> = а + Ъ 1п— + у\пт +уп + у3пп , (5)
п
где пт, па, и пп - количества образующих семью лиц трудоспособного возраста, детей и пенсионеров; п - общая численность семьи, а величины а, Ъ, у1, у2 и у3 - подлежащие статистической оценке параметры.
При оценке функции (5) для России в качестве исходной статистической базы использовались представленные Госкомстатом России результаты обследования бюджетов домашних хозяйств Ярославской области за 1997 г. Объем выборки составил 575 городских и сельских семей (более полутора тыс. чел.). На основе этих данных для каждой семьи были сконструированы показатели, отражающие сумму расходов на приобретение продуктов питания, на питание вне дома и условную стоимость потребленных натуральных поступлений от ЛПХ. Семейные расходы на конечное потребление, помимо продуктов питания, включали расходы на покупку непродовольственных товаров, алкоголь и оплату услуг. Предварительные расчеты показали, что семьи, включающие пенсионеров, существенно отличаются по структуре потребления от остальных семей. В целях получения более определенных результатов дальнейшему исследованию была подвергнута более узкая выборка из 400 семей, не имеющих в своем составе пенсионеров. Для повышения степени приближения в правую часть уравнения (5) была добавлена фиктивная переменная (г), принимающая значение 1 для городских семей и 0 - для сельских. Окончательное регрессионное уравнение, например, для 1 кв. 1997 г. имеет вид:
w = 2,422 - 0,127 1п( Х /п) + 0,013 пт - 0,024 па + 0,085 г (6)
(0,20) (0,014) (0,009) (0,009) (0,017)
Я2 = 0,259 .
Невысокая величина коэффициента детерминации (0,259) является типичной для такого рода регрессий. Она могла быть выше, если бы в нашем распоряжении была возможность добавления других фиктивных переменных3 Одна из причин большой величины среднеквадратиче-
3
В некоторых исследованиях число фиктивных переменных достигает двух десятков. См., например, [12, с. 349].
ских ошибок оценивания коэффициентов у1 и у 2, возможно, заключается в сравнительно небольшом объеме использовавшейся выборки.
С учетом полученных оценок шкалу можно теперь рассчитать следующим образом. Возьмем в качестве образца для сравнения простейшее домохозяйство, состоящее из отдельно проживающего человека. Уравнение кривой Энгеля для него представляет собой частный случай уравнения (5) при п = пт = 1, а именно w = а + Ъ 1п Х + у1.
Условие равенства уровней жизни домохозяйства произвольного состава и стандартного домохозяйства, очевидно, заключается в том, что а + Ъ 1пХ1 + у1 = а + Ъ 1п(Хп / п) + у1пт + у2па .
Следовательно формула для шкалы имеет вид:
Хп / Х1 = п ехр{(1 / Ъ)[У 1 (1 - пт )- У2пй ]} . (7)
Результаты расчетов при числовых значениях параметров, взятых из уравнения (6), представлены в табл. 2
Таблица 2
Шкала Энгеля для Ярославской области, I квартал 1997 г.
Состав домохозяйства ШЭ А ШЭ
пт П4
1 0 1,00 -
2 0 1,81 0,81
3 0 2,46 0,65
4 0 2,97 0,51
1 1 1,65 0,65
1 2 2,05 0,40
1 3 2,26 0,21
2 1 2,25 0,44
2 2 2,48 0,23
2 3 2,56 0,08
Как и следовало ожидать, значения ШЭ получились высокими. Согласно табл. 2, если до вступления в брак будущие супруги жили самостоятельно, то после женитьбы их потребительские расходы должны возрасти как минимум в 1,8 раза; в противном случае уровень жизни каждого из них понизится (в случае полного отсутствия экономии от совместного проживания расходы возросли бы в два раза). Для того чтобы уровень жизни одиноких женщин после рождения ребенка не стал ниже, им нужно расходовать на потребление в 1,65 раза больше, чем раньше и т.д. Заслуживает внимания и тот отразившийся в шкале факт, что размеры экономии по мере увеличения численности семьи возрастают. Из последнего столбца таблицы видно, что с каждым дополнительным членом семьи прирост шкалы
уменьшается. В частности, если появление в семье первого ребенка предполагает увеличение общих расходов в 1,25 раза, то второй ребенок требует роста расходов только в 1,1 раза.
Метод Э. Ротбарта. К эмпирическим методам построения ШЭ относится и метод, предложенный в 1943 г. английским экономистом Ротбартом [10]. Он предположил, что все потребляемые семьей товары и услуги можно разделить на две группы: «взрослые» товары, которые потребляются исключительно взрослыми членами семьи, и другие. Последние включают не только детские товары. Сюда входят также все товары и услуги, потребляемые как взрослыми, так и детьми. Сформулированное им правило заключается в следующем. Две семьи с одинаковым количеством взрослых, расходующие на взрослые товары одинаковую сумму денег, имеют один и тот же уровень жизни, независимо от численности и общих размеров затрат. В этом случае, приняв бездетную семью за базу для сравнений и деля общую сумму потребительских расходов семьи с детьми на расходы базовой, получаем шкалу эквивалентности. Правило Рот-барта апеллирует к интуиции, носит априорный характер и, подобно правилу Энгеля, не может быть выведено из наблюдаемых фактов.
Сам Ротбарт относил к «взрослым» товарам очень широкий перечень благ, включая даже сбережения. В последующих работах этот список стал гораздо уже. В него входят взрослая одежда и обувь, алкогольные напитки, табак, питание вне дома, медицинское обслуживание, услуги парикмахерских и салонов красоты, услуги транспорта, предметы роскоши, развлечения, кофе, газеты и журналы, юридические и некоторые другие услуги. Но чаще всего экономисты ограничиваются первыми пятью или шестью позициями этого списка.
Логика, лежащая в основе рассматриваемого подхода, заключается в следующем. Когда в семье с неизменным доходом появляется ребенок, трансформируется весь ее бюджет. В нем появляются новые статьи расходов на ребенка и соответственно сокращаются старые, включая приобретение сугубо «взрослых» товаров. Для восстановления прежнего уровня потребления товаров последней группы необходимо определенное увеличение семейного дохода. Новый доход, согласно Ротбарту, одновременно обеспечивает и полное восстановление первоначального уровня жизни семьи. Правило Ротбар-та не означает, что уровень жизни взрослых членов семьи отождествляется с уровнем потребления сугубо «взрослых» товаров. И взрослые и дети участвуют в потреблении подавляющего большинства приобретаемых семьей благ, включая продукты питания, жилье и др. Особенность товаров, отнесенных к категории «взрослых», заключается в том, что будучи полностью исключены из состава детского
потребления, они могут рассматриваться как индикатор перераспределения семейных ресурсов в чистом виде. Другими словами, по изменениям именно в этой части общего потребления взрослых предлагается судить о сдвигах в уровне жизни взрослых в целом.
Практическое использование метода Ротбарта сопряжено с рядом проблем. Одна из них связана с трудностью получения надежных статистических данных о «взрослых» товарах. Скажем, данные о потреблении алкоголя в регионах с преимущественно мусульманским населением сообщаются относительно небольшим количеством семей. В ходе обследований по стране в целом размеры потребления алкоголя систематически занижаются. Результаты обследований часто содержат данные о затратах на мужскую и женскую одежду и обувь, но гораздо реже - об одежде и обуви для взрослых и детей отдельно, и т. д.
Другая проблема возникает в тех случаях, когда объем потребления «взрослых» товаров почти нечувствителен к колебаниям семейного дохода. Такая ситуация может сложиться, когда из-за нехватки информации группа «взрослых» товаров оказывается слишком узкой и сводится в основном к алкоголю и табаку, потребление которых обычно неэластично относительно дохода. При этом дополнительный доход, необходимый для компенсации издержек, связанных с появлением ребенка, оказывается практически неизмерим.
Гораздо более сложные проблемы могут возникнуть, если приведенное выше описание механизма воздействия ребенка на потребление его родителей не вполне адекватно. Сам факт присутствия в семье детей может видоизменить всю систему родительских вкусов и предпочтений, которая до сих пор предполагалась неизменной. Родители по-другому распределяют свободное время. Сокращается посещение ресторанов и увеселительных заведений. Беременные женщины и молодые матери отказываются от курения и потребления алкогольных напитков и т.п. Таким образом, даже в условиях, когда потери в объеме приходящихся на долю родителей ресурсов полностью скомпенсированы, происходит дифференциация значимости отдельных «взрослых» товаров и, как следствие, падение уровня потребления некоторых из них.
Описанные выше механизмы - это всего лишь более или менее правдоподобные гипотезы. Но если они в какой-то мере справедливы, то абстрагирующееся от них правило Ротбарта приобретает весьма условный характер. К сказанному необходимо добавить, что сфера использования метода Ротбарта гораздо уже, чем метода Энгеля. Он применим только для сравнения жизненного уровня супружеских пар с детьми и без детей. Он в принципе не позволяет сопоставлять домохозяйства с разным количеством взрослых. К его недос-
таткам относится и то, что он не дает возможности оценивать экономию от увеличения масштабов потребления.
Во всех известных из литературы случаях, когда шкалы Энгеля и Ротбарта вычислялись на основании одних и тех же статистических данных, первые оказывались существенно выше вторых. Объяснение этому факту в предельном случае, когда дети потребляют только продукты питания, а все остальное потребление образуют «взрослые» товары, заключается в следующем [8, с. 733-734]. Предположим, что после рождения ребенка родители получили денежную компенсацию, полностью восстановившую их прежний уровень потребления взрослых, т.е. в данном случае непродовольственных товаров. Согласно Ротбарту, это означает восстановление первоначального уровня жизни. Но поскольку общая сумма потребительских расходов при этом возросла, неизменная сумма расходов на непродовольственные товары означает, что доля последних в общем потреблении снизилась, а доля продуктов питания соответственно повысилась. Таким образом, согласно Энгелю, новый уровень жизни семьи уступает прежнему и размеры выплаченной компенсации недостаточны. Для восстановления первоначальной доли продуктов питания необходимо дополнительное увеличение семейного дохода. Но это и означает, что шкала Энгеля должна быть выше шкалы Ротбарта.
Для оценки шкалы Ротбарта на российских данных была использована та же статистическая база, что и в предыдущем разделе. В качестве «взрослых» товаров были взяты взрослая одежда и обувь, питание вне дома, алкогольные напитки и табачные изделия. Функция Уоркинга-Лизера оказалась в этом случае малопригодной. Приемлемый результат был получен с помощью уравнения
V = а + Ъ 1пХ +У;пт + у2пл + к.2, (8)
где V - расходы на «взрослые» товары, остальные обозначения те же, что и в уравнении (5).
Уравнение (8) со статистически оцененными параметрами приобретает вид:
V- = -7706750 + 5571931пХ - 33673пт - 38788^ - 667542, Я2 = 0,380 . (9) (558732) (39186) (28899) (25246) (50863)
Сравнение (9) с уравнением (6) показывает, что зависимость расходов на «взрослые» товары от тех же самых факторов является более сильной (коэффициент детерминации стал выше), но среднеквадратические ошибки определения коэффициентов при числе взрослых и детей по-прежнему высоки.
Благодаря специальному виду уравнения (5) значения шкалы Энгеля не зависели от того, вычислены они для бедных или богатых семей: суррогат уровня жизни в правой части формулы (7) не присутствует. О шкале Ротбарта этого сказать нельзя. Для дальнейших расчетов необходимо, прежде всего, выбрать конкретный уровень жизни (т.е. величину V). Данные по Ярославской области показывают, что с ростом среднедушевого семейного потребления средний объем потребления «взрослых» товаров монотонно возрастает: у семей, образующих верхнюю квинтиль распределения, он почти в 6 раз превосходит потребление «взрослых» товаров в нижней квинтили. В первом квартале 1997 г. официальная величина среднедушевого ПМ по области (1002,50 руб.) располагалась в третьей квинтили распределения (т.е. в пределах от 954,40 до 1242,64 руб.). Исходная выборка была ограничена семьями (без пенсионеров), образующими третью квинтиль и в качестве V была взята средняя величина фактических расходов таких семей на «взрослые» товары (345 руб.). Подставляя ее в уравнение (9) и полагая число взрослых членов семьи пт = 2, была вычислена сумма потребительских расходов Хп для семей с разным числом детей па = 0, 1, 2 и 3. Значения шкалы Хп1Х2 представлены в табл. 3
Таблица 3
Шкалы Ротбарта и Энгеля для Ярославской области, I квартал 1997 г.
Состав семьи Шкала Ротбарта Шкала Энгеля*
пт па ШЭ А шэ ШЭ А шэ
2 2 2 2 * Получена нятым за 1 0 1 2 3 из табл. 2 00. 1,00 1,07 1,15 1,23 утем пересче 0,07 0,08 0,08 та оценок к ра 1,00 1,24 1,37 1,41 сходам бездеть 0,24 0,13 0,04 ой пары, при-
Как и ожидалось, полученная шкала оказалась неправдоподобно низкой. Результаты близки к предельным, которые получаются при отождествлении эквивалентного дохода с общесемейным. Появление первого ребенка требует дополнительных затрат в размере всего 7% от предыдущих расходов (при условии сохранения прежнего уровня жизни). Это в 3,4 раза меньше, чем в случае шкалы Энгеля (24%). Из табл. 3 кроме того видно, что с увеличением числа детей шкала Ротбарта возрастает на 7-8 процентных пунктов с каждым дополнительным ребенком. Другими словами, следующий ребенок обходится в
ту же сумму, что и предыдущий. Между тем хорошо известно, что, скажем, одежда и обувь, из которых вырастают старшие дети, еще годится для младших, это относится и к игрушкам, детским книжкам и т.п. В этом смысле приведенная в двух последних колонках шкала Энгеля представляется более адекватной.
Шкала Организации по экономическому сотрудничеству и развитию. Включение этого небольшого раздела диктуется не только желанием ознакомить читателя с еще одной из имеющихся в мире разновидностей шкал. В настоящее время шкала ОЭСР стала частью официальной методологии расчета ключевых показателей социальноэкономического положения российского населения. Традиционно для описания складывающейся в стране дифференциации населения по уровню жизни Госкомстат России публиковал данные о распределении населения по величине среднедушевых денежных (или совокупных, с учетом продукции ЛПХ) доходов. В 1998 г. эта практика изменилась: было положено начало расчетам и публикации данных о распределениях в зависимости от величины «среднедушевых располагаемых ресурсов» [11, с. 129-130]. Оценка последних осуществляется с помощью разработанной для экономически развитых стран Европы шкалы ОЭСР.
Шкала принадлежит к классу экспертных (см. табл. 1, п. 39). Подобно большинству других шкал этого класса она не зависит от экономических показателей семьи и полностью определяется ее демографическими характеристиками. Шкала вычисляется по формуле: ШЭОЭСР = 1 + 0,7(пе +1) + 0,5пд, (10)
где пв - число взрослых членов семьи, а пд - число детей.
Другими словами, удельный вес отдельно проживающего человека принимается за 1, с увеличением же размера семьи каждый дополнительный взрослый увеличивает шкалу на 0,7, а ребенок на 0,5. Шкала, таким образом, отражает как различие в потребностях между взрослыми и детьми, так и экономию от совместного проживания. Последняя, однако, учитывается частично, в той мере, в какой она касается взрослых. Числовые значения шкалы, полученные по российским данным, приведены в табл. 4.
Шкала для семей, находящихся на границе бедности. Идея, лежащая в основе последней из рассматриваемых здесь шкал [12], заключается в том, что семьи разного состава, находящиеся на границе бедности, имеют по определению одинаковый уровень жизни, и следовательно, шкала для них - это просто соотношение их доходов (потребительских расходов). Для ее реализации необходимо ответить на вопрос, какой доход должна иметь семья произвольного состава с тем, чтобы она оказалась на границе бедности. Грубая оценка такого дохода может быть получена с помощью исчисляемых Министерством труда
значений прожиточного минимума для разных возрастных категорий населения. Если через ПМТ, ПМд и ПМП обозначить величины прожиточного минимума соответственно для лиц трудоспособного возраста, детей и пенсионеров, то в первом приближении искомый доход равен
X = птПМТ + ПдПМд + пППМП , (11)
где, как и раньше, величины пТ, пд и пП обозначают число членов семьи, принадлежащих к разным возрастным категориям. Принципиальный недостаток формулы (11) заключается в игнорировании эффекта экономии от совместного проживания членов семьи.
Таблица 4
Шкалы эквивалентности для Ярославской обл., I квартал 1997 г.
Состав семьи ШЭ 1±1-/трад. ШЭ 1±1-/оэср ШЭгб.
пт пД
1 0 1,00 1,00 1,00
2 0 2,00 1,70 1,85
3 0 3,00 2,40 2,70
4 0 4,00 3,10 3,55
1 1 2,00 1,50 1,75
1 2 3,00 2,00 2,51
1 3 4,00 2,50 3,26
2 1 3,00 2,20 2,60
2 2 4,00 2,70 3,36
2 3 5,00 3,20 4,11
3 1 4,00 2,90 3,45
3 2 5,00 3,40 4,21
3 3 6,00 3,90 4,96
Для упрощения дальнейших расчетов принимаются следующие гипотезы. Во-первых, все семейное потребление можно разделить на два компонента - блага индивидуального пользования (И) и семейные блага (С). Во-вторых, в виду самодостаточности дифференцированных по возрасту бюджетов прожиточного минимума все они включают оба типа благ: ПМТ = ИТ+С, ПМп = Ип+С, ПМа = И+С и отличаются друг от друга только минимально допустимым объемом индивидуального потребления. Тогда при объединении нескольких находящихся на границе бедности человек, каждый из которых располагает потребительскими ресурсами в размере соответствующего ПМ, в единое домохозяйство последнее приобретает возможность потреблять несколько «комплектов» общесемейных благ и должно быть отнесено явно к небедной части общества. Для того, чтобы оно находилось на границе бедности, его ресурсов должно хватать только на один комплект.
Таким образом, в формулу (11) должно быть внесено важное уточнение
а соответствующая шкала эквивалентности приобретает вид
Рассмотрению подлежат пять разновидностей общесемейных благ, а именно, топливо для дома (дрова, уголь, торф и др.), электроэнергия, услуги жилья, центральное отопление и телефон. Предполагаем, что все они являются компонентами ИМ4 Расчеты показывают, что подобно «взрослым» товарам, с ростом среднедушевого потребления расходы на перечисленные семейные блага взятые вместе монотонно растут: у семей в верхней квинтили они в среднем в три раза выше, чем в нижней. Поэтому, руководствуясь теми же соображениями, что и ранее, усредняем общесемейные расходы домохозяйств, оказавшихся в пределах третьей квантили, и получаем С = 170,2 руб.
Согласно оценкам Министерства труда для Ярославской обл. в 1-м квартале 1997 г. ПМТ = 1127,8 тыс. руб., ПМд= 1020,5 тыс. руб. и ПМП = 706,8 тыс. руб. С этими оценками трудно согласиться. Представляется, что ПМд для детей в возрасте до 16 лет должен составлять не 90% от ПМТ, а существенно меньше, в то время как оценка ПМП, равная 62% от ПМТ, наоборот, неправдоподобно низка. Потребности пожилых людей в продуктах питания, новой одежде, обуви, транспортных услугах, вероятно, ниже, чем у тех кто ведет активный образ жизни, но пенсионеры в гораздо большей степени нуждаются в услугах ремонта, здравоохранения, в лекарствах, стоимость которых в большинстве случаев для них слишком высока. Таким образом, было принято, что ПМП = ПМТ = 1127,8 тыс. руб.
Результаты расчетов ШЭ по формуле (13) приведены в табл. 4. Они зависят от двух факторов - перечня учтенных благ общесемейного пользования и соотношения ПМ для разных возрастных категорий населения.
Как представляется, перечень учтенных благ достаточно полон и величина расходов на его приобретение реалистична. Следовательно, реалистичны и относительно высокие значения шкалы для семей, состоящих только из лиц трудоспособного возраста. Оценки для матерей-одиночек и супружеских пар с детьми, вероятно, завышены, поскольку фактическая разница в объемах потребления взрослого человека и ребенка скорее всего больше, чем различие в их официальных ПМ.
4
Насколько нам известно, впервые фрагменты непродовольственной части бюджета ПМ были опубликованы лишь в середине ноября 1998 г. [17, с. 1].
X = пТПМТ + пПМа + ппПМп - (п-1)С,
(12)
ШЭ Г Б = пт + пП
ПМП
ПМТ
В табл. 4 приведены две шкалы, используемые в настоящее Госкомстатом, а именно, шкала ОЭСР и традиционная «шкала» для вычисления среднедушевого дохода. Сравнение показывает, что для всех рассмотренных типов семей значения шкалы для семей, находящихся на границе бедности, располагаются практически посередине между значениями шкал, используемых Госкомстатом. ШЭг.б. ниже традиционной шкалы, полностью игнорирующей экономию от совместного проживания, но выше шкалы ОЭСР, отражающей масштабы экономии, характерные для стран Западной Европы.
Выводы. Мировая экономическая наука и статистическая практика накопили большой опыт создания и применения шкал эквивалентности. Прикладные исследования в этой области начались еще в конце XIX в. и с тех пор арсенал предложенных методов продолжает неуклонно расширяться. Начало использования шкал в статистических органах и правительственных учреждениях, осуществляющих помощь малоимущим семьям, относится к первой половине 40-х годов (Англия). За истекшие полвека шкалы стали неотъемлемым элементом методологии официальных расчетов бедности и инструментом проведения социальной политики в странах Западной Европы, США и Канады.
Расширение масштабов применения шкал в государственных учреждениях, как правило, не означало все более широкого использования ими концепций и конкретных моделей, появлявшихся в недрах прикладной экономической науки. Роль науки, как представляется, свелась к тому, что в соответствующих министерствах и ведомствах наступило осознание необходимости применения шкал, хотя и самых примитивных. В остальном же наука и практика развивались достаточно независимо друг от друга.
Одна из причин такого положения дел заключается, вероятно, в том, что несмотря на кажущуюся простоту задачи, экономическая наука до сих пор не предложила однозначного ее решения. Все известные эмпирические методы построения шкал эквивалентности содержат явные или неявные допущения, обоснованность которых вызывает серьезные сомнения. Сравнивая методы Энгеля и Ротбар-та, нельзя сказать, что один из них менее, или более совершенен, чем другой. Они оба несовершенны. Использование высококачественных массивов исходных статистических данных не в состоянии скомпенсировать недостатки, присущие методам. Указанные выше крупномасштабные расхождения в вычисленных шкалах являются прямым следствием априорных, невыводимых из наблюдаемых фактов правил, лежащих в основе методов.
1. Atkinson A. Poverty and Social Security. 1989. № 4.
2. Ravallion M. Poverty comparisons. A Guide to concepts and methods // The World Bank. Wash., D.C., Feb. 1992.
3 Buhmann B. Equivalence scales, well being, inequality, and poverty: sensitivity estimates across ten countries using the Luxemburg income study database //Review of Income and Wealth. 1988, №2, ser. 34.
4. Income distribution in OECD countries. Evidence from Luxemburg income study. OECD. Paris, 1995.
5. Подузов А.А. Измерение бедности. Зарубежный опыт // Проблемы прогнозирования. 1996. № 5.
6. Engel E. Die Lebenskosten Belgischer Arbeiter Familien fruher und jetzt // International Statictical Bulletin. 1895, vol. 9.
7. Nicholson J. Appraisal of different methods of estimating equivalence scales and their results // The Review of Income and Wealth. Vol. 70, №1, March 1980.
8. Deaton A., Muellbaner J. On measuring child costs: with applications to poor countries // Journal of Political Economy. Vol. 94, №4. 1986.
9. Tsakloglou P. Estimation and comparison of to simple models of equivalence scales fo the cost of children // The Economic Journal. Vol. 101, March 1991.
10. Rothbarth E. Note on a method of determining equivalent income for families of different composition. In: War time pattern of saving and spending. London, 1943
11. Социальное положение и уровень жизни населения России. Стат. сб. М.: Госкомстат России. 1998.
12. Подузов А.А., Кукушкин Д.К. Шкала эквивалентности как инструмент измерения уровня жизни // Проблемы прогнозирования. 2000. № 4.
13. Труд, 11 ноября 1998.
