CC BY
76
РАЗДЕЛ 4.
АКТУАЛЬНЫЕ ПРОБЛЕМЫ СТАТИСТИКИ
Ниворожкина Л.И., Арженовский С.В., Сафарова Л.А.
СТАТИСТИЧЕСКОЕ ОЦЕНИВАНИЕ УРОВНЯ НЕРАВЕНСТВА И БЕДНОСТИ РОССИЙСКИХ ДОМОХОЗЯЙСТВ (АЛЬТЕРНАТИВНЫЙ ПОДХОД НА ОСНОВЕ ДЕКОМПОЗИЦИИ КОЭФФИЦИЕНТА ДЖИНИ)
Значительное усиление неравенства в течение десятилетия — одна из причин бедности. Переходный период сопровождался увеличением неравенства во всех важнейших аспектах жизнедеятельности домохозяйств: доходном, имущественном, доступе к образованию и здравоохранению. Это повлекло за собой рост неравенства в доходах и потреблении, внесло вклад в бедность. Трансформационный спад в сфере экономики повлек за собой резкие изменения в уровне благосостояния населения: уровень потребления значительной части населения заметно снизился. Индекс Джини возрос с 0,260 в 1991 до 0,409 в 1994 г., затем несколько снизился, но оставался на весьма высоком уровне по сравнению с большинством европейских стран.
Опасность высокого неравенства состоит в том, что именно уровень дифференциации доходов в общественном сознании ассоциируется с социальной справедливостью. Рост неравенства должен сопровождаться улучшением положения малообеспеченных групп населения. С позиции укрепления социальной стабильности политика доходов и социальной защиты населения должна формироваться таким образом, чтобы доходы наименее обеспеченных групп населения были достаточны для поддержания прожиточного минимума. Только в этом случае рост доходов наиболее обеспеченных групп не будет фактором, увеличивающим социальную напряженность в обществе.
К сожалению, показатели, характеризующие положение социально уязви-
мых групп населения, до конца 90-х гг. имели негативный тренд. Снижение социальных гарантий для населения, их невысокий абсолютный размер, не позволил им стать реальным инструментом материальной поддержки семей, индивидов, попавших в тяжелое материальное положение в период активных рыночных преобразований. К примеру, мало что может гарантировать семье с несовершеннолетними детьми пособие на ребенка в размере 3% от прожиточного минимума.
Неравенство по данным РМЭЗ по номинальному доходу 0,47 в 1998 г., 0,43 в 2000, 0,42 в 2001 и 0,42 в 2002. Неравенство является важным фактором бедности, влияющим на динамику бедности и её восприимчивость к экономическому росту.
Лерман и Юджаки аргументируют, что независимо от степени влияния неравенства на бедность неравенство оказывает негативное влияние на благосостояние. Они предложили метод для оценки социальных программ и социальной политики, отличающийся от традиционных подходов к измерению бедности.
В очень бедных странах экономический рост больше, чем перераспределение доходов, влияет на уменьшение бедности в длительной перспективе.
В качестве основного инструмента анализа они использовали коэффициент (индекс) Джини, обладающий многими полезными свойствами для анализа социальной политики.
Стандартный коэффициент Джини есть специальный случай более общего семейства мер неравенства, известных
как расширенный Джини, который может отражать различные предпочтения при принятии политических решений (более или менее в пользу бедных), когда оцениваются степень неравенства и воздействия различных программ и политики на неравенство. Более точно, расширенный Джини может принимать во внимание различные социальные преференции в терминах веса различных частей распределения доходов при измерении неравенства. Это важно для обеспечения гибкости в оценке программ развития и политики. Недостаток гибкости имеет место при применении стандартного коэффициента Джини, чей вес фиксирован и увеличивается на моде или медиане распределения. Для обеспечения возможностей оценки, в котором выигрывают все члены общества, принятые во внимание, хотя взвешенные различно, лица принимающие решения смогут использовать расширенный Джини вместо стандартного. Вес, приписанный разным группам населения, может варьировать от ситуации, в которой только благосостояние беднейших членов общества имеет значение, к полной индифферентности по отношению к неравенству. Как и обычный Джини, расширенный базируется на площади между линией 45° и кривой Лоренца.
Ютжаки аргументирует, что поскольку по определению кумулятивные распределения бедных и богатых не пересекаются, то можно осуществить декомпозицию любого индекса неравенства на:
- неравенство среди бедных;
- неравенство среди не бедных («богатых»);
- межгрупповое неравенство (неравенство бедных против богатых).
Эта декомпозиция обеспечивает добавочную информацию, полезную в анализе бедности.
Ограничение распределения только линией бедности часто ответственно за ограничения в возможностях анализа приложений политики уменьшения бедности.
Существует много выигрышей от использования этой декомпозиции. На-
пример, представим, что наблюдается рост бедности, который может быть следствием ухудшения в статусе бедных или альтернативно несоответствующей подгонкой линии в ответ на относительные изменения цен. Предположим, что линия бедности была неосторожно увеличена. Число бедных выросло, и выросло неравенство среди них, и интервал бедности и межгрупповое неравенство выросло. Естественное заключение из этого — рост бедности. Но взгляд на остаток распределения может изменить наше заключение.
Индекс Джини и источники декомпозиции. Для анализа влияния различных источников дохода на неравенство в душевых доходах применяется декомпозиция коэффициента Джини, предложенная Лерманом и Ютжаки [1]. Обозначим общий душевой доход домохозяйства как у, кумулятивную функцию распределения этого дохода — как F(y), которая принимает значение 0 для самого бедного домохозяйства и значение 1 для самого богатого. Средний душевой доход домохозяйства обозначим как У. Коэффициент Джини может быть разложен следующим образом:
Оу, = 2соу [ у^ (у)] / у
где ОУ — индекс Джини для общего душевого дохода, Ог — Джини для дохода уг из источника г, — доля общего дохода
полученного из источника г и Яг — корреляция Джини между доходом из источника г и общим доходом. Корреляция Джини определяется как
F (у)] /соу [ у, F (у)]
где F(yi) — функция кумулятивного распределения душевых доходов из источника г.
Корреляция Джини Яг принимает в интервале от -1 до 1. Такие источники, как доходы от собственности, которые обычно имеют тенденцию к сильной и положительной корреляции с общим доходом, будут иметь значительную положительную Джини корреляцию. Доходы из таких источников, как трансферты, имеют тенденцию иметь меньшую и воз-
можно отрицательную корреляцию Джини. Абсолютный вклад источника дохода г в неравенство в общем душевом доходе есть £1Я1О1.
Эта декомпозиция предлагает простой путь оценки воздействия на неравенство в общем доходе предельных процентных изменений одинаковых для всех домохозяйств в доходе из определенного источника. Как показал Ютжаки воздействие для всех домохозяйств увеличения дохода из источника г в этом случае такое, что уг умножается на (1+ег), где ег стремится к нулю, есть
дОу
де;
S,{R,GI - о,)
Это уравнение может быть переписано для того, чтобы показать, что процентные изменения в неравенстве вследствие предельных процентных изменений в доходе из источника равны тому, что источники вносят в Джини, минус их вклад в общий доход. Другими словами, для оценки предельного перераспределительного воздействия источника дохода используется не индекс Джини для этого источника, а величина Я О , которую называют «псевдо» Джини. Альтернативно,
обозначив П= ЯО/ Оу, так называемая доходная эластичность Джини (О1Е) для источника г, предельные процентные изменения в источнике дохода из источника г идентичные для всех домохозяйств на Джини для общего дохода в процентных терминах есть: дОу /де, МО,
Оу Оу .
Отсюда процент увеличения в доходе из источника с О1Е меньше (больше) чем единица будет уменьшать (увеличивать) неравенство в душевом доходе. Чем меньше О1Е, тем больше перераспределительное воздействие. О1Е источника дохода г может быть записано как:
п = СОУ^^уЙд!
где хг — источник душевого дохода г, у — душевой доход и £ есть доля источника дохода г.
Отношение ковариаций есть инструментальная переменная оценки наклона кривой Энгеля источника дохода г по отношению к доходу у с инструментом F(y). Отсюда отношение ковариаций может быть интерпретировано как наклон (или предельная склонность) кривой Энгеля от х по у. £ есть средняя склонность доходной эластичности кривой Энгеля. В то же время О1Е есть доходная эластичность Джини по отношению к увеличению дохода из источника г.
Такая же декомпозиция может быть применима к расширенному Джини, использующему параметр V для подчеркивания различных частей распределения. Чем больше вес, тем более подчеркивается, что размещается на нижней части распределения (п=2 для стандартного индекса Джини):
-V ООУ (у, [1 - Р (у)У 1
У
Следующая декомпозиция представляет инструмент оценки воздействия инструментов политики на индекс Джини и его компоненты. Предположим, что общество разделено на две группы
- бедные, чей доход у<2 (2 — линия бедности),
- богатые, чей доход у>2.
Легко показать, что коэффициент
О,,
Джини
уо
для дохода у состоит из:
О о = гР$Урр + рг$>угОуг + О*
5
О
где уг означает коэффициент Джини для доходов у, и г=(о — для всего населения, р — для бедных, г — для бедных), Рг — доля группы в населении,
£ . = Ру / у
у 11 0 — доля группы в общем
доходе
венство.
Уо
оь _
межгрупповое нера-
Заметим,
что
и
т.е.
Pr = 1 - Pp Т Gb = Pp - Syp
г р . Так же р ур ^
межгрупповое неравенство равно доле бедных в населении минус их доля в до-
Gb
ходе. ^ — возрастающая (убывающая) функция линии бедности, зависящая от
Z < (>)У ГЛ того, является ли \ /уо. Отсюда для
Gb
всех практических целей ^ — возрастающая функция линии бедности. Этот результат должен быть рассмотрен с предостережением, поскольку рост неравенства среди бедных и рост межгруппового неравенства могут быть просто результатом (неумышленным) роста линии бедности.
Окончательно может быть показано, что воздействие мер политики на неравенство есть функция из всех эффектов каждого компонента в неравенстве как:
PrSrGr
WP = о Р ^ = “о^
G
ъ
w = G
G0
5
где Wi — доля этих компонент в коэффициенте Джини. Из уравнений ясно следу-
w + w + wъ = 1 ет, что р г .
Типичный пример весов следующий: если Рр=0,3 и £р=0,05, то Gъ= 0,3-
0,05=0,25 и общий Джини, который меньше 0,5, означает что wъ>0,5. Если
G < G w
р 0 мы получим р<0,015. Ясно,
что в этом случае львиная доля веса задана межгрупповым неравенством. Отсюда интерес к декомпозиции для того, чтобы пролить больше света на распределение среди бедных.
Согласно [2, 3] общая доходная эластичность Джини может быть разложена как:
wpSp wS
По = П р + Пг + Щ Пъ
S0
S0
Последнее уравнение представляет общую доходную эластичность Джини как взвешенную сумму внутри и меж-
групповой эластичностей. Каждая из компонент доходной эластичности интерпретируется как и общая эластичность. Например, если пр>1, то увеличение i-го источника дохода увеличивает индекс Джини (доходное неравенство) среди бедных.
В работе использованы данные Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения (КЬМБ) (2000-2005 гг.), содержащие информацию социально-демографического характера, и данные о доходах и расходах домашних хозяйств и индивидов.
Объектом анализа являются домохозяйства, в которых выделяется глава домохозяйства (по данным индивидуального вопросника) как лицо, получающее наибольший индивидуальный доход. В рамках каждого домохозяйства фиксируются индивидуальные характеристики главы домохозяйства: возраст, пол, образование, брачный статус, а также число членов и структура домохозяйства, число несовершеннолетних детей, статус в занятости, сектор экономики. Поскольку в такой ситуации домохозяйства с различным числом членов имеют одинаковый вес, что нерезонно, то для анализа и декомпозиции бедности массив домохозяйств «растягивается» по числу членов домохозяйства.
В качестве индикатора благосостояния домохозяйства на основе информации как индивидуальных вопросников, так и вопросника для домохозяйства сформирован показатель располагаемых ресурсов домохозяйства, включающий в себя кроме денежных доходов оценку натурального потребления из различных источников:
1. Зарплата и натуральные выплаты: включает зарплату и натуральные выплаты по основному, по дополнительному месту работы и зарплату за приработки.
2. Пенсии.
3. Стипендии.
4. Пособия: включают пособия по безработице, дотации на топливо.
5. Помощь: межсемейные трансферты, помощь благотворительных и дру-
гих организаций. Начиная с 2000 г. сюда включается и помощь государственных социальных органов, кроме пенсий и детских пособий.
6. Доходы от продажи и сдачи в аренду личного имущества.
7. Доходы от ЛПХ, включая оценку натурального потребления продукции ЛПХ.
8. Другие доходы: включают доходы от вложения капитала, выплаты по страховкам, деньги от возврата долгов и деньги, взятые в долг.
9. Алименты.
10. Пособия на детей.
Домохозяйства, у которых ни одна
статья доходов не указана, из анализа ис-ключены1. Бедными домохозяйствами считаются те, душевые располагаемые ресурсы которых ниже линии бедности, представляющей собой 50% от средних душевых располагаемых ресурсов домохозяйств. Такой подход не свободен от недостатков, но позволяет отследить динамику бедности за десятилетний период на базе неизменной дефиниции. Для обеспечения сравнительного анализа в различные периоды времени была проведена гармонизация дефиниции текущих доходов домохозяйств в различных раундах КЬМБ.
Рассмотрим табл. 1 приложения,
представляющую декомпозицию коэффициента Джини для душевых располагаемых ресурсов домохозяйств. Линия бедности составляет 50% от этих ресурсов. Для каждого года первая строка представляет собой долю индивидов, которые являются бедными согласно принятой дефиниции и не бедными (богатыми). Следующая строка представляет средние значения для душевых располагаемых
1 К статьям доходов, которые из года в год присутствуют в мониторинге, иногда добавляются новые. В частности, отличия в формировании доходов/расходов по волнам включают в себя:
- до 2002 года включительно пособия на детей до полутора лет не выделяются отдельно;
- до 2001 года включительно нет данных по субсидиям на оплату жилья и ЖКХ;
- данные по монетизации льгот есть только для 2005 г.
ресурсов в каждой группе. Превышение средних душевых ресурсов богатых над бедными снижалось до 2002 г., затем выросло и снизилось до минимума в 2005 г. Третья строка представляет коэффициент Джини, значения которого демонстрируют весьма высокий уровень неравенства и имеют волнообразную форму: снижение до 0,46 в 2001, повышение в 2003 до 0,47 и снижение до 0,42 в 2005 г. Однако если рассмотреть значения Джини отдельно для бедных и богатых, то видно, что выявленная «волна» характерна лишь для богатых. Коэффициент Джини среди бедных варьирует гораздо меньше. Неравенство среди бедных за исследуемый период снизилось до 0,21, а среди богатых до 0,42. Межгрупповое неравенство в анализируемом интервале изменялось с 0,15 до
0,12.
Значимым для анализа социальной политики представляется то, что вес, приписанный неравенству среди бедных, не превышает 0,4% общего веса, что означает, что вклад неравенства среди бедных в общее неравенство пренебрежительно мал. Однако это не означает, что бедность не оказывает влияния на общее неравенство. Её воздействие выражается в весе, приписанном неравенству между группами, который варьировал от 29% до 31%.
Тенденции изменения вкладов двух групп населения в неравенство указывают на то, что среди богатых они убывали до 2001 г., а затем до 2004 г. возрастали. Вклады бедных имеют пик в 2001 г., а затем резко снижаются. Тенденции вкладов межгруппового неравенства сходны с теми, что демонстрируют бедные, то есть противоположные тем, что выявлены среди богатых.
Зная долю каждой компоненты дохода, можно предпринять анализ эффективности государственной социальной политики по каждой компоненте неравенства. Параметр, отражающий этот эффект, есть эластичность по доходу коэффициента Джини. Поясним смысл этой эластичности на следующем примере: предположим правительство повысило цену
на некоторый предмет потребления на несколько процентов. Как это отразится на индексе неравенства Джини (и соответственно на уровне экономического благосостояния)? Если доходная эластичность (Джини) равна (больше или меньше) единице, то рост цены не повлияет (увеличит, уменьшит) неравенство. Это правило, которое традиционно применяется для объяснения эластичности по доходу предметов потребления, пригодно так же и для доходной эластичности Джини. Декомпозиция доходной эластичности среди бедных, богатых и между ними позволяет увидеть эффект роста цен и субсидий на неравенство среди бедных, богатых и между ними.
Табл. 2 приложения представляет декомпозицию доходной эластичности Джини для компонент душевых располагаемых ресурсов.
Первый столбец представляет эластичность Джини по заработной плате, которая близка к единице в обеих группах. Однако среди бедных она была немного ниже единицы, среди богатых — выше, что означает, что одинаковая по размеру прибавка этой компоненты каждому члену домохозяйства будет незначительно уменьшать неравенство среди бедных и увеличивать среди богатых. Эластичность межгруппового неравенства так же близка к единице.
В общем наборе данных пенсии являются компонентой, снижающей неравенство среди домохозяйств. Однако при декомпозиции неравенства выяснилось, что рост пенсий в течение всего интервала вел к увеличению неравенства среди бедных и снижению его среди богатых. Межгрупповая компонента меньше единицы, что свидетельствует о том, что рост пенсий сокращает разрыв между богатыми и бедными. Этот результат можно объяснить тем, что домохозяйства пенсионеров группируются возле линии бедности: среди бедных они — наиболее состоятельные, а среди богатых — ближе к бедным.
Рост детских пособий уменьшает неравенство и среди бедных, и среди бо-
гатых. Межгрупповое неравенство указывает на то, что рост пособий сокращает разрыв между богатыми и бедными, более того, процесс сглаживания несколько ускорился после 2000 г. Таким образом, результаты свидетельствуют о том, что программа выплаты детских пособий распределяется в основном среди населения, находящегося ниже черты бедности, и среди не бедных («богатых»), группирующихся возле линии бедности.
Рост пособий по безработице и дотаций на топливо является фактором, снижающим неравенство и среди богатых, и среди бедных. Эти виды пособий вели к росту неравенства 2005 г. (этот вывод может быть подвергнут сомнению, поскольку часть значений является статистически незначимой). Межгрупповое неравенство также указывает на то, что рост этих видов пособий сокращает неравенство между богатыми и бедными.
Компонента помощи, включающая межсемейные трансферты, помощь от благотворительных организаций и с 2001 г. бенефиты от органов социальной защиты (кроме детских пособий), является компонентой, увеличивающей неравенство как среди бедных, так и среди богатых. Однако её характер различен для бедных и богатых. Для бедных эта компонента увеличивала неравенство в 2004 и 2005 гг. Среди богатых она либо являлась фактором снижения неравенства, либо нейтральным к росту компоненты. Межгрупповое неравенство в течение всего периода было близко к единице.
Анализ неравенства среди двух не-пересекающихся групп домохозяйств: бедных и не бедных выявил, что в течение всего периода вклады в общее неравенство бедных были пренебрежительно малы (0,4%), в то время как вклады в межгрупповое неравенство достигали 33%. Это весьма важное обстоятельство для обоснования политики перераспределения доходов с целью снижения бедности.
Динамика эластичности коэффициента Джини по заработной плате позволила выявить, что изменения заработной
платы в течение 2000-2005 ги/ не меняли существенно неравенство ни среди бедных, ни среди состоятельных домохозяйств, ни между этими группами.
Рост пенсий в течение всего периода вел к снижению неравенства среди состоятельных домохозяйств и росту неравенства среди бедных. Более того, рост пенсий сокращал разрыв между бедными и не бедными домохозяйствами. Это подтверждает, что, во-первых, пенсионеры являются пограничной к черте бедности группой, во-вторых, указывает на то, что индексация пенсий в течение исследуемого периода являлась единственным реальным инструментом сокращения бедности.
Все виды пособий и помощи демонстрируют крайне низкий вклад в неравенство. Более важным представляется то, что сходный характер эластичности ко-
эффициента Джини по этим видам выплат как среди бедных, так и среди состоятельных домохозяйств свидетельствует о неэффективности подобных программ в борьбе с бедностью.
Библиографический список
1. Lerman, R., Yitzhaki S. (1985). Income Inequality Effects by Income Source: A New Approach and Applications to the United States, The Review of Economics and Statistics, Vol. 67 (1), pp. 151-156.
2. Wodon, Q., and S. Yitzhaki. (2001). Inequality and Social Welfare. In J. Klug-man, editor, Poverty Reduction Strategies Source Book, World Bank, Washington, D.C.
3. Yitzhaki S. (2002). Do we need a separate poverty measurement? European Journal of Political Economy, Vol. 18, 61-85.
Приложение
Таблица 1. Компоненты коэффициента Джини по доходам
Год Линия бедности, руб. Показатель Все население Бедные Богатые Межгрупповое неравенство
2000 455 Доля населения 1098б 0,1858 0,8142
Средний доход 132б,50 282,бб 15б4,б8
Коэффициент Джини 0,4бб4 0,2234 0,4073 0,14б2
Доля в общем Джини 1 0,0035 0,б829 0,3135
2001 бб7 Доля населения 12259 0,1957 0,8043
Средний доход 1922,б7 411,89 2290,25
Коэффициент Джини 0,4б22 0,2313 0,3978 0,1538
Доля в общем Джини 1 0,0041 0,бб32 0,3327
2002 S75 Доля населения 12б35 0,17б7 0,8233
Средний доход 2492,9б 555,1б 2908,72
Коэффициент Джини 0,4489 0,2239 0,3919 0,1374
Доля в общем Джини 1 0,0035 0,б904 0,30б0
2003 1090 Доля населения 12755 0,1790 0,8210
Средний доход 3348,32 б81,45 3929,72
Коэффициент Джини 0,4772 0,2248 0,4211 0,142б
Доля в общем Джини 1 0,0031 0,б981 0,2988
2004 1315 Доля населения 12SS2 0,1570 0,8430
Средний доход 4083,8б 857,1б 4б84,99
Коэффициент Джини 0,4717 0,215б 0,4251 0,1240
Доля в общем Джини 1 0,0024 0,7347 0,2б30
2005 1733 Доля населения 123S3 0,1б01 0,8399
Средний доход 47б2,б3 1108,18 5459,02
Коэффициент Джини 0,4194 0,2131 0,3б52 0,1228
Доля в общем Джини 1 0,0030 0,7041 0,2929
Показатель Год Зарплата и натуральные выплаты Пенсия Стипендия Пособия Помощь Доходы от продажи и сдачи в аренду личного имущества Доходы от ЛПХ Другие доходы Алименты Пособия на детей
Все население 2000 1,05 (0,010) 0,09 (0,003) 0,62 (0,0001) 0,48 (0,0003) 1,24 (0,004) 1,75 (0,005) 1,47 (0,004) 1,64 (0,007) 0,78 (0,0004) 0,14 (0,0004)
Бедные 0,76 (0,024) 1,32 (0,025) 0,89* (0,001) 0,94’ (0,002) 1,42 (0,007) 0,96’ (0,001) 1,14’ (0,006) 1,44 (0,008) 0,45 (0,002) 0,30 (0,004)
Богатые 1,06 (0,013) -0,22 (0,004) 0,56 (0,0002) 0,31 (0,0004) 1,33 (0,005) 1,92 (0,007) 1,58 (0,005) 1,83 (0,011) 0,77 (0,0004) 0,11 (0,0005)
Между группами 1,04 0,71 0,77 0,84 1,03 1,26 1,17 1,15 0,88 0,23
Все население 2001 1,07 (0,006) 0,18 (0,002) 0,45 (0,0001) 0,48 (0,0003) 1,04* (0,002) 1,81 (0,004) 1,45 (0,005) 1,60 (0,005) 0,67 (0,0003) -0,19 (0,0003)
Бедные 0,91 (0,018) 1,33 (0,019) -0,13 (0,002) 0,80’ (0,002) 1,09’ (0,004) 0,82’ (0,002) 0,92’ (0,004) 1,01* ("0,004) 0,67* (0,001) -0,32 (0,003)
Богатые 1,08 (0,010) -0,10 (0,004) 0,50 (0,0002) 0,30 (0,0003) 1,06* (0,002) 2,06 (0,005) 1,57 (0,006) 1,77 (0,007) 0,53 (0,0004) -0,08 (0,0003)
Между группами 1,05 0,72 0,46 0,84 0,99 1,21 1,15 1,16 0,94 -0,44
Все население 2002 1,08’ (0,011) 0,18 (0,003) 0,22 (0,0001) 0,27 (0,0004) 1,07’ (0,005) 1,96 (0,011) 1,39 (0,003) 1,73 (0,008) 0,64 (0,0003) -0,06 (0,0002)
Бедные 1,03* (0,018) 1,10* (0,020) 0,25 (0,002) 1,23* (0,003) 0,89* (0,005) 1,67 (0,003) 1,14* (0,003) 0,51 (0,005) -0,10 (0,002) -0,07 (0,004)
Богатые 1,08 (0,012) -0,06 (0,004) 0,25 (0,0002) 0,06 (0,0004) 1,07* (0,002) 2,23 (0,009) 1,49 (0,004) 1,92 (0,008) 0,47 (0,0004) 0,03 (0,0004)
Между группами 1,06 0,69 0,21 0,72 1,04 1,22 1,12 1,19 1,05 -0,24
Все население 2003 0,99’ (0,010) 0,14 (0,003) 0,33 (0,0001) 0,21 (0,0003) 1,23’ (0,005) 1,93 (0,010) 1,35 (0,003) 1,75 (0,008) 0,36 (0,0002) -0,09 (0,0002)
Бедные 1,06’ (0,020) 1,00* (0,019) -0,03 (0,001) 1,00* (0,004) 1,06’ (0,005) 2,11 (0,002) 0,64 (0,004) 0,96* (0,004) 1,84 (0,002) -0,23 (0,002)
Богатые 0,97’ (0,013) -0,12 (0,005) 0,22 (0,0001) 0,03 (0,0004) 1,30’ (0,006) 2,16 (0,015) 1,42 (0,004) 1,94 (0,010) 0,26 (0,0003) -0,17 (0,0003)
Между группами 1,03 0,69 0,60 0,61 1,05 1,23 1,14 1,19 0,58 0,05
Все население 2004 0,96* (0,01 7) 0,09 (0,004) 0,33 (0,0001) 0,10 (0,0004) 1,10* (0,003) 1,97 (0,021) 1,23 (0,003) 1,84 (0,010) 0,41 (0,0003) -0,04 (0,0003)
Бедные 1,00' (0,018) 1,08* (0,018) 0,69* (0,001) 0,79* (0,003) 0,75' (0,007) 1,42* (0,002) 0,66* (0,005) 1,19* (0,005) 2,03 (0,004) 0,32 (0,004)
Богатые 0,93 (0,021) -0,12 (0,006) 0,12 (0,0002) -0,11 (0,0006) 1,14’ (0,004) 2,17 (0,028) 1,25 (0,003) 2,01 (0,015) 0,37 (0,0004) 0,04 (0,0003)
Между группами 1,02 0,67 0,95 0,68 0,98 1,23 1,12 1,22 0,55 -0,26
Все население 2005 1,04 (0,008) 0,19 (0,002) 0,43 (0,0002) 0,37 (0,0006) 1,13’ (0,003) 1,59 (0,002) 0,86 (0,002) 2,02 (0,007) 0,43 (0,0003) -0,11 (0,0003)
Бедные 0,98’ (0,021) 1,14 (0,019) 2,05 (0,003) 1,42 (0,007) 0,50 (0,006) 1,36’ (0,002) 0,71’ (0,004) 0,11 (0,004) 2,08 (0,003) -0,51 (0,002)
Богатые 1,02' (0,011) -0,01 (0,004) 0,42 (0,0002) 0,21 (0,0009) 1,17’ (0,003) 1,72 (0,003) 0,79 (0,002) 2,28 (0,010) 0,29 (0,0004) -0,16 (0,0004)
Между группами 1,05 0,65 0,49 0,77 1,02 1,18 1,04 1,25 0,75 -0,04
Примечание. В круглых скобках бустреиные стандартные ошибки. Знаком * помечены не значимые на 5% уровне эластичности в предположении нормальности асимптотического распределения оценок.
Показатель Год Зарплата и натуральные выплаты Пенсия Стипендия Пособия Помощь Доходы от продажи и сдачи в аренду личного имущества Доходы от ЛПХ Другие доходы Алименты Пособия на детей
Все население 2000 0,571 0,161 0,003 0,007 0,048 0,028 0,072 0,099 0,005 0,009
Бедные 0,492 0,334 0,005 0,010 0,043 0,002 0,028 0,046 0,008 0,034
Богатые 0,574 0,153 0,003 0,006 0,048 0,029 0,074 0,101 0,004 0,008
Все население 2001 0,609 0,163 0,002 0,008 0,032 0,023 0,063 0,090 0,004 0,007
Бедные 0,500 0,333 0,006 0,013 0,033 0,005 0,030 0,035 0,004 0,042
Богатые 0,614 0,156 0,002 0,008 0,031 0,024 0,065 0,092 0,004 0,005
Все население 2002 0,629 0,167 0,002 0,011 0,034 0,035 0,030 0,082 0,005 0,007
Бедные 0,503 0,346 0,007 0,022 0,029 0,009 0,017 0,027 0,004 0,038
Богатые 0,634 0,159 0,002 0,010 0,035 0,036 0,030 0,084 0,005 0,006
Все население 2003 0,583 0,148 0,002 0,013 0,041 0,056 0,047 0,102 0,004 0,006
Бедные 0,513 0,327 0,004 0,032 0,033 0,006 0,023 0,028 0,009 0,027
Богатые 0,585 0,141 0,002 0,012 0,041 0,058 0,048 0,104 0,003 0,005
Все население 2004 0,596 0,134 0,002 0,012 0,034 0,055 0,034 0,124 0,004 0,005
Бедные 0,542 0,303 0,004 0,025 0,036 0,006 0,018 0,023 0,012 0,031
Богатые 0,598 0,129 0,002 0,011 0,033 0,057 0,034 0,128 0,004 0,005
Все население 2005 0,636 0,148 0,002 0,023 0,035 0,012 0,027 0,109 0,005 0,004
Бедные 0,529 0,318 0,006 0,041 0,032 0,005 0,024 0,018 0,008 0,019
Богатые 0,640 0,142 0,002 0,022 0,035 0,012 0,027 0,113 0,005 0,004
