CC BY
54
ГОСУДАРСТВО И ОБЩЕСТВО
DOI: 10.14515/monitoring.2020.1.09 Правильная ссылка на статью:
Настина Е. А., Алмакаева А. М. Роль уровня притязаний и социальных сравнений в детерминации удовлетворенности жизнью //Мониторинг общественного мнения:Экономические и социальные перемены. 2020. № 1. С. 206—224. https://doi.org/10.14515/ monitoring.2020.1.09. For citation:
Nastina E. A., Almakaeva A. M. (2020) Aspiration Level and Social Comparison as Factors in Determining Life Satisfaction. Monitoring of Public Opinion: Economic and Social Changes. No. 1. P. 206—224. https://doi.org/10.14515/monitoring.2020.1.09.
Е. А. Настина, А. М. Алмакаева РОЛЬ УРОВНЯ ПРИТЯЗАНИЙ И СОЦИАЛЬНЫХ СРАВНЕНИЙ В ДЕТЕРМИНАЦИИ УДОВЛЕТВОРЕННОСТИ ЖИЗНЬЮ
РОЛЬ УРОВНЯ ПРИТЯЗАНИЙ И СОЦИАЛЬНЫХ СРАВНЕНИЙ В ДЕТЕРМИНАЦИИ УДОВЛЕТВОРЕННОСТИ ЖИЗНЬЮ
НАСТИНА Екатерина Александровна — стажер-исследователь Лаборатории сравнительных социальных исследований, Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики», Москва, Россия E-MAIL: [email protected] https://orcid.org/0000-0002-6261-1814
ASPIRATION LEVEL AND SOCIAL COMPARISON AS FACTORS IN DETERMINING LIFE SATISFACTION
Ekaterina A. NASTINA1 — Research Assistant at the Laboratory for Comparative Social Research E-MAIL: [email protected] https://orcid.org/0000-0002-6261-1814
1 National Research University Higher School of Economics, Moscow, Russia
АЛМАКАЕВА Анна Михайловна — кандидат социологических наук, заместитель заведующего Лабораторией сравнительных социальных исследований; старший преподаватель департамента социологии, Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики», Москва, Россия E-MAIL: [email protected] https://orcid.org/0000-0003-2710-1525
Аннотация. Данное исследование посвящено влиянию уровня притязаний и социальных сравнений на удовлетворенность жизнью россиян. В отличие от предыдущих работ, уровень притязаний понимается шире, чем конкретная сумма желаемого ежемесячного дохода. Предполагается, что индивид на основе социальных сравнений формирует субъективное представление о пространстве благосостояния и, в зависимости от своего жизненного опыта, стремится приблизиться к верхним или средним его границам, либо отдалиться от нижних. Результаты многоуровневого регрессионного моделирования на материалах 25 волны РМЭЗ НИУ ВШЭ подтвердили ранее обнаруженный негативный эффект уровня притязаний на удовлетворенность жизнью, однако конкретные механизмы различаются для когорт, переживших кризис 1990-х годов в трудоспособном возрасте, и для более молодых когорт респондентов. Также выявлено, что более выраженным эффектом обладают социальные сравнения не с доходными группами (богатые, бедные или середняки), а с категорией «другие», позволяющей самому респонденту определить эталон сравнения. Отмечается и роль регионального контекста: общий уровень бедности в регионе смягчает негативный эффект притязаний.
Anna M. ALMAKAEVA1—Cand. Sci. (Soc.), Deputy Head of the Laboratory for Comparative Social Research; Senior Lecturer at the School of Sociology E-MAIL: [email protected] https://orcid.org/0000-0003-2710-1525
1 National Research University Higher School of Economics, Moscow, Russia
Аbstract. This research aims to establish the effect of aspiration level and social comparison on life satisfaction in Russia. Unlike previous studies, it is argued that in their financial aspirations individuals orient themselves not to a single ideal income figure but rather to an inherently social-comparative space of prosperity. Depending on their life experience they will aim at either approaching the higher border or the center of this space, or at getting farther from the lower borderline. The results of multilevel regression modeling run on data from Russian Longitudinal Monitoring Survey (RLMS), Wave 25 show that, in line with previous research, the higher up are one's aspirations, the lower is their satisfaction with life. Interestingly though, the exact mechanisms are rather different for individuals who have lived through the economic crisis of the 90-s full-aged and their younger compatriots. It was also found that social comparison with generalized other have a higher effect on one's subjective well-being than with specific income groups (the rich, middle class or the poor). Moreover, the negative effect of the aspiration level is alleviated by higher poverty rate in the region: the individuals experience lower reduction in life satisfaction if they are more financially deprived people around them.
Ключевые слова: уровень притязаний, доход, удовлетворенность жизнью, субъективное благополучие, социальные сравнения, экономический кризис
Благодарность. Исследование выполнено за счет гранта Российского научного фонда: грант № 18-18-00341 «Ценностная трансформация и субъективное качество жизни: региональная перспектива».
Keywords: financial aspirations, income, life satisfaction, subjective well-being, social comparison, economic crisis
Acknowledgments. This article is supported by the Russian Science Foundation, grant no. 18-18-00341 "Transformation of values and subjective quality of life: a regional perspective".
Введение
Субъективное благополучие (subjective well-being) прочно вошло в научно-исследовательский обиход во второй половине прошлого века. Как один из основных компонентов качества жизни, субъективное благополучие привлекало и привлекает внимание многих исследователей и практиков, стремящихся понять, каким образом можно сделать жизнь человека более гармоничной и счастливой. Опубликовано множество работ, посвященных детерминантам субъективного благополучия в целом и его различным компонентам. Тем не менее, несмотря на столь обширный и богатый опыт, в этой области все еще остаются лакуны, которым уделялось достаточно мало внимания. Одной из таких сфер является роль уровня притязаний и социальных сравнений.
Данная статья ставит своей целью заполнить этот пробел с помощью многоуровневого регрессионного анализа, выполненного на материалах 25-й волны Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения (РМЭЗ) НИУ ВШЭ за 2016 год. Несмотря на то, что некоторые зарубежные ученые уже тестировали эффекты социальных сравнений и притязаний, на российской выборке такой анализ ранее не проводился. Помимо этого, настоящая работа привносит несколько новых аспектов в рассматриваемое предметное поле. Во-первых, в противовес предыдущим исследованиям, опиравшимся только на «достаточный» ежемесячный доход домохозяйства [Stutzer, 2004], уровень притязаний будет рассматриваться более широко. Предполагается, что, «притязая», люди ориентируются не только на одно-единственное значение достатка, но конструируют пространство финансового благополучия, границы которого могут определяться на основе социальных сравнений с различными группами и представлениями. 25-я волна РМЭЗ НИУ ВШЭ, во-первых, включает в себя блок из шести вопросов, позволяющих одновременно задать в качестве образца сравнения и конкретные доходные группы, и более абстрактную категорию «другие», через которую сам респондент может определить эталон сравнения. Во-вторых, она дает возможность протестировать и восходящую (с обеспеченными группами), и нисходящую (с малообеспеченными группами) стратегию сравнения, установив, какая из них в большей степени влияет на удовлетворенность жизнью жителей России (когнитивный компонент субъективного благополучия). Наконец, в-третьих, наряду
с такими индивидуальными факторами, как доход и уровень финансовых притязаний, в работе будут оцениваться и контекстуальные факторы удовлетворенности жизнью, а именно — роль уровня бедности в регионе. Это позволит проанализировать, будет ли общий уровень жизни в регионе нивелировать или, наоборот, усиливать влияние уровня притязаний, сформированных на основе социальных сравнений, на обозначенный компонент субъективного благополучия индивида.
Теоретическое обоснование
Как отмечает Э. Динер и его коллеги, в самом общем виде субъективное благополучие отражает то, как сами индивиды оценивают свою жизнь в определенный период времени [Diener, Oishi, Lucas, 2003]. Чаще всего в структуре субъективного благополучия выделяют аффективное и когнитивное измерения. Первое схватывает эмоциональную оценку и чаще всего операционализируется через измерение счастья. Психологи добавляют сюда также так называемый аффективный баланс, то есть соотношение позитивных и негативных эмоций, но среди социологов такой подход менее распространен.
Второе измерение охватывает рациональную оценку успешности или неуспешности жизни индивида. Операционализируется оно через общую удовлетворенность жизнью и/или удовлетворенность отдельными сферами. Например, в широко известной методике «Personal Well-being Index» (PWI) выделяют удовлетворенность уровнем жизни, здоровьем, достижениями в жизни, взаимоотношениями с близкими людьми, безопасностью, отношениями с окружающими, уверенностью в будущем и духовной жизнью (религией) [Zemojtel-Piotrowska et al., 2017]. В зависимости от целей и задач исследования список таких сфер может быть довольно подробным и разнообразным. Нередко субъективное благополучие, счастье и удовлетворенность жизнью рассматриваются как синонимы, что не совсем корректно. Настоящая работа посвящена когнитивному измерению субъективного благополучия, однако в связи с некоторой путаницей в концептуализации и операционализации, характерной для рассматриваемого поля, при формировании гипотез мы обратились к литературе, посвященной всем трем понятиям.
Детерминантам субъективного благополучия посвящено довольно много работ. Среди его факторов можно выделить генетические, социально-демографические, психологические (нейротизм, экстраверсия/интроверсия), экономические, климатические, политические и культурные [Аргайл, 1990; Diener, Lucas, 2000; Diener, Oishi, Lucas, 2003; Fischer, van de Vliert, 2011; Gureev et al., 2018]. При этом сила их влияния значительно варьируется в зависимости от страны (см. напр. [Saris et al., 1996]). Если говорить о России, то, как показали предыдущие исследования, одним из важнейших факторов субъективного благополучия является экономическое положение [Saris, 2001; Андреенкова, 2010; Frijters et al., 2006]. Это неудивительно, ведь в стране, где уровень жизни сравнительно невысок, главной заботой населения становится материальная обеспеченность [Inglehart, 1977]. Данный факт находит отражение и в обыденных представлениях о благополучии. Так, по материалам опроса Фонда «Общественное мнение», для 54 % россиян «благополучная жизнь» означает «достаток, материальное благополучие, отсутствие
нужды». Вторую по популярности категорию — «здоровье своих близких»—упомянули в ответах лишь 14 % респондентов 1.
С другой стороны, влияние дохода неоднозначно, так как далеко не всегда рост благосостояния ведет к увеличению субъективного благополучия [Easterlin, 1974, 1995, 2001]. Такой феномен получил название «парадокс Истерлина». Автор парадокса, а затем и ряд исследователей, тестировавших его на разных выборках, отводят центральное место в объяснительном механизме материальным притязаниям, сформированным на основе гедонистической адаптации и социального сравнения.
Эффект адаптации возникает тогда, когда человек становится счастливее при улучшении материального положения, но со временем привыкает, и его притязания вновь возрастают [Easterlin, 2001]. Выражаясь словами П. Брикмена и Д. Кэмпбела [Brickman, Campbell, 1971], в погоне за счастьем люди трудятся на «гедонистической мельнице». Однако ключевым для нашего исследования служит эффект социального сравнения, согласно которому при оценке уровня своего дохода и формировании притязаний человек ориентируется не только на свой прошлый (или ожидаемый в будущем) опыт, но также и на другие социальные группы или на отдельных индивидов. При этом человек самостоятельно выбирает, с кем именно будет себя сравнивать [Falk, Knell, 2000]. Это могут быть соседи [Duesenberry, 1949], герои любимых сериалов [Schor, 1999], звезды, бизнесмены и т. д. Важным в детерминации субъективного благополучия оказывается не только доход в абсолютных числах, но и то, какие потребности он может удовлетворить и какую позицию позволяет занять в обществе [Ball, Chernova, 2008; Clark, Frijters, Shields, 2008; Rojas, 2019]. Спектр таких групп-эталонов может варьироваться, и, как следствие, далеко не всегда представления исследователя могут быть созвучны представлениям опрашиваемых. Следуя этой логике, уместно предположить, что финансовые притязания, отражающие сопоставление с группой, самостоятельно выбранной индивидом, будут оказывать большее влияние на субъективное благополучие, чем в случае сопоставления с доходными группами, определенными исследователем. Однако, руководствуясь результатами работ зарубежных ученых [McBride, 2010; Stutzer, 2004], следует ожидать, что высокие финансовые притязания, отрицательно сказываются на счастье и удовлетворенности жизнью и в первом, и во втором случае, то есть вне зависимости от способа их формирования.
Если говорить о нашей стране, то такие публикации пока редкость. Существует несколько статей, проверяющих «парадокс Истерлина» на российских выборках. В целом они подтвердили наличие механизма адаптации к уровню доходов [Ларин, Филясов, 2018; Родионова, 2014], а вот четких свидетельств относительно положительного или отрицательного эффекта механизма социальных сравнений получено не было. Причиной этому во многом послужило отсутствие адекватных показателей, которые до недавнего времени не включались в общероссийские исследования. Данная работа призвана заполнить этот пробел и на материалах 25-й волны РМЭЗ НИУ ВШЭ проанализировать, каким образом уровень притязаний и социальные сравнения влияют на субъективное благополучие.
1 Инициатива ФОМ: изучение благополучия россиян // Фонд «Общественное мнение». 2019. 26 августа. URL: https:// fom.ru/TSennosti/14244 (последний доступ: 06.02.2020).
Мы можем предположить, что описанный механизм будет иметь некоторые особенности в нашей стране. Так, согласно теории Дюсенберри [РиевепЬеггу, 1949], притязания формируются по восходящей логике. Люди склонны опираться на сравнение с теми, кто занимает более высокую позицию в финансовом отношении. С другой стороны, исследования России в переходный период показывают следующее: с массовым падением уровня жизни снижалась и величина дохода, необходимого для того, чтобы свести концы с концами, то есть так называемая субъективная черта бедности [МИапоую, .^уапоую, 1999]. Одним из возможных объяснений этого феномена является замена восходящей логики сравнения на нисходящую. В ситуации острейшего экономического дефицита, когда множество россиян оказались на грани выживания, богатство переместилось в категорию недостижимого, и эталоном сравнения стала беднейшая часть населения 2.
После кризиса 1990-х годов прошло более 20 лет, однако его последствия до сих пор сказываются на субъективном благополучии россиян. Так, субъективное благополучие пожилых когорт во всех посткризисных волнах Всемирного исследования ценностей значительно ниже субъективного благополучия молодых когорт [Роа et а1., 2018]. Таким образом, в России скорее следует ожидать нисходящую логику сравнений в старших возрастных группах и восходящую логику сравнения у молодого поколения, не испытавшего на себе влияние кризиса. Кроме того, уровень финансового благополучия окружающих также влияет на личное благополучие. В частности, более высокий доход других делает человека менее счастливым [МсВ^е, 2010; Уеп^к, 2013]. Логично предположить и обратное: чем хуже экономическое положение в регионе, тем меньшее негативное влияние должен оказывать разрыв между желаемым и действительным уровнем дохода индивида. Эти предположения будут проверены в следующих разделах.
Данные и метод
Для анализа была выбрана репрезентативная выборка 25-й волны РМЭЗ НИУ ВШЭ, собранная в 2016 г.3 РМЭЗ представляет собой серию ежегодных общенациональных опросов домашних хозяйств и индивидов. Индивидуальная выборка содержала 12 554 наблюдения. Респонденты младше 18 лет и анкеты, которые не содержали необходимой информации, были удалены из анализа. В итоге объем выборки составил 10 453 индивида из 33 регионов. Для того чтобы учесть иерархический характер данных и оценить взаимодействие между индивидуальными и региональными факторами, в работе используется многоуровневое регрессионное моделирование с интерактивными эффектами. Как правило, такой метод используется, если внутриклассовый коэффициент корреляции превышает 0,05
2 Необходимо отметить, что наши данные не позволяют напрямую интерпретировать сравнение с той или иной группой как восходящую или нисходящую логику, т. к. у нас отсутствует информация, к какой группе относит себя индивид. Далее в работе нисходящая и восходящая логики сравнения будут относиться к сравнению с малообеспеченными и обеспеченными группами соответственно (подробнее см. секцию «Данные и метод»).
3 Российский мониторинг экономического положения и здоровья населения НИУ-ВШЭ (Р1_МБ-НБЕ)», 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 Р1_МБ-НБЕ: http://www.cpc.uпc.edu/pгojectв/ г1тв и http://www.hвe.гu/гlmв (последний доступ: 06.02.2020).
[Gelman, Hill, 2006], однако в нашем случае он необходим в первую очередь для проверки гипотезы межуровневой интеракции предикторов (уровня притязаний и доли бедных в регионе).
Как уже было отмечено выше, в структуре субъективного благополучия выделяют аффективное (эмоциональное) и когнитивное (рациональное) измерения. Эти два измерения не идентичны друг другу. Коэффициенты корреляции между ними довольно высокие (на уровне 0,5—0,6), но говорить о полном совпадении неправомерно [Saris, Andreenkova, 2001]. Для нашей выборки этот коэффициент оказался равен 0,5 (p < 0,001). Иными словами, всего лишь 25 % вариации удовлетворенности жизнью объясняются уровнем счастья. Кроме того, удовлетворенность финансовым положением лучше коррелирует с удовлетворенностью жизнью, а не со счастьем [ibid.]. Исходя из этого, мы не комбинируем эти два измерения в один индекс, а фокусируемся на удовлетворенности, которая измерена с помощью пятибалльной шкалы и вопроса «Насколько вы удовлетворены своей жизнью в целом в настоящее время?».
Что касается основной объясняющей переменной — уровня финансовых притязаний,—то 25-я волна РМЭЗ располагает уникальными материалами. Как правило, уровень притязаний измеряется с помощью вопроса «Какой ежемесячный доход Вы считаете достаточным для Вашей семьи?» [Stutzer, 2004]. Подход, используемый в РМЭЗ, позволяет расширить поле сравнения. С одной стороны, респондентам предлагается выбрать референтную категорию самостоятельно, а с другой — категорию, заданную исследователями. Первая стратегия нашла отражение в вопросах: «Какой доход в месяц должна иметь Ваша семья, чтобы Вы считали, что живете...?» а) лучше других, б) не хуже других, в) хуже других. Вторая — в вопросах о необходимом ежемесячном доходе для того, чтобы жить: г) «богато», д) «средне» или е) «бедно». Все шесть переменных будут использоваться в качестве основных предикторов удовлетворенности жизнью. Предполагается, что сравнение с субъективно определяемыми «другими» будет оказывать большее влияние на удовлетворенность жизнью, чем сравнение с заданными доходными группами, а выбор уровня сравнения в качестве наиболее значимого эталона будет зависеть от наличия кризисного опыта 1990-х. Выбор категорий «богатые» и «лучше других» (восходящая логика) должен быть характерен для молодого поколения, не заставшего 1990-е годы, а выбор категорий «бедные» и «хуже других» (нисходящая логика)—для респондентов, сохранивших в памяти этот тяжелый период.
Указанные респондентами суммы были разделены на количество членов домохозяйства. Распределение ответов по всем указанным переменным оказалось сильно скошенным вправо. Чтобы избавиться от резко отклоняющихся наблюдений, использовался критерий Тьюки [Tukey, 1977]. Все кейсы, выходящие за пределы нижних и верхних границ (их оказалось не более 6 %), были удалены из анализа. В результате этой операции максимальные значения снизились (от 35 000 для «жить хуже других» до 450 000 для «жить богато»), минимальные не изменились, а распределение несколько выровнялось.
Для тестирования гипотезы о влиянии травматического жизненного опыта при выборе нисходящей или восходящей стратегии социальных сравнений вся выборка была разделена на две группы: посткризисную (1982—2002 год рождения) и
кризисную (1981 год рождения и старше). В первую группу попали респонденты, которые либо вообще не застали кризиса 1990-х годов с кульминацией в 1998 г., либо были подростками, не достигшими трудоспособного возраста (16 лет). Во вторую — респонденты, пережившие кризис в более старшем возрасте.
Чтобы оценить эффект уровня финансовых притязаний и решить проблему ложных корреляций, необходимо принять во внимание возможное влияние других объясняющих (контрольных) переменных. Так, чрезвычайно важно учесть номинальный доход индивида. Поскольку многие респонденты (53 %) отказались отвечать на вопрос о своем личном месячном доходе, было принято решение рассчитать ежемесячный индивидуальные доход, основываясь на данных РМЭЗ по домохозяйствам. Для этого сумма, указанная при ответе на вопрос «Каким был денежный доход всей Вашей семьи в течение последних 30 дней? Включите сюда все денежные поступления: заработную плату, пенсии, стипендии, любые другие денежные поступления, в т. ч. и в валюте», была разделена на количество членов домохозяйства. Доля пропущенных значений по этой переменной в итоге составила всего 4,5 %.
Важно проконтролировать и ряд региональных экономических характеристик. Жители регионов, где стоимость жизни ниже, могут указывать более низкие суммы, однако это не обязательно говорит о более низком уровне финансовых притязаний. Уровень бедности населения также может повлиять на эффект уровня притязаний, снижая его негативное воздействие. Поэтому в модели были включены потребительские расходы в среднем на душу населения в месяц в рублях за 2016 г. по данным Росстата 4. Для проверки гипотезы о влиянии уровня бедности в регионе на связь между удовлетворенностью жизнью и уровнем притязаний в регрессионный анализ были добавлены межуровневые интеракции с долей населения с денежными доходами ниже прожиточного минимума в регионах (статистика из того же источника).
Наконец, в модели также были включены традиционные для исследований удовлетворенности жизнью контрольные переменные: возраст, пол, уровень образования (6 уровней), семейное положение (дихотомическая переменная, 1 — «состоите в зарегистрированном браке» или «живете вместе»), наличие детей, количество человек в домохозяйстве, статус трудоустройства, размер населенного пункта (дихотомическая переменная, «1»—житель города или областного центра).
Результаты
В целом уровень удовлетворенности жизнью в России довольно высокий (см. рис. 1). Так, почти половина опрошенных частично или полностью удовлетворены своей жизнью, примерно у четверти респондентов средний уровень удовлетворенности — какие-то аспекты жизни их устраивают, а какие-то нет; примерно 27 % указали на отрицательную удовлетворенность жизнью.
В доступной для анализа выборке преобладает городское население (см. табл. 1). Наблюдается значительная вариация в экономических показателях по регионам. Так, средние потребительские расходы для жителей Чувашии составляют
4 Регионы России. Социально-экономические показатели — 2017 г. // Федеральная служба государственной статистики. URL: http://www.gks.ru/bgd/regl/B17_14p/Main.htm (последний доступ: 07.02.2020).
13 097 рублей в месяц, в то время как для москвичей эта цифра выше более чем в три раза — 44 902 рублей.
Рис. 1. Общая удовлетворенность жизнью в России
Что касается основных независимых переменных, то в случае сравнения с «другими» уровень финансовых притязаний в среднем характеризуется более низкими суммами, чем в случае использования категорий достатка (богатые, бедные, живущие средне) (см. табл. 1). Все переменные уровня финансовых притязаний значимо и положительно связаны между собой, однако сила связи варьируется от высокой до слабой (см. табл. 2). Все показатели ожидаемо положительно коррелируют с доходом (г от 0,2 до 0,31), то есть чем выше доход в домохозяйстве на человека, тем выше уровень притязаний, что служит косвенным подтверждением эффекта адаптации. Интересно, что показатели сильнее связаны не внутри блоков, а в зависимости от категории финансовых притязаний. Так, «жить хуже» и «жить бедно» коррелируют на уровне 0,8; «богато» и «лучше», а также «не хуже» и «средне» — на уровне 0,7, что выше остальных корреляций. Также стоит обратить внимание на более высокие показатели связи между умеренными и высокими запросами. То есть представления о среднем уровне и богатстве изменяются синхронно, но представления о бедности более однородны и менее связаны с представлениями о богатстве. Этот вывод подтверждают и данные в таблице 1. Так, стандартные отклонения для вопросов «жить бедно» и «жить хуже» в разы меньше стандартных отклонений для других вопросов этого блока.
Таблица 1. Описательная статистика для основных переменных
N Mean (%) SD Min Max
Индивидуальный уровень
Удовлетворенность жизнью 10 055 3,2 1,1 1 5
Жить богато 7 201 97 670 80 242 4 285 450 000
Жить средне 7 614 39 326 27 367 333 140 000
Жить бедно 7 582 9 921 6 876 0 37 500
Жить лучше 7 195 67 448 55 578 75 300 000
Жить не хуже 7 863 33 275 25 679 50 150 000
Жить хуже 7 442 9 107 6 236 0 35 000
Доход 9 241 18 468 14 358 0 290 000
Образование 10 035 4,55 1,24 1 6
Городской житель 10 055 67 %
Наличие супруга 10 030 52 %
Наличие детей 10 051 78 %
Наличие работы 10 053 51 %
Женский пол 10 055 59 %
Региональный уровень
Средние потреб. расходы 10 055 21 700 8 260 13 097 44 902
% бедных 10 055 13,8 4,2 7,7 24,1
Таблица 2. Коэффициенты корреляции Пирсона между ключевыми независимыми переменными
Лучше Не хуже Хуже Богато Средне Бедно
Жить лучше 1
Жить не хуже 0,8 1
Жить хуже 0,31 0,46 1
Жить богато 0,65 0,54 0,25 1
Жить средне 0,59 0,68 0,39 0,75 1
Жить бедно 0,25 0,38 0,77 0,29 0,45 1
Доход 0,20 0,24 0,31 0,25 0,26 0,28
Обратимся теперь к результатам многоуровневого моделирования. Для начала отметим, что значение ICC для удовлетворенности жизнью равно 0,05, то есть ранее обозначенному установленному минимуму. Это, однако, это означает, что всего 5 % индивидуальных различий в данном показателе субъективного благополучия объясняется проживанием в определенном регионе, то есть в этом отношении Россия географически гомогенна.
Для удобства представления результатов из всех таблиц исключены коэффициенты для контрольных переменных; полные таблицы представлены в Приложении 1. Вначале оцениваются модели для всей выборки, включающие в себя отдельные переменные уровня финансовых притязаний и заявленные
контрольные переменные 5. Как видно из таблицы 3, уровень финансовых притязаний негативно связан с удовлетворенностью жизнью. Статистически значимая негативная зависимость имеет место для всех шести переменных этого концепта. Однако сила эффекта финансовых притязаний значительно уступает силе влияния реального дохода. С другой стороны, она равнозначна или превышает силу эффекта социально-демографических показателей (см. табл. 3 в Приложении 1). После включения одновременно всех шести переменных в модели значимый эффект сохранился только для «жить хуже других».
Из вышесказанного следует, что гипотеза о нисходящей логике сравнения в России соответствует действительности. Однако если разделить выборку на кризисную (1981 год рождения и старше) и посткризисную (1982—2002 год рождения) когорты (см. табл. 4, табл. 5), то становится понятно, что нисходящий эффект сравнения появляется благодаря респондентам с опытом жизни в 1990-е. Так, в таблице 4, где представлены регрессионные модели для опрошенных посткризисной когорты, ни вариант «жить бедно», ни вариант «хуже других» не обнаружили статистической значимости. Для них более характерны сравнения со средним и высоким уровнем. Этот эффект исчезает при одновременном включении всех шести показателей, что может быть результатом мультиколлинеарности 6. Для опрошенных, родившихся в 1981 г. и ранее, ситуация обратная: даже при оценивании всех шести вопросов о финансовых притязаниях категория «жить хуже других» сохраняет свое негативное влияние (см. табл. 5).
Таблица 3. Многоуровневые регрессионные модели для населения в целом
Удовлетворенность жизнью
1 2 3 4 5 6 7
Жить лучше -0,062*** -0,042
Жить не хуже -0,071*** 0,021
Жить хуже -0,075*** -0,105***
Жить богато -0,074*** -0,045
Жить средне -0,040** 0,002
Жить бедно -0,041** 0,035
Доход 0,875*** 0,835*** 0,855*** 0,896*** 0,953*** 0,784*** 0,955***
Контрольные переменные ■ ■ ■ ■ ■ ■ ■
Число наблюдений 6 989 7 616 7 237 6 999 7 383 7 366 5 913
Log Likelihood -361,230 -372,782 -396,434 -350,982 -317,334 -396,529 -278,971
AIC 750,461 773,564 820,867 729,964 662,668 821,058 595,941
Примечание. * p< 0,1; ** p< 0,05; *** p< 0,01.
5 Все переменные в регрессионных моделях перекодированы от 0 до 1 для удобства анализа и интерпретации. Такая процедура не влияет на стандартные ошибки, так как стандартное отклонение привязано к используемой шкале. При этом такая процедура делает идентичными шкалы для всех независимых переменных, что позволяет сравнивать регрессионные коэффициенты, не прибегая к стандартизации.
6 Ни одно из значений VIF не превышает 5 [Hair et al., 2011], однако показатель для «не хуже других» = 3,8, что указывает на умеренную скоррелированность переменных.
Таблица 4. Многоуровневые регрессионные модели для посткризисной когорты
(1982—2002 г. р.)
Удовлетворенность жизнью
1 2 3 4 5 6 7
Жить лучше -0,087*** -0,014
Жить не хуже -0,081** -0,079
Жить хуже -0,037 0,0002
Жить богато -0,081** -0,031
Жить средне -0,054* -0,001
Жить бедно -0,048 -0,031
Контрольные переменные
Число наблюдений 1 799 1 954 1 843 1 817 1 908 1 880 1 563
Log Likelihood 4,545 40,422 -9,482 -11,940 37,641 -5,025 5,498
AIC 18,910 -52,843 46,963 51,880 -47,283 38,049 27,004
Примечание * p< 0,1; ** p< 0,05; *** p< 0,01.
Таблица 5. Многоуровневые регрессионные модели для кризисной когорты (1981 г.р. и ранее)
Удовлетворенность жизнью
1 2 3 4 5 6 7
Жить лучше -0,052** -0,061
Жить не хуже -0,062*** 0,058
Жить хуже -0,084*** -0,129***
Жить богато -0,066*** -0,040
Жить средне -0,034* 0,004
Жить бедно -0,039* 0,050
Контрольные переменные ■
Число наблюдений 5 190 5 662 5 394 5 182 5 475 5 486 4 350
Log Likelihood -304,797 -329,749 -329,915 -279,131 -279,374 -329,308 -245,063
AIC 637,593 687,498 687,831 586,263 586,747 686,616 528,125
Примечание. * p< 0,1; ** p< 0,05; *** p< 0,01.
Мы также предполагали, что отрицательный эффект уровня притязаний на удовлетворенность жизнью будет сильнее для жителей регионов, где бедность менее распространена. Для проверки этой гипотезы первоначальные модели были дополнены параметром «доля населения с денежными доходами ниже прожиточного минимума» (% бедных) и кросс-уровневыми интеракциями (см. табл. 6). Результаты анализа подтверждают наше предположение: в пяти из шести моделей обнаруживается значимый положительный интерактивный эффект, наиболее выраженный для «жить хуже» и «жить бедно». Это означает, что негативный эффект притязаний
нивелируется уровнем бедности в регионе: чем выше доля бедных, тем менее это негативное влияние выражено.
Таблица 6. Многоуровневые регрессионные модели с эффектами интеракции
Удовлетворенность жизнью
1 2 3 4 5 6
Жить лучше -0,121***
Жить не хуже -0,135***
Жить хуже -0,163***
Жить богато -0,132***
Жить средне -0,064**
Жить бедно -0,139***
% бедных 0,080 0,027 0,027 0,074 0,041 0,019
Жить лучше*% бедных 0,167**
Жить не хуже*% бедных 0,185**
Жить хуже*% бедных 0,268***
Жить богато*% бедных 0,168***
Жить средне*% бедных 0,068
Жить бедно*% бедных 0,315***
Контрольные переменные ■ ■ ■ ■ ■ ■
Число наблюдений 6 989 7 616 7 237 6 999 7 383 7 366
Log Likelihood -364,859 -377,434 -397,110 -354,884 -324,405 -393,956
AIC 761,719 786,867 826,219 741,768 680,811 819,911
Примечание. * p< 0,1; ** p< 0,05; *** p< 0,01.
Выводы
Целью проведенного в настоящей статье анализа стало выявление эффекта уровня притязаний и социальных сравнений на общую удовлетворенность жизнью. Предыдущие исследования показали, что уровень притязаний негативно связан с удовлетворенностью жизнью и что социальные сравнения играют в этом немаловажную роль, данная же работа посвящена уточнению этих эффектов. Во-первых, мы исходили из предпосылки, что уровень притязаний не является абсолютной величиной ежемесячного дохода, который индивид желает иметь. Скорее, он формирует на основе социальных сравнений субъективное представление о пространстве благосостояния, имеющем нижние, верхние и средние границы, и в зависимости от своего жизненного опыта стремится приблизиться к верхним или средним, либо отдалиться от нижних. Выборка 25-й волны РМЭЗ НИУ ВШЭ предоставила возможность реконструировать такое пространство. Так, на ее базе стало реальным задать три уровня сравнения: высокий, средний и низкий. Первый реализовывался через вопросы о том, сколько денег респонденту необходимо в месяц, чтобы жить либо «богато», либо «лучше других»; второй — через «жить средне» или «не хуже других»; третий—через «жить бедно» или «хуже других». Более
того, появилась возможность разграничения двух подходов к его формированию: через сравнение с конкретными доходными группами и через соотнесение с «обобщенными другими».
Результаты многоуровневого регрессионного моделирования показали, что в детерминации общей удовлетворенности жизнью все категории уровня притязаний работают в одном — предсказуемо негативном — направлении, однако более выраженным эффектом все же обладают социальные сравнения не с конкретными доходными группами (богатые, бедные или середняки), а с категорией «другие». Таким образом, эталоном сравнения скорее являются не критерии богатства или бедности, а общий уровень жизни в ближнем или дальнем окружении респондента.
Если говорить о конкретных механизмах, влияющих на субъективное благополучие, то для России они варьируются в зависимости от жизненного опыта опрошенных. Для респондентов, переживших социально-экономический кризис 1990-х годов в активном трудоспособном возрасте, характерна ориентация на менее обеспеченные слои (нисходящая логика сравнения). На их субъективное благополучие наибольшее негативное влияние оказала категория «жить хуже других»: чем большую сумму опрошенные указали при ответе на этот вопрос, тем ниже их общая удовлетворенность жизнью. Иными словами, переживание экономических потрясений повлияло на старшие когорты таким образом, что они ставят приоритетом сохранение нажитого. В то же время субъективное благополучие молодежи (1982—2002 года рождения), напротив, зависит от их представлений о богатстве и среднем достатке. На эти критерии они и ориентируются в формировании притязаний и меньше беспокоятся о возможных потерях. Однако для разведения когортных эффектов и эффектов жизненного цикла требуется дополнительный анализ.
Важно отметить и роль регионального контекста. Так, общий уровень бедности в регионе опосредует негативный эффект притязаний: в регионах, где доля бедных выше, он гораздо менее выражен. В заключение также следует обратить внимание на то, что, хотя наш анализ и показал значимое влияние уровня притязаний и социальных сравнений, номинальный доход все же обладает большим влиянием на удовлетворенность жизнью.
Список литературы (References)
Андреенкова Н. В. Сравнительный анализ удовлетворенности жизнью и определяющих её факторов // Мониторинг общественного мнения : Экономические и социальные перемены. 2010. № 5 (99). С. 189—215.
Andreenkova N. V. (2010) Comparative Analysis of Subjective Well-being and its Determining Factors. Monitoring of Public Opinion: Economic and Social Changes. No. 5 (99). P. 189—215. (In Russ.)
Аргайл М. Психология счастья. М. : Прогресс, 1990.
Argyle M. (1990) The Psychology of Happiness. Moscow: Progress. (In Russ.)
Ларин А. В., Филясов С. В. Парадокс Истерлина и адаптация в России // Экономический журнал Высшей школы экономики. 2018. Т. 22. № 1. С. 59—83. http:// doi.org/10.17323/1813-8691-2018-22-1-59-83.
Larin A., Filyasov S. (2018) Adaptation and the Easterlin Paradox in Russia. HSE Economic Journal. Vol. 22. No. 1. P. 59—83. http://doi.org/10.17323/1813-8691-2018-22-1-59-83. (In Russ.)
Родионова Л. А. Парадокс Истерлина в России // Известия Саратовского университета. Новая серия. Серия Экономика. Управление. Право. 2014. Т. 14. № 2/2. C. 386—393.
Rodionova L. A. (2014). Easterlin Paradox in Russia. Izvestiya of Saratov University. New Series. Series: Economics. Management. Law. Vol. 14. No. 2/2. P. 386—393. (In Russ.)
Ball R., Chernova K. (2008) Absolute Income, Relative Income, and Happiness. Social Indicators Research. Vol. 88. No. 3. P. 497—529. https://doi.org/10.1007/ s11205-007-9217-0.
Brickman P., Campbell D. T. (1971) Hedonic Relativism and Planning the Good Society. In: Apley M. H. (ed.) Adaptation-Level Theory: A Symposium. New York: Academic Press. P. 287—302.
Clark A. E., Frijters P., Shields M. A. (2008) Relative Income, Happiness, and Utility: An Explanation for the Easterlin Paradox and Other Puzzles. Journal of Economic Literature. Vol. 46. No. 1. P. 95—144. https://doi.org/10.1257/jel.46.1.95.
Diener E., Lucas R. E. (2000) Explaining Differences in Societal Levels of Happiness: Relative Standards, Need Fulfillment, Culture, and Evaluation Theory. Journal of Happiness Studies. Vol. 1. No. 1. P. 41—78. https://doi.org/10.1023/ a:1010076127199.
Diener E., Oishi S., Lucas R. E. (2003) Personality, Culture, and Subjective Well-Being: Emotional and Cognitive Evaluations of Life. Annual Review of Psychology. Vol. 54. No. 1. P. 403—425. https://doi.org/10.1146/annurev.psych.54.101601.145056.
Duesenberry J. S. (1949) Income Saving and the Theory of Consumer Behavior. Cambridge, MA: Harvard University Press.
Easterlin R. A. (1974) Does Economic Growth Improve the Human Lot? Some Empirical Evidence. In: David P. A., Reder M. W. (eds.) Nations and Households in Economic Growth. New York: Academic Press. P. 89—125. https://doi.org/10.1016/ B978-0-12-205050-3.50008-7.
Easterlin R. A. (1995) Will Raising the Incomes of All Increase the Happiness of All? Journal of Economic Behavior and Organization. Vol. 27. No. 1. P. 35—47. https://doi. org/10.1016/0167-2681(95)00003-b.
Easterlin R. A. (2001) Income and Happiness: Towards a Unified Theory. Journal of Economics. Vol. 111. No. 473. P. 465—484. https://doi.org/10.1111/ 1468-0297.00646.
Falk A., Knell M. (2004) Choosing the Joneses: Endogenous Goals and Reference Standards. The Scandinavian Journal of Economics. Vol. 106. No. 3 P. 417—435. https://doi.org/10.1111/j.0347-0520.2004.00370.x.
Fischer R., van de Vliert E. (2011) Does Climate Undermine Subjective Well-Being? A 58-Nation Study. Personality and Social Psychology Bulletin. Vol. 37. No. 8. P. 1031— 1041. https://doi.org/10.1177/0146167211407075.
Foa R. S., Inglehart R. F., Ponarin E. D., Karabchuk T. S. (2018) Set-Point Theory and Societal Collapse: The Case of Russia. Journal of Happiness Studies. Vol. 19. No. 6. P. 1639—1656. https://doi.org/10.1007/s10902-017-9888-4.
Frijters P., Geishecker I., Haisken-DeNew J.P., Shields M. A. (2006) Can the Large Swings in Russian Life Satisfaction be Explained by Ups and Downs in Real Incomes? The Scandinavian Journal of Economics. Vol. 108. No. 3. P. 433—458. https://doi.org/ 10.1111/j.1467-9442.2006.00459.x.
Gelman A., Hill J. (2006) Data Analysis Using Regression and Multilevel/Hierarchical Models. Cambridge: Cambridge University Press. https://doi.org/10.1017/ CB09780511790942.
Gureev A. S., Ananieva E. D., Rubanovich A. V., Inglehart R. F., Ponarin E. D., Borinskaya S. A. (2018) Association of MAOA-uVNTR Polymorphism with Subjective Well-Being in Men. Russian Journal of Genetics. Vol. 54. No. 5. P. 562—567. https://doi.org/ 10.1134/s1022795418050058.
Hair J. F., Ringle C. M., Sarstedt M. (2011) PLS-SEM: Indeed a Silver Bullet. Journal of Marketing Theory and Practice. Vol. 19. No. 2. P. 139—152. https://doi.org/10.2753/ mtp1069-6679190202.
Inglehart R. (1977) The Silent Revolution. Princeton, NJ: Princeton University Press.
McBride M. (2010) Money, Happiness, and Aspirations: An Experimental Study. Journal of Economic Behavior and Organization. Vol. 74. No. 3. P. 262—276. https://doi. org/10.1016/j.jebo.2010.03.002.
Milanovic B., Jovanovic B. (1999) Changes in the Perception of the Poverty Line during the Depression in Russia, 1993—1996. The World Bank Economic Review. Vol. 13. No. 3. P. 539—559. https://doi.org/10.1093/wber/13.3.539.
Rojas M. (2019) Affluence: More Relative than Absolute. In: Brule G., Suter C. (eds.) Wealth(s) and Subjective Well-Being. Cham: Springer. P. 147—166. https://doi.org/ 10.1007/978-3-030-05535-6_7.
Saris W. E. (2001) What Influences Subjective Well-Being in Russia? Journal of Happiness Studies. Vol. 2. No. 2. P. 137—146. https://doi.org/10.1023/a:1011556429502.
Saris W. E., Andreenkova A. (2001) Following Changes in Living Conditions and Happiness in Post-Communist Russia: The Russet Panel. Journal of Happiness Studies. Vol. 2. No. 2. P. 95—109. https://doi.org/10.1023/a:1011579608121.
Saris W. E., Veenhoven R., Scherpenzeel A. C., Bunting B. (eds.) (1996) A Comparative Study of Satisfaction with Life in Europe. Budapest: Eotvos University Press.
Schor J. B. (1999) The Overspent American: Why We Want What We don't Need. New York: Harper Perennial.
Stutzer A. (2004) The Role of Income Aspirations in Individual Happiness. Journal of Economic Behavior and Organization. Vol. 54. No. 1. P. 89—109. https://doi.org/ 10.1016/j.jebo.2003.04.003.
Tukey J. W. (1977) Exploratory Data Analysis. Reading, MA: Addison — Wesley.
Vendrik M. C.M. (2013) Adaptation, Anticipation and Social Interaction in Happiness: An Integrated Error-Correction Approach. Journal of Public Economics. Vol. 105. P. 131— 149. https://doi.org/10.1016/jjpubeco.2013.06.009.
Zemojtel-Piotrowska M., Piotrowski J. P., Cieciuch J., Adams B. G., Osin E. N., Ardi R., Baltatescu S., Lal Bhomi A., Clinton A., de Clunie G. T., Esteves C., Gouveia V., Hosseini A., Ghaheh H. S., Khachatryan N., Kamble S. V., Kawula A., Liik K., Letovancova E., Cerrato S. M., Mora C. A., Nartova-Bochaver S., Nikolic M., Park J., Paspalanova E., Pek G., Rozycka-Tran J., Khanh H. T.T., Tsubakita T., Vauclair C.-M., Wtodarczyk A., Maltby J. (2017) Measurement Invariance of Personal Well-Being Index (PWI-8) across 26 Countries. Journal of Happiness Studies. Vol. 18. No. 6. P. 1697—1711. https://doi.org/10.1007/s10902-016-9795-0.
Приложение 1
Таблица 1А. Многоуровневые регрессионные модели для населения в целом
Удовлетворенность жизнью
1 2 3 4 5 6 7
Жить лучше -0,062*** -0,042
Жить не хуже -0,071*** 0,021
Жить хуже -0,075*** -0,105***
Жить богато -0,074*** -0,045
Жить средне -0,040** 0,002
Жить бедно -0,041** 0,035
Доход 0,875*** 0,835*** 0,855*** 0,896*** 0,953*** 0,784*** 0,955***
Возраст -0,102*** -0,092*** -0,090*** -0,100*** -0,086*** -0,094*** -0,107***
Работа 0,043*** 0,042*** 0,045*** 0,042*** 0,041*** 0,044*** 0,043***
Образование 0,083*** 0,079*** 0,085*** 0,083*** 0,073*** 0,086*** 0,082***
Наличие детей -0,005 -0,004 -0,008 -0,008 -0,008 -0,007 -0,006
Семейное пол. 0,044*** 0,045*** 0,048*** 0,044*** 0,045*** 0,046*** 0,045***
Житель города -0,031*** -0,027** -0,030*** -0,024** -0,027** -0,026** -0,033***
Пол -0,007 -0,004 -0,004 -0,008 -0,005 -0,005 -0,005
Кол-во членов домохозяйства 0,006*** 0,005** 0,004** 0,006*** 0,007*** 0,005** 0,005**
Средние потреб. расходы 0,006 0,017 0,010 0,00004 0,015 0,006 0,019
Число наблюдений 6 989 7 616 7 237 6 999 7 383 7 366 5 913
Log Likelihood -361,230 -372,782 -396,434 -350,982 -317,334 -396,529 -278,971
AIC 750,461 773,564 820,867 729,964 662,668 821,058 595,941
Примечание. * p< 0,1; ** p< 0,05; *** p< 0,01.
Таблица 2А. Многоуровневые регрессионные модели для респондентов в возрасте от 18 до 34 лет
Удовлетворенность жизнью
1 2 3 4 5 6 7
Жить лучше -0,087*** -0,014
Жить не хуже -0,081** -0,079
Жить хуже -0,037 0,0002
Жить богато -0,081** -0,031
Жить средне -0,054* -0,001
Жить бедно -0,048 -0,031
Доход 0,941*** 1,091*** 0,949*** 0,944*** 0,890*** 0,887*** 0,955***
Возраст -1,185*** -1,166*** -1,191*** -1,198*** -1,174*** -1,156*** -1,222***
Работа 0,051*** 0,051*** 0,058*** 0,056*** 0,055*** 0,056*** 0,056***
Образование 0,124*** 0,126*** 0,121*** 0,127*** 0,127*** 0,123*** 0,141***
Наличие детей 0,041** 0,041** 0,040** 0,037** 0,041** 0,042** 0,039**
Семейное пол. 0,067*** 0,061*** 0,067*** 0,069*** 0,060*** 0,061*** 0,063***
Житель города -0,042** -0,046** -0,051** -0,038* -0,038** -0,042** -0,044**
Пол -0,006 -0,006 -0,003 -0,002 -0,003 -0,001 -0,002
Кол-во членов домохозяйства 0,002 0,003 0,002 0,003 0,003 0,002 0,001
Средние потреб. расходы 0,027 0,035 0,019 0,029 0,038 0,021 0,030
Число наблюдений 1 799 1 954 1 843 1 817 1 908 1 880 1 563
Log Likelihood 4,545 40,422 -9,482 -11,940 37,641 -5,025 5,498
AIC 18,910 -52,843 46,963 51,880 -47,283 38,049 27,004
Примечание. * р< 0,1; ** р< 0,05; *** р< 0,01. Таблица 3А. Многоуровневые регрессионные модели для респондентов старше 34
Удовлетворенность жизнью
1 2 3 4 5 6 7
Жить лучше -0,052** -0,061
Жить не хуже -0,062*** 0,058
Жить хуже -0,084*** -0,129***
Жить богато -0,066*** -0,040
Жить средне -0,034* 0,004
Жить бедно -0,039* 0,050
Доход 0,776*** 0,711*** 0,745*** 0,784*** 0,871*** 0,692*** 0,854***
Возраст 0,140*** 0,145*** 0,136*** 0,133*** 0,144*** 0,139*** 0,117***
Работа 0,092*** 0,088*** 0,091*** 0,089*** 0,086*** 0,090*** 0,088***
Образование 0,085*** 0,081*** 0,087*** 0,085*** 0,076*** 0,088*** 0,079***
Наличие детей 0,044*** 0,046*** 0,042*** 0,041*** 0,037*** 0,041*** 0,045***
Семейное пол. 0,053*** 0,055*** 0,058*** 0,051*** 0,054*** 0,056*** 0,054***
Житель города -0,031** -0,024** -0,029** -0,023* -0,027** -0,026** -0,033**
Пол -0,010 -0,005 -0,007 -0,013 -0,006 -0,008 -0,008
Удовлетворенность жизнью
1 2 3 4 5 6 7
Кол-во членов домохозяйства 0,006** 0,005** 0,004* 0,006** 0,007*** 0,006** 0,006**
Средние потреб. расходы -0,0003 0,008 0,006 -0,010 0,005 0,001 0,015
Число наблюдений 5 190 5 662 5,394 5,182 5,475 5,486 4,350
Log Likelihood -304,797 -329,749 -329,915 -279,131 -279,374 -329,308 -245,063
AIC 637,593 687,498 687,831 586,263 586,747 686,616 528,125
Примечание. * p< 0,1; ** p< 0,05; *** p< 0,01.
Таблица 4А. Многоуровневые регрессионные модели с эффектами интеракции
Удовлетворенность жизнью
1 2 3 4 5 6
Жить лучше -0,121***
Жить не хуже -0,135***
Жить хуже -0,163***
Жить богато -0,132***
Жить средне -0,064**
Жить бедно -0,139***
Доход 0,872*** 0,833*** 0,857*** 0,893*** 0,952*** 0,783***
Возраст -0,001*** -0,001*** -0,001*** -0,001*** -0,001*** -0,001***
Работа 0,043*** 0,042*** 0,045*** 0,042*** 0,041*** 0,043***
Образование 0,083*** 0,078*** 0,085*** 0,083*** 0,073*** 0,086***
Наличие детей -0,005 -0,004 -0,008 -0,008 -0,008 -0,007
Семейное пол. 0,044*** 0,045*** 0,049*** 0,044*** 0,045*** 0,047***
Житель города -0,032*** -0,028*** -0,032*** -0,025** -0,027** -0,027**
Пол -0,007 -0,004 -0,004 -0,008 -0,005 -0,005
Кол-во членов домохозяйства 0,006*** 0,005** 0,004** 0,005** 0,007*** 0,005**
Средние потреб. расходы 0,086 0,064 0,076 0,074 0,056 0,075
% бедных 0,080 0,027 0,027 0,074 0,041 0,019
Жить лучше*% бедных 0,167**
Жить не хуже*% бедных 0,185**
Жить хуже*% бедных 0,268***
Жить богато*% бедных 0,168***
Жить средне*% бедных 0,068
Жить бедно*% бедных 0,315***
Число наблюдений 6 989 7 616 7 237 6 999 7 383 7 366
Log Likelihood -364,859 -377,434 -397,110 -354,884 -324,405 -393,956
AIC 761,719 786,867 826,219 741,768 680,811 819,911
Примечание. * p< 0,1; ** p< 0,05; *** p< 0,01.
