CC BY-NC-ND
53
Взгляд из регионов
УЯ Все регионы особенные. Но один регион для всех нас особеннее прочих. Это Новосибирск. Публикуемая работа новосибирских коллег посвящена мобильности по доходам как механизму трансформации неравенства в России 1990-х гг. Статья готовится к публикации в журнале «Проблемы прогнозирования».
Постановка проблемы. Неравенство в распределении доходов является частью экономической реальности любой страны. Оно постоянно находится в поле зрения исследователей и политиков и периодически становится предметом острых социально-политических дискуссий. Не составляет исключения в этом отношении и Россия, где за последнее десятилетие произошли значительные перемены в данной области. Либеральные экономические реформы сопровождались существенным снижением уровня жизни населения в среднем и ростом социально-экономической дифференциации. Растущее экономическое неравенство стало серьезным испытанием и для населения, и для власти.
Для того чтобы эффективно реагировать на рост неравенства, экономическая и социальная политика должны опираться на полное и адекватное представление о том, как формируется это неравенство, какие группы населения (малооплачиваемые, средние, высокооплачиваемые) благодаря мобильности по доходам делают наибольший вклад в изменение неравенства в распределении доходов. Понять роль перемещений различных групп населения на шкале по доходам в формировании неравенства тем более важно, что от этого зависит оценка результатов и выбор вариантов социально-экономической политики. Например, увеличение неравенства вследствие роста доходов высококвалифицированных и высокооплачиваемых групп населения за счет увеличения отдачи от вложений в человеческий капитал может быть расценено как позитивная тенденция, закреплению которой нужно способствовать. В то же время одновременный рост вклада в изменение неравенства и малообеспеченных, и высоко обеспеченных говорит об углублении социального расслоения и ведет к росту социальной напряженности, препятствуя экономическому росту, что подтверждается расчетами как отечественных, так и зарубежных исследователей [Шевяков, Кирута 1998; Perotti 1993 и др.]. В этом случае будет действенным другой набор мероприятий социальной политики. Таким образом, выбирая тот или иной способ регулирования неравенства, необходимо принимать во внимание не только изменение величины неравенства, но и особенности этого процесса.
ВЛИЯНИЕ МОБИЛЬНОСТИ НАСЕЛЕНИЯ ПО ДОХОДАМ НА ИЗМЕНЕНИЕ НЕРАВЕНСТВА
Богомолова Татьяна Юрьевна
bogtan@ieie.nsc.ru
Тапилина Вера Сергеевна
tapilina@ieie.nsc.ru
Ростовцев Петр Симонович
rostov@ieie.nsc.ru
Институт экономики и организации промышленного производства Сибирского отделения РАН
Проблема социально-экономического расслоения нашла достаточно широкое отражение в работах отечественных исследователей [Можина 1995; Суринов 2000, Суворов, Ульянова 1997; Суворов 2001 и др.]. Замысел исследования, результаты которого изложены в данной статье, заключается в том, чтобы показать «анатомию» изменения неравенства. Исходная посылка нашего исследования состоит в том, что именно перемещения индивидов или домохозяйств на шкале по доходам (мобильность по доходам) могут приводить как к сохранению, так и к увеличению или уменьшению неравенства. Иначе говоря, мобильность населения по доходам представляет собой механизм трансформации неравенства в распределении доходов, а особенности мобильности тех или иных доходных групп определяют тип динамики неравенства.
Что же происходило в 1990-е гг. в России? Была ли связана динамика неравенства в большей мере с изменением доходов одних групп, чем других? И если это так, то каких именно групп?
Увеличение дифференциации в принципе могло происходить в виде, во-первых, «поляризации», когда бедные беднели, а богатые богатели; во-вторых, - однополюсной динамики, когда или бедные беднели, или богатые богатели при сохранении относительно стабильного положения на шкале доходов остальных доходных групп. Уменьшение дифференциации могло происходить как за счет того, что одновременно богатые беднели, а бедные становились богаче («конвергенция» ), так и за счет либо того, либо другого процесса при сохранении относительно стабильного положения остальных доходных групп. Отсутствие изменения неравенства могло быть, например, результатом того, что обогащение и обеднение происходило по принципу замещения.
С точки зрения социальной политики небезразлично, какой тип динамики неравенства имел место в стране в последние годы и насколько он соответствует перспективным целям и задачам национального развития.
Как может быть описана связь между мобильностью по доходам и изменением неравенства?
На основе здравого смысла можно утверждать, что причиной любого изменения неравенства в постоянной совокупности объектов является изменение (увеличение или уменьшение) доходов части объектов. В то же время надо отметить, что изменение
8 Термины «поляризация» и «конвергенция» для обозначения типов динамики в известной мере условны, поскольку используются в экономической литературе и в других смыслах. Например, термин «поляризация» может иметь несколько смыслов. В нашем исследовании под поляризацией понимается процесс одновременного удаления от «середины» распределения объектов, находящихся по правую и левую сторону от этой «середины». Здесь принимается во внимание, прежде всего, увеличение дисперсии распределения вследствие центробежного процесса. Другой подход к пониманию «поляризации» предложен Х.-М. Эстебаном и Д. Рэем [Esteban and Ray 1994]. Они рассматривают поляризацию как состояние общества, разделенного на кластеры, с высокой степенью внутригрупповой гомогенности по набору базовых характеристик, и высокой степенью гетерогенности между кластерами по этим же характеристикам. При этом подходе делается акцент прежде всего на кластеризации объектов вокруг локальных средних по замеряемым социально-экономическим характеристикам, а не на величине различий этих средних. Х.-М. Эстебан и Д. Рэй считают, что предложенная ими концепция поляризации «фундаментально отличается от концепции неравенства». Они отмечают, что поляризация может наблюдаться в обществах как с низким, так и с высоким уровнем неравенства, являясь сама по себе потенциальным источником социальной напряженности и конфликта.
доходов не обязательно приводит к изменению неравенства в совокупности. Но если изменение неравенства произошло, это означает, что имела место мобильность. Таким образом, между мобильностью и изменением неравенства имеется связь, которую, однако, не следует искать в корреляции «объемных» показателей мобильности и неравенства - например, «чем больше мобильность, тем больше неравенство».
Мы основываемся на том, что в один и тот же период времени мобильность одних групп населения может увеличивать неравенство, а других - уменьшать и, следовательно, соотношение именно этих противоположных тенденций будет определять тип динамики неравенства: увеличение, уменьшение, неизменность. Суть нашей работы заключается в том, чтобы проверить эмпирически это теоретическое предположение. Такая постановка нова не только для отечественной науки, но редко встречается и у зарубежных исследователей. Что касается отечественных исследований, то еще недавно неравенство в распределении доходов было одной из самых закрытых тем для изучения. Возможность изучения мобильности по доходам появилась лишь в середине 1990-х гг. благодаря Российскому мониторингу экономического положения и здоровья населения (РМЭЗ) - панельному обследованию, проводимому на основе общенациональной выборки. Теме мобильности по доходам посвящена работа «Мобильность населения России по доходам в середине 90-х гг.» [Богомолова, Тапилина 1999].
Методология исследования. В качестве измерителя дохода i-го объекта в работе
X (t)
используются значения Yi (t) = —i—, где Xi:(t) - денежный доход i-го объекта, me(X(t))
me (t)
- медиана распределения доходов X(t) в году t.
В дальнейшем для простоты словоупотребления мы будем называть отношение величины дохода объекта к медианному доходу совокупности промедианным доходом. Переход от реальных денежных единиц (рублей) к условным через нормирование доходов по отношению к медианному доходу вариационного ряда позволяет при анализе динамики доходов элиминировать влияние инфляции, имевшей место в период наблюдения.
Известно, что распределение доходов населения в современной России скошено в сторону относительно низких доходов и растянуто в сторону высоких доходов. С целью получения равных возможностей измерения изменения доходов как бедных, так и богатых будет использоваться логарифм промедианного дохода: Zi(t) = LN (Yi(t)).
Определение понятия «мобильность по доходам» зависит от исследовательской концепции, которая предопределяет и способ измерения [Fields 1998]. Под мобильностью мы понимаем изменение величины дохода объекта к медианному доходу совокупности объектов за период времени от to до ti. Наш подход представляет собой своего рода синтез относительного и абсолютного подхода. Мобильными нами считаются те объекты, у которых за наблюдаемый период изменилась абсолютная величина отношения фактического дохода к медиане (т.е. величина промедианного дохода), а те, у которых она не изменилась - иммобильными Zi(t0) = Zi(ti). Мобильные различаются направленностью своего движения и подразделяются на тех, кто осуществил восходящую (увеличился промедианный доход - Zi(to)<Zi(ti)) и нисходящую (уменьшился промедианный доход - Zi(t0)>Zi(tj)) мобильность.
Интенсивность мобильности Mobi представляет собой разницу между доходами объекта i на начало и конец периода: Mobi = ln (Yi (t) - ln(Yi(t0)).
Чтобы получить представление о том, как менялись масштабы мобильности по доходам в анализируемый период, используются следующие показатели:
- коэффициент корреляции Пирсона между уровнем дохода в году г0 и году 1 чем ближе коэффициент к нулю, тем выше мобильность по доходам;
- угол наклона в регрессии логарифма дохода в году tl от дохода в году г0: чем ближе коэффициент наклона к нулю, тем больше мобильность по доходам;
- доля объектов, переместившихся за анализируемый период из своей доходной группы в другую: чем больше доля переместившихся в другие доходные группы, тем больше мобильность.
Другим ключевым понятием в нашем исследовании является «неравенство в распределении доходов». Существуют различные критерии определения неравенства и соответствующие им способы измерения [Шевяков, Кирута 1999: 5-6]. Широко известны коэффициенты Джини, Эткинсона, энтропии Тейла и др. Однако эти показатели не позволяют решить поставленную задачу выявления связи между изменением неравенства и мобильностью по доходам. Для этого нужно найти такую характеристику дохода, через которую можно было бы измерять и мобильность, и неравенство.
При построении необходимой для решения поставленной задачи меры неравенства мы исходили из того, что, измеряя неравенство, за «точку отсчета» отклонений от равенства выбирают, как правило, один из параметров распределения - например, среднее значение распределения.
Широкий класс аддитивных мер неравенства основывается на том, что каждый объект, имеющий доход, отличный от принятого за точку отсчета, делает вклад в неравенство [Shorrocks 1978]. Согласно этому представлению, чем больше объектов расположено ближе к «точке отсчета», тем меньше неравенство, а чем дисперснее их распределение, тем больше неравенство. Мерой неравенства, характеризующей то или иное распределение, будет величина вклада, приходящаяся в среднем на один объект совокупности.
В нашей работе в качестве «точки отсчета» выбрана медиана распределения. Выразив доходы каждого объекта через отношение к медиане, мы получаем вариационный ряд промедианных доходов, где промедианный доход каждого объекта отражает его отклонение от «точки» равенства - медианы.
Вкладом объекта I в неравенство в соответствии с этим будем называть значение 12(t) . Изменение вклада объекта I в неравенство в период (10, имеет вид:
Если > 0 , то объект / увеличил свой вклад в неравенство, если < 0 - уменьшил; = 0 - вклад объекта в неравенство остался неизменным.
Таким образом, сравнение промедианных доходов объекта в разные моменты наблюдения используется одновременно и для определения направления мобильности объекта (2{ (^) - 2{ (г 0)), и для оценки изменения его вклада в неравенство
А = ) - 12г{г о).
(1)
- чем дальше объект расположен от медианы, тем больший вклад в неравенство он делает и тем больший вклад в изменение неравенства может внести его мобильность;
- если изменение дохода объекта выражается в увеличении удаленности объекта от медианы, то он вносит вклад в рост неравенства в совокупности (рис. 1); если изменение дохода объекта выражается в уменьшении удаленности объекта от медианы, то он вносит вклад в сокращение неравенства в совокупности.
При предлагаемом подходе зависимость между мобильностью и изменением вклада объекта в неравенство в общем случае не имеет линейного характера. Мобильность может не приводить к изменению вклада объекта в неравенство. Это происходит, когда объект, перемещаясь, оказывается на том же расстоянии от медианы, но по другую сторону (рис. 2).
Используемый в работе показатель неравенства будем называть промедианной мерой неравенства доходов - ¡те. Она имеет следующий вид:
¡те (X ()) = - X ^) = - X1п2 (X,«) / ше{г)).
П ; П ;
(2)
Как и другие аддитивные меры неравенства, промедианная мера ¡те изменяется от нуля, отражающего полное равенство, до бесконечности. Поэтому при анализе ее изменения следует оценивать статистическую значимость этих изменений.
Тестирование промедианной меры неравенства. Использование нетрадиционной меры неравенства предполагает проверку ее свойств. Существует 6 аксиоматических
требований к показателям неравенства9. Всем этим требованиям отвечает только показатель обобщенной энтропии. Показатель Ime(x) соответствует требованиям (1), (3) - (6) однозначно, а требованию (2) - при определенных условиях.
Как пишет Э. Шоррокс, соответствие меры неравенства «принципу трансфертов» (требование 2) является самой фундаментальной характеристикой неравенства [Shorrocks 1988: 432]. Вместе с тем, этому требованию отвечают далеко не все из широко известных и часто используемых мер неравенства. Так, не отвечают «принципу трансфертов» логарифмическая дисперсия [the logarithmic variance] и дисперсия логарифмов [the variance of logarithms]. Между тем, на соответствии промедианной меры неравенства требованию (2) остановимся специально.
В каждом обществе имеются свои критерии бедности, которые разделяют население на бедных и небедных. Социальный смысл трансфертов заключается в передаче средств от небедных к бедным с целью уменьшения неравенства и социальной напряженности в обществе. Это осуществляется посредством налогообложения, как правило, прогрессивного, с последующим регрессивным перераспределением собранных средств среди бедных. Принцип Пижо-Дальтона сформулирован для общего случая: осуществляется передача средств от индивида, имеющего более высокий доход, к индивиду, имеющему более низкий доход, без какого-либо социального водораздела между ними. Под общий случай попадают и передачи от одного миллионера к другому, чуть менее преуспевающему, что вряд ли уменьшает социальную напряженность в обществе.
Промедианная мера неравенства не диагностирует уменьшение неравенства при передаче средств от более состоятельного к менее состоятельному, если их доходы больше медианы на момент осуществления передачи. Промедианная мера неравенства Ime «улавливает» прогрессивность трансфертов при следующих условиях, которые не противоречат этике трансфертов:
- подпопуляции «доноров» и «реципиентов» не пересекаются: доход самого бедного из богатых выше дохода самого богатого из бедных;
- «реципиенты» находятся ниже медианы.
Конкретно, цель исследования состояла в том, чтобы выявить связь между изменениями в доходах и изменением неравенства в их распределении в России в 19941998 гг.
Информационной базой исследования являются материалы Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения (РМЭЗ). Наше исследование опирается на данные второго этапа обследования - 1994-1998 гг.
Единицей наблюдения в исследовании выступает индивид: каждому человеку приписан доход на потребительскую единицу10 того домохозяйства, в состав которого он входит.
9 Аксиоматические требования к показателям неравенства: 1) симметрия или инвариантность по отношению к перестановкам компонент вектора доходов x; 2) «принцип трансфертов» Пижо-Дальтона [Pigou-Dalton] - уменьшение величины I(x) при прогрессивном преобразовании x. Прогрессивным преобразованием x называется вектор доходов у, совпадающий с x, за исключением i-й и j-й компонент, для которых xi < Xj, a yi = xi + d, у}- = Xj - d, 0 < d < xj - x{; 3) непрерывность по x; 4) если xi = const V i =1,...n, I (x) = 0; 5) инвариантность к повторению данных; 6) инвариантность к единицам измерения доходов: I(cx) = I(x), c > 0 [Shorrocks 1988: 430-435].
Это дает возможность изучения влияния социально-демографических и социально-экономических факторов на изменение неравенства по доходам, что было бы в одних случаях затруднительно, а в других - просто невозможно, в случае выбора в качестве объекта наблюдения домохозяйства.
Исходная выборочная совокупность панельного обследования РМЭЗ в 1994 г. составляет 11 290 чел.; в 1995 г. - 10 666 чел.; в 1996 г. - 10 465 чел.; в 1998 г. - 10 685 чел. Однако совокупности, использованные в исследовании, меньше по численности, чем исходные: они включают те и только те объекты, которые наблюдались в начальный и конечный момент рассматриваемого периода; при этом для наблюдаемых объектов и в начальный, и в конечный момент рассматриваемого периода есть данные о доходах. Эти «усеченные» исходные выборочные совокупности панельных обследований называют «консистентными» совокупностями. Характеристики (численность и состав) консистентной выборки могут отличаться от характеристик исходной выборки из-за ротации состава выборочных совокупностей в различные годы и отказов от ответа на вопросы о доходах. Для обследований 1994-1995 гг. консистентная выборка включает 8 093 чел.; для 1995-1996 гг. - 7 145 чел.; для 19961998 гг. - 6 671 чел.
Тестирование показало, что выбывают из панельной выборки, как правило, более молодые и (или) более состоятельные люди. Поэтому консистентная выборка в силу объективных причин имеет более взрослое и менее состоятельное население, чем исходные выборки и генеральная совокупность (табл. 1). Вместе с тем, было бы ошибочно полагать, что наблюдаемое уменьшение средней величины дохода - лишь следствие старения выборки. И исходная, и консистентная выборки отражают одновременно реально происходящие процессы сокращения доходов населения, что подтверждается и статистикой11.
Таблица 1. Средний промедианный доход и средний возраст в исходной и консистентной выборках в 1994, 1995, 1996 гг.
1994 1995 1996
Доход Возраст (лет) Доход Возраст (лет) Доход Возраст (лет)
Выборка РМЭЗ 1,55 35,70 1,48 36,04 1,51 36,17
Консистентная выборка 1,44 36,46 1,40 36,33 1,43 35,99
Сходство динамики показателей доходов, структуры распределения населения по доходам, почти совпадающие кривые Лоренца в исходной и консистентной выборках
10 Нами была использована эквивалентная шкала экономии на размере семьи, разработанная
коллективом российских и американских исследователей [Попкин, Батурин, Можина, Мроз 1996] на основе данных РМЭЗ, о фактических расходах на продукты питания низкодоходной части населения России за 1994-1995 гг.
11 Согласно данным Госкомстата, реальные денежные доходы населения в 1995 г. составили 84% от уровня 1994 г.; в 1996 г. - 99,6% от уровня 1995 г.; в 1998 г. - 82% от уровня 1997 г. [Регионы России 1999: 104].
дают основание считать, что в области доходов консистентная выборка отражает те же процессы, что и исходная.
В работе рассматриваются погодовые изменения неравенства и мобильности по доходу. Насколько информативен анализ изучаемой причинно-следственной связи между изменением неравенства и мобильностью от года к году?
Практически никто из зарубежных и отечественных исследователей не фокусировал свое внимание на изучении причинно-следственной связи между мобильностью по доходам и изменением неравенства. Поэтому мы не можем сослаться на опыт других исследователей и вынуждены вначале обратиться к самой природе этого явления, используя погодовые материалы Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения. Когда в центре внимания находится «анатомия» процесса изменения неравенства, информативными для анализа изучаемой причинно-следственной связи являются и погодовые данные, поскольку именно они раскрывают важные детали процесса изменения положения людей на относительной шкале доходов. Такой подход позволяет нам понять, как проявляется эта связь в погодовом измерении. Однако, проводя более длительные наблюдения, можно отделить случайное от особенного и закономерного. Это особенно актуально - но и сложно - в России, где социально-экономическая ситуация в 1 990-е гг. была нестабильна.
Размеры неравенства и масштабы мобильности по доходам. Результаты изучения динамики неравенства в нашем исследовании, рассчитанные на данных как госстатистики, так и РМЭЗ, демонстрируют, что показатели неравенства достигли в середине 90-х годов очень высокой отметки и колеблются вокруг нее (табл. 2 и 3).
Измерение мобильности по доходам с помощью наиболее широко употребляемых и простых показателей дает следующую картину масштабов и динамики этого процесса в 1994-1998 гг. (табл. 4).
Таблица 2. Динамика дифференциации доходов в России по данным Госкомстата
Показатели неравенства 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998
Коэффициент фондов 4,5 8,0 11,2 15,1 13,5 13,0 13,5 13,4
Коэффициент Джини 0,260 0,289 0,398 0,409 0,381 0,375 0,381 0,379
Таблица 3. Динамика дифференциации доходов в России по данным РМЭЗ
Показатели Периоды наблюдения
1994-1995 1995-1996 1996-1998
1994 1995 1995 1996 1996 1998
Коэффициент Джини 0,477 0,473 0,461 0,488 0,487 0,471
Коэф-т Аткинсона (epsilon = 0,5) 0,194 0,193 0,184 0,203 0,201 0,192
Коэф-т Аткинсона (epsilon = 1) 0,343 0,344 0,326 0,364 0,365 0,348
Промедианная мера неравенства (Ime) 0,773 0,810 0,749 0,893 0,915 0,829
Децильный коэффициент 25,71 28,67 25,04 31,91 32,27 27,68
Квинтильный коэффициент 11,74 12,34 11,39 13,87 13,93 12,32
Таблица 4. Динамика показателей мобильности по доходам
1994-1995 1995-1996 1996-1998
Коэффициент корреляции Пирсона 0,518 0,476 0,479
Коэффициент регрессии (угол наклона ) логарифма дохода12 0,530 0,520 0,456
Доля (%) оставшихся в той же децили 25,8 21,2 21,0
Доля (%) оставшихся в том же квинтиле 40,7 37,9 37,0
Практически все показатели мобильности по доходам, приведенные в таблице 4, свидетельствуют об увеличении масштабов мобильности в России в анализируемый период. При этом увеличилось количество случаев, когда изменение дохода приводило к перемещению индивида не в соседнюю доходную группу [short-range mobility, а через одну и более [long-range mobility], то есть увеличивалась интенсивность перемещений (табл. 5).
Таблица 5. Количество переходов более чем на один уровень, %
П ериоды наблюдения
1994-1995 1995-1996 1996-1998
Доля перешедших в децилях, % 45,6 50,2 51,1
Доля перешедших в квинтилях, % 23,0 26,0 26,1
С учетом оценки статистической значимости показателей промедианной меры неравенства можно сказать, что в период 1994-1995 гг. неравенство фактически не изменилось, в 1995-1996 гг. - выросло, в 1996-1998 гг. - уменьшилось.
Таким образом, с 1994 по 1998 гг. колебания величины неравенства происходили на фоне поступательного роста масштабов мобильности. Отсутствие согласованности в
12
Коэффициент корреляции Пирсона между уровнями дохода двух периодов наблюдения и коэффициент регрессии логарифма дохода данного года по логарифму дохода предыдущего года наблюдения - распространенный способ измерения мобильности по доходам [Fields 1998; Jarvis, Jenkins 1998 и др.]. Чем ближе к нулю значение коэффициента корреляции Пирсона и регрессионного коэффициента, а значит и меньше связь между доходами на начало и конец наблюдаемого периода, тем сильнее изменились доходы за наблюдаемый период, т.е. тем больше мобильность.
динамике мобильности по доходам и неравенства является для исследователей поводом для выводов об отсутствии связи между мобильностью и неравенством. Например, в работе «Неравенство и мобильность по доходам в скандинавских странах в сравнении с Соединенными Штатами», наиболее близкой нам по постановке проблемы, шведские исследователи под руководством М. Пальме пытались выявить связь между неравенством и мобильностью по доходам через согласованность показателей неравенства и показателей мобильности. Не обнаружив такой согласованности, они сделали вывод об отсутствии позитивной связи между неравенством, с одной стороны, и мобильностью по доходам, с другой [Aaberge et al. 1996]. Эта мысль прослеживается у авторов обзора исследований мобильности по доходам в Соединенных Штатах Америки И.Соухилл и Д.МакМаррер [Sawhill and McMurrer 1996]. Наблюдавшиеся всплески в повышении неравенства в США, по мнению этих авторов, нельзя считать результатом динамики мобильности, поскольку мобильность практически не менялась. Однако, на наш взгляд, связь между мобильностью по доходам и динамикой неравенства не лежит на поверхности, и было бы ошибочно искать ее только в согласованности изменений показателей мобильности и неравенства и, главное, делать вывод о ее отсутствии. Мы попытаемся сейчас это показать.
Роль мобильности по доходам в изменении неравенства. Напомним, в исследовании мы исходим из предположения, что разные доходные группы вносят различный вклад в неравенство, а их мобильность - в изменение неравенства. И далее речь пойдет об эмпирической проверке этого предположения. Отправной точкой для этого являются данные о вкладах в неравенство отдельных доходных квинтилей за 1 994-1 998 гг. (см. табл. 6).
Таблица 6. Средний вклад в неравенство доходных квинтилей за 1994-1998 гг.
Доходные квинтили 1994-1995 1995-1996 1996-1998
1994 1995 1995 1996 1996 1998
I (низшая) 1,87 2,12 1,90 2,36 2,50 2,30
II 0,16 0,16 0,15 0,20 0,21 0,17
III 0,01 0,01 0,01 0,01 0,01 0,01
IV 0,19 0,17 0,17 0,18 0,18 0,18
V (высшая) 1,64 1,58 1,50 1,72 1,68 1,49
По совокупности (¡те) 0,77 0,81 0,75 0,89 0,92 0,83
Можно видеть, что вклад в неравенство зависит от места доходной группы в вариационном ряду: чем дальше группа расположена от медианы ряда, тем больший вклад в неравенство она делает. Таким образом, бедные, средние и богатые вносят различный вклад в неравенство.
Общей чертой 1994-1998 гг. была несимметричность вкладов в неравенство по доходам богатых и бедных. На протяжении всего рассматриваемого периода бедные (первая квинтиль) имели больший вклад в неравенство, чем богатые (пятая квинтиль).
Для того чтобы понять роль мобильности в изменении неравенства, необходимо рассмотреть ее основные характеристики - объем, направления и интенсивность - в разрезе доходных групп.
Такая характеристика мобильности, как интенсивность, показывает величину относительного изменения доходов на начало и конец периода. Наглядной
иллюстрацией влияния показателей интенсивности и направленности мобильности в разных доходных группах на изменение величины вклада в неравенство являются рисунки 3 и 4 [См. отдельный файл Приложение 1 к Тому 3, № 1].
Эти рисунки демонстрируют следующее:
1) интенсивность мобильности влияет на изменение вклада в неравенство непосредственно: чем большую интенсивность имеет мобильность, тем к большему изменению вклада в неравенство она приводит вне зависимости от уровня исходного дохода;
2) влияние направленности мобильности на изменение вклада в неравенство опосредовано уровнем исходного дохода: нисходящая мобильность бедных и средних вносила больший вклад в изменение неравенства, чем их восходящая мобильность той же интенсивности (рис. 3), в то время как у богатых больший вклад, чем нисходящая, вносила восходящая мобильность (рис. 4);
3) у бедных усиливалось влияние на изменение неравенства нисходящей мобильности высокой интенсивности, в то время как восходящая мобильность высокой интенсивности богатых ослабляла свое влияние (рис. 3).
Главный интерес для оценки роли восходящей и нисходящей мобильности в изменении неравенства представляют удельные и суммарные показатели вклада в изменение неравенства в разных доходных квинтилях. Эти показатели отражают аккумулированный эффект влияния мобильности на неравенство. Их величины представлены в таблице 7 [см. конец текста]. Удельный вклад в изменение неравенства показывает, в какой мере представитель той или иной квинтили, осуществляя тот или иной вид мобильности, приблизился к медиане или удалился от нее, уменьшив (отрицательное значение вклада) или увеличив (положительное значение вклада) свой вклад в неравенство. Чем выше величина удельного показателя, тем на большее расстояние отдалились или приблизились к точке равенства представители доходной группы в результате осуществления нисходящей или восходящей мобильности по доходам. Суммарный вклад представляет собой сумму удельных вкладов тех, кто осуществил восходящую или нисходящую мобильность в каждой доходной квинтили.
Здесь же представлены и объемы восходящей и нисходящей мобильности. Очевидны две характерные особенности зависимости между уровнем дохода группы и объемом и направлением мобильности. Во-первых, чем обеспеченнее доходная группа, тем больше объем нисходящей мобильности, и, наоборот, чем ниже доход группы, тем больше объем восходящей мобильности. Во-вторых, к полюсам вариационного ряда возрастает несимметричность объемов нисходящей и восходящей мобильности, и наиболее ярко выражен процесс расслоения вследствие мобильности по доходам среди богатых и бедных.
Основной вывод, который позволяют сделать данные об удельных и суммарных показателях, состоит в том, что на протяжении всего рассматриваемого периода вклад в уменьшение неравенства делали только беднеющие богатые и богатеющие бедные, при этом вклад мобильности бедных в уменьшение неравенства был выше вклада богатых. Вклад этих двух групп в уменьшение неравенства, по большому счету, сопоставим по суммарной величине с вкладом в увеличение неравенства, который делали все остальные группы населения. Среди групп, вносящих вклад в увеличение неравенства, особенно обращают на себя внимание беднеющие бедные: они делают самый большой вклад в увеличение неравенства.
Таблица 7. Вклад мобильности по доходам в изменение неравенства по квинтильным группам.
Квинтиль Направление мобильности 1994-1995 1995-1996 1996-1998
Объем мобильности Удельный вклад в неравенство Суммарный вклад в неравенство Объем мобильности Удельный вклад в неравенство Суммарный вклад в неравенство Объем мобильности Удельный вклад в неравенство Суммарный вклад в неравенство
1 Вниз 30,1 1,60 779,54 28,0 1,77 709,59 23,3 2,47 765,46
Вверх 69,9 -1,48 -1672,39 72,0 -1,51 -1553,98 76,7 -2,23 -2281,49
2 Вниз 44,5 0,98 708,31 39,8 1,36 771,66 37,4 1,35 676,04
Вверх 55,5 0,16 147,13 60,2 0,09 81,08 62,6 0,02 20,17
3 Вниз 52,5 0,52 444,97 51,2 0,79 578,69 47,0 0,57 358,70
Вверх 47,5 0,34 257,55 48,8 0,48 337,55 53,0 0,40 282,76
4 Вниз 60,2 0,08 81,53 58,1 0,18 151,09 63,0 0,19 159,79
Вверх 39,8 0,75 486,40 41,9 0,71 424,23 37,0 0,74 367,98
5 Вниз 75,2 -1,16 -1415,31 69,0 -1,05 -1031,60 79,6 -1,17 -1232,78
Вверх 24,8 1,21 483,85 31,0 1,26 558,11 20,4 1,14 311,27
Более пристальное внимание к роли бедных в увеличении неравенства позволяет увидеть, на первый взгляд, парадокс. Он заключается в том, что уменьшение доли осуществивших нисходящую мобильность в первой квинтили на протяжении 19941998 гг. не только не привело к уменьшению вклада этой группы в неравенство, но наоборот, способствовало его росту (см. табл. 7). Это объясняется тем, что увеличилась глубина относительного падения дохода этой группы. Беднеющих стало меньше, но беднели они сильнее, и, как следствие, вырос средний показатель их вклада в неравенство. Таким образом, уменьшение доли беднеющих бедных не снимает остроту проблемы бедности.
Представленные выше результаты раскрывают механизм влияния мобильности на изменение неравенства. Специального внимания заслуживает основной результат этого влияния - направление изменения неравенства во всей совокупности в конкретный период времени. Оно определяется на основе сопоставления вкладов мобильности в увеличение и уменьшение неравенства. Если суммарный вклад в увеличение неравенства превышает суммарный вклад в уменьшение неравенства, то неравенство увеличивается; при обратном соотношении - уменьшается. Если вклады в увеличение и уменьшение неравенства равнозначны, то они погашают друг друга, и изменение неравенства не происходит. В таблице 8 представлено соотношение вкладов в уменьшение и увеличение неравенства для трех периодов наблюдения. За 100% принята сумма всех вкладов в изменение неравенства.
Таблица 8. Распределение вкладов в увеличение и уменьшение неравенства, %
Вклад в изменение 1994-1995 1995-1996 1996-1998
неравенства
В уменьшение 48 42 54
В увеличение 52 58 46
Сумма вкладов 100 100 100
Наблюдаемый уровень
значимости разности вкладов 0,063 0,000 0,001
Оценивая наблюдаемый уровень значимости разницы вкладов (табл. 8), можно сказать, что в период 1994-1995 гг. вклады в уменьшение и увеличение неравенства погашают друг друга и неравенство фактически не меняется; в 1995-1996 гг. неравенство увеличивается, а в 1996-1998 гг. - уменьшается.
Роль социальных групп в изменении неравенства. Помимо «доходной» стороны связи между неравенством и мобильностью по доходам не меньший интерес представляет и ее социальный контекст, а именно, роль различных социальных групп в изменении неравенства в России в 1994-1998 гг. Основанием для предположения о неодинаковой роли социальных групп в изменении неравенства служит их дифференциация по уровню доходов, определяемая неодинаковым положением в социальной структуре общества, различиями в престиже профессий. Существующее на рынке труда соотношение между спросом и предложением на определенные профессиональные навыки и умения формирует неодинаковые экономические шансы социальных групп. Вследствие этого одни социальные группы имеют благоприятные перспективы сохранения или повышения места, занимаемого в экономической иерархии, у других эти шансы менее благоприятны.
Зависимость вклада в изменение неравенства от социального статуса была проверена на примере социальных групп, выделенных по следующим критериям: 1) пол; 2) возраст; 3) уровень образования; 4) место проживания (город - село); 5) регионы страны (западные, включая Урал, - восточные); 6) крупные социально-профессиональные группы; 7) отрасли занятости в 1996-1998 гг.; 8) тип предприятия по участию российского и иностранного частного капитала; 1 0) статус незанятого населения (а) пенсионеры; б) безработные).
Анализ социальной «окраски» процессов изменения неравенства показал, что различия вкладов в изменение неравенства «индифферентны» фактически только к различиям по полу. Для групп, выделяемых по другим социальным критериям, эти различия очевидны.
Вывод, который можно сделать относительно влияния социальных факторов на изменение неравенства, состоит в следующем. В масштабах России в 1994-1998 гг. изменение вклада в неравенство индивида определялось, прежде всего, его местом проживания (город или село, западные или восточные регионы страны), а также возрастом (до 35 лет или старше 35 лет), наличием высшего образования, высокого административного статуса. Нельзя не обратить внимания на то, что «извечные» российские диспропорции в социальном развитии города и села, западных и восточных регионов страны превратились из поселенческих и географических различий в
значимые факторы социально-экономического неравенства.
* * *
В заключение вновь обратимся к динамике неравенства по доходам.
В России в период с 1994 по 1995 гг. не произошло изменения неравенства. В эти годы только у первой доходной квинтили увеличился вклад в неравенство, но и он был фактически погашен за счет уменьшения вклада в неравенство богатых (обеднение богатых) - четвертой и пятой квинтили. Период с 1994 по 1995 гг. характеризуется нулевой динамикой неравенства.
В 1995-1996 гг. неравенство выросло. Это произошло за счет продолжающегося обеднения бедных и одновременно увеличения вклада в неравенство богатых (обогащении богатых), то есть рост неравенства имел характер поляризации: при увеличении дисперсности распределения населения по доходам полюсные квинтили, условно говоря, одновременно отдалились от медианы. При этом полюс «бедности» отдалился значительно больше, чем полюс «богатства».
В период с 1996 по 1998 гг. наблюдалось одновременное увеличение объемов восходящей мобильности малообеспеченных (первая и вторая квинтили) и нисходящей мобильности обеспеченных (четвертая, пятая квинтили). В результате полюсные квинтили (первая и пятая) заметно приблизились к медиане, уменьшив общую дисперсию распределения доходов. Тип динамики неравенства в этот период можно назвать «конвергенцией».
Вряд ли можно считать рассмотренные изменения типов динамики неравенства результатом целенаправленной политики государства по регулированию неравенства. Как сохранение, так и рост и уменьшение неравенства были скорее результатом слабого контроля над рыночной стихией или неудач и просчетов в социальной и экономической политике. Даже конвергенция в 1996-1998 гг. определилась в России под влиянием макроэкономических факторов в виде кризиса кредитно-денежной
системы, который ущемил не только богатых. Вряд ли можно считать, что такой способ
уменьшения неравенства является благом для общества.
Литература
Богомолова Т., Тапилина В. Мобильность населения России по доходам в середине 90-х гг. Российская программа экономических исследований. Серия научные доклады. № 99/11. М.: РПЭИ, 1999. 70 с.
Можина М.А. Анализ дифференциации доходов населения // Экономист. 1995. № 1.
Суворов А.В. Проблема анализа дифференциации доходов и построения дифференцированного баланса денежных доходов и расходов населения // Проблемы прогнозирования, 2001. № 1. С. 58-73.
Суворов А.В., Ульянова Е.А. Денежные доходы населения России: 1992-1996 гг. // Проблемы прогнозирования. 1997. № 6.
Суринов А.Е. Основные параметры дифференциации населения России по доходам в 1997-1999 гг. // Экономический журнал ВШЭ. 2000. № 3. С. 333-348.
Шевяков А. Ю., Кирута А. Я. Измерение экономического неравенства и бедности (теория индексов). М.: Межведомственный центр социально-экономических измерений, 1 999.
Aaberge R., Bjorklund A., Jantti M., Palme M., Pedersen P. J., Smith N. Income Inequality and Income Mobility in the Scandinavian Countries Compared to the United States. Stockholm School of Economics: Working Paper Series in Economics and Finance, 1996, No. 98.
Buchinsky M., Hunt J. Wage Mobility in the United States, Review of Economics and Statistics. 1999. Vol. 81, № 3. P. 351-368.
Esteban J.-M., Ray D. On the Measurement of Polarization, Econometrica, 1994. Vol. 62, No. 4. P. 819-851.
Fields G.S. Income mobility: Meaning, Measurement, and Some Evidence for the Developing World, Paper prepared for the Workshop on Social Mobility, Brookings Institution, Washington, D.C. 1998.
Jarvis S., Jenkins S.P. How Much Income Mobility Is There in Britain?, The Economic Journal, 1998. Vol. 108, No. 447. P. 428-443.
Sawhill I. V., McMurrer D. P. Economic Mobility in the United States. A Companion Piece to How Much Do Americans Move Up and Down the Economic Ladder? / Companion Piece to No. 3 in Series, Opportunity in America, 1996, http://www.urban.org/oppor/opp 031b.html.
Shorrocks A. F. Aggregation Issues in Inequality Measurement, Measurements in Economics. Heidelberg: Physica-Verlag, 1988. P. 429-451.
Shorrocks A. Income Inequality and Income Mobility, Journal of Economic Theory, 1978. Vol. 19, No. 2. P. 376-393.
