CC BY
135
СОЦИАЛЬНЫЕ АСПЕКТЫ
Т.Ю. Богомолова, В.С. Тапилина, П.С. Ростовцев -
ВЛИЯНИЕ МОБИЛЬНОСТИ НАСЕЛЕНИЯ ПО ДОХОДАМ НА ИЗМЕНЕНИЕ НЕРАВЕНСТВА В ИХ РАСПРЕДЕЛЕНИИ
В статье приводятся результаты исследования связи между изменениями в доходах и в их распределении в России в 90-е годы. Рассматривается мобильность по доходам как механизм трансформации неравенства в распределении доходов. Определены характеристики трансформации и тип динамики неравенства в России в 1994-1995, 1995-1996, 1996-1998 гг.
Постановка проблемы. Неравенство в распределении доходов - часть экономической реальности любой страны. Оно постоянно находится в поле зрения исследователей и политиков и периодически становится предметом острых социальнополитических дискуссий. Не составляет исключения и Россия, где за последнее десятилетие произошли значительные перемены в данной области. Либеральные экономические реформы сопровождались существенным снижением уровня жизни населения и ростом социально-экономической дифференциации. Растущее экономическое неравенство стало серьезным испытанием и для населения, и для власти.
Чтобы эффективно реагировать на рост неравенства в распределении доходов, экономическая и социальная политика должна опираться на адекватное представление о том, как формируется это неравенство, какие группы населения (мало-, средне- или высокооплачиваемые) в результате изменения доходов вносят наибольший вклад в изменение неравенства. Понять роль перемещений различных групп населения на шкале доходов в формировании неравенства тем более важно, что от этого зависят 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. В то же время одновременное увеличение вклада в изменение неравенства и мало-, и высокообеспеченных свидетельствует о углублении социального расслоения и ведет к усилению социальной напряженности, препятствуя экономическому росту, что подтверждается расчетами как отечественных, так и зарубежных исследователей [1]. 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.
Проблема социально-экономического расслоения нашла достаточно широкое отражение в работах отечественных исследователей (см. [2-5]). Замысел исследования, результаты которого изложены в данной статье, заключается в том, чтобы показать «анатомию» изменения неравенства. Исходная посылка исследования состоит в том, что именно перемещения тех или иных групп населения на шкале доходов (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 доходных групп определяют тип динамики неравенства.
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 (конвергенция1), так и 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 происходили по принципу замещения.
С точки зрения социальной политики важно, какой тип динамики неравенства имел место в стране в последние годы, насколько он соответствует перспективным целям и задачам национального развития.
Исходя из здравого смысла, можно утверждать, что причиной любого изменения неравенства в постоянной совокупности объектов (групп населения) является изменение (увеличение или уменьшение) доходов части из них. В то же время изменение доходов не обязательно приводит к изменению неравенства в совокупности. Но если оно произошло, то 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». В один и тот же период времени мобильность одних групп населения может увеличивать неравенство, а других - уменьшать и, следовательно, соотношение именно этих противоположных тенденций определит тип динамики неравенства - увеличение, уменьшение, неизменность. Суть данной работы заключается в том, чтобы проверить это теоретическое предположение2.
Методология исследования. В качестве измерителя дохода /-й группы в работе используется отношение: Yi(t) = Х/{()/те(t), где X- денежный доход /-й группы, те^) - медиана распределения доходов Х^) в году t.
В дальнейшем для простоты изложения отношение величины дохода объекта к медианному доходу совокупности называется 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 его значений и «растянуто» в сторону высоких. С целью получения равных возможностей для измерения изменения доходов как бедных, так и богатых используем логарифм промедианного дохода: = 1п (У()).
Определение понятия «мобильность по доходам», зависящее от исследовательской концепции, предопределяет и способ измерения [8]. Мобильность, на наш
1 Термины «поляризация» и «конвергенция» для обозначения типов динамики в известной мере условны, поскольку используются в экономической литературе и в другом смысле. 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 [6]. Они рассматривают поляризацию как состояние общества, разделенного на кластеры, с высокой степенью внутригрупповой гомогенности и гетерогенности между кластерами по набору базовых характеристик. 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 обществе как с низким, так и с высоким уровнем неравенства, являясь сама по себе потенциальным источником социальной напряженности и конфликта.
Такая постановка нова для отечественной науки. Возможность изучения мобильности по доходам появилась лишь в середине 90-х годов благодаря Российскому мониторингу экономического положения и здоровья населения (РМЭЗ) — панельному обследованию, проводимому на основе общенациональной выборки. Тема мобильности по доходам рассмотрена в работе [7].
взгляд, - это изменение отношения величины дохода объекта к медианному доходу совокупности объектов за период времени от ^ до t1. Такой подход представляет собой своего рода синтез относительного и абсолютного подходов. Мобильными считаются те объекты, у которых за наблюдаемый период изменилась абсолютная величина отношения промедианного дохода, иммобильными - те, у которых она не изменилась: 2^0) = ^(^). Мобильные различаются направленностью (мобильностью) движения: восходящей (промедианный доход увеличился - 2/(^)<2/^1)) и нисходящей (промедианный доход уменьшился - 2/(^)>2/^1)).
Интенсивность мобильности МоЬ/ представляет собой разность логарифмов доходов объекта / на начало и конец периода: МоЬ/ = 1п (У/ - 1п(У^о)).
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 ^ и году t1: чем ближе коэффициент к 0, тем выше мобильность по доходам;
- коэффициент регрессии логарифма дохода в году t1 от дохода в году ^: чем ближе коэффициент к 0, тем больше мобильность по доходам;
- доля переместившихся за анализируемый период из своей доходной группы в другую: чем больше эта доля, тем больше мобильность.
Для определения другого ключевого понятия, используемого в нашем исследовании, - неравенства в распределении доходов - существуют различные критерии и соответствующие им способы измерения [1]. 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 необходима такая характеристика дохода, с помощью которой можно было бы измерять и мобильность и неравенство.
В измерении неравенства мы исходили из того, что 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 [9]. 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. Нами в качестве точки отсчета выбрана медиана распределения. Выразив доходы каждого объекта через отношение к медиане, получим вариационный ряд, в котором промедианный доход каждого объекта отражает его отклонение от точки равенства, т. е. медианы.
Вкладом объекта / в неравенство в соответствии с этим будем называть значение
2
2/ (t) . Изменение вклада объекта / в неравенство в период (^, t1) имеет вид:
А = 2]($х) - 2]0„). (1)
Если 0/ > 0, то объект / увеличил свой вклад в неравенство, если 0/ < 0, то уменьшил; 0/ = 0 - вклад объекта в неравенство остался неизменным.
Таким образом, сравнение промедианных доходов объекта в разные моменты наблюдения используется одновременно и для определения направленности мобильности объекта (2{ (^) - (^)), и для оценки изменения его вклада в неравенство
22(о - 2]ц 0)).
Исходя из предложенного понимания неравенства, справедливо следующее:
- чем дальше объект расположен от медианы, тем больше его вклад в неравенство 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; 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 в неравенство. Это происхо-
дит, когда объект, перемещаясь, оказывается на том же расстоянии от медианы, но по другую сторону.
Используемый в работе показатель неравенства будем называть промедианной мерой неравенства доходов - 1те. Она имеет следующий вид:
1 о 1
Ime(X(t)) = - £ 2- О) = - £ П (Х,0)/те0)) . (2)
/ /
Как и другие аддитивные меры неравенства, промедианная мера 1те изменяется от 0, отражающего полное равенство, до бесконечности. Поэтому при анализе ее изменений следует оценивать их статистическую значимость.
Тестирование промедианной меры неравенства. Использование нетрадиционной меры неравенства предполагает проверку ее свойств. Существует 6 аксиоматических требований к показателям неравенства3. Всем этим требованиям отвечает только показатель обобщенной энтропии. Показатель 1те(х) соответствует требованиям 1, 3 - 6 однозначно, а требованию 2 при определенных условиях.
По мнению Э. Шоррокса, соответствие меры неравенства «принципу трансфертов» (требование 2) является самой фундаментальной характеристикой неравенства [9]. Вместе с тем этому требованию отвечают далеко не все из широко известных и часто используемых мер неравенства. Так, не отвечают «принципу трансфертов» логарифмическая дисперсия и дисперсия логарифмов. На соответствии промедианной меры неравенства требованию 2 остановимся подробнее.
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 Р1§ои-Эа11:оп сформулирован для общего случая: средства от индивида, имеющего более высокий доход, передаются индивиду, имеющему более низкий доход, без какого-либо социального водораздела между ними. Под общий случай подпадают и передачи от одного миллионера к другому, менее преуспевающему, что не уменьшает социальной напряженности в обществе.
Промедианная мера неравенства не диагностирует уменьшения неравенства при передаче средств от более состоятельного к менее состоятельному, если их доходы больше медианы на момент передачи. Промедианная мера неравенства 1те «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; доходы «реципиентов» находятся ниже медианы.
3 Аксиоматические требования к показателям неравенства: 1) симметрия или инвариантность по отношению к перестановкам компонент вектора доходов x; 2) «принцип трансфертов» 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; yj = xj — d; 0 < d < xj — xi; 3) непрерывность по x; 4) если xi = const Vi =1,... n, I (x) = 0; 5) инвариантность к повторению данных; 6) инвариантность к единицам измерения доходов: I(cx) = I(x), c > 0 [8].
Связь между изменениями в доходах и в их распределении в России в 1994-1998 гг.
Информационной базой исследования являются данные второго этапа обследования РМЭЗ - 1994-1998 гг.
Единицей наблюдения выступает индивид: каждому человеку приписан доход на потребительскую единицу4 того домохозяйства, в состав которого он входит. Это дает возможность изучить влияние социально-демографических и социальноэкономических факторов на изменение неравенства по доходам, что было бы в одних случаях затруднено, а в других - просто невозможно в случае выбора в качестве объекта наблюдения домохозяйства.
Исходная выборочная совокупность панельного обследования РМЭЗ в 1994 г. составляет 11290 чел.; в 1995 г. - 10666 чел.; в 1996 г. - 10465 чел.; в 1998 г. -10685 чел. Однако совокупности, использованные в исследовании, меньше по численности, чем исходные: они включают только те объекты, которые наблюдались в начальный и конечный моменты рассматриваемого периода; при этом для наблюдаемых объектов есть данные о доходах. Эти усеченные исходные выборочные совокупности панельных обследований называют консистентными. 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 8093 чел.; 1995-1996 гг. -7145 чел.; 1996-1998 гг. - 6671 чел.
Тестирование показало, что в консистентую выборку в силу объективных причин попадает более взрослое и менее состоятельное население, чем имеется в исходной выборке и генеральной совокупности (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 статистикой5.
Таблица 1
Средний промедианный доход и средний возраст в исходной и консистентной выборках в 1994, 1995, 1996 гг.
1994 г. 1995 г. 199б г.
Доход Возраст, лет Доход Возраст, лет Доход Возраст, лет
РМЭЗ 1,55 35,70 1,4В 36,04 1,51 36,17
Консистентная 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 дают основание считать, что в области доходов консистентная выборка отражает те же процессы, что и исходная.
Насколько информативен анализ изучаемой причинно-следственной связи между изменением неравенства и мобильностью от года к году?
На наш взгляд, для изучения «анатомии» процесса изменения неравенства пого-довые данные информативны именно потому, что они раскрывают важные детали
4 Авторами была использована эквивалентная шкала экономии на размере семьи, разработанная коллективом российских и американских исследователей на основе данных РМЭЗ о фактических расходах на продукты питания низкодоходной части населения России в 1994-1995 гг.
5 Согласно данным Госкомстата, реальные денежные доходы населения составили (в процентах к предыдущему году): 1995 г. - 84; 1996 г. - 99,6; 1998 г. - 82 [10, с. 104].
процесса изменения положения людей на относительной шкале доходов. Такой подход позволяет понять, как проявляется причинно-следственная связь в погодовом измерении. Однако проводя более длительные наблюдения, можно отделить случайное от закономерного. Особенно это актуально, хотя и сложно, в России, где социально-экономическая ситуация в 90-е годы была нестабильна.
Размеры неравенства и масштабы мобильности по доходам. Результаты анализа динамики неравенства, рассчитанные авторами как по данным Госкомстата России, так и РМЭЗ, демонстрируют, что показатели неравенства в середине 90-х годов группируются вокруг очень высокой отметки (табл. 2 и 3).
Таблица 2
Динамика дифференциации доходов в России по данным Госкомстата
Показатель 1991 г. 1992 г. 1993 г. 1994 г. 1995 г. 1996 г. 1997 г. 1998 г.
Коэффициент фондов Коэффициент Джини 4,5 0,260 8,0 0,289 11,2 0,398 15,1 0,409 13,5 0,381 13,0 0,375 13,5 0,381 13,4 0,379
Таблица 3
Динамика дифференциации доходов в России по данным РМЭЗ
Коэффициент Период 1 Период 2 Период 3
1994 г. 1995 г. 1995 г. 1996 г. 1996 г. 1998 г.
Джини 0,477 0,473 0,461 0,488 0,487 0,471
Аткинсона
є = 0,5 0,194 0,193 0,184 0,203 0,201 0,192
є = 1 0,343 0,344 0,326 0,364 0,365 0,348
Промедианная мера
неравенства (1те) 0,773 0,810 0,749 0,893 0,915 0,829
Децильный 25,71 28,67 25,04 31,91 32,27 27,68
Квинтильный 11,74 12,34 11,39 13,87 13,93 12,32
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 4
Динамика показателей мобильности по доходам
Показатель 1994-1995 гг. 1995-1996 гг. 1996-1998 гг.
Коэффициент корреляции Пирсона Коэффициент регрессии логарифма дохода* Доля оставшихся в той же децильной группе, % Доля оставшихся в той же квинтильной группе, % * Коэффициент корреляции Пирсона между уровнями до рессии логарифма дохода данного года по логарифму дох ный способ измерения мобильности по доходам [8; 11]. Ч Пирсона и регрессионного коэффициента, а значит, и ме даемого периода, тем сильнее изменились доходы за наблю 0,518 0,530 25,8 40,7 тхода двух периоде ода предыдущего ем ближе к нулю ньше связь между чдаемый период, т 0,476 0,520 21,2 37,9 в наблюдения и ко года наблюдения начение коэффици доходами на начал е. тем больше мо 0,479 0,456 21,0 37,0 юффициент рег-распространен-ента корреляции о и конец наблю-бильность.
Практически все показатели табл. 4 свидетельствуют о 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, а в более высокую или низкую, т. е. увеличивалась интенсивность перемещений.
Так, доля перешедших более чем на один уровень составила, %:
1994-1995 гг. 1995-1996 гг. 1996-1998 гг.
В децилях 45,6 50,2 51,1
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 г. колебания величины неравенства происходили на фоне поступательного роста масштабов мобильности. Отсутствие согласованности динамик мобильности по доходам и неравенства является для исследователей поводом для выводов об отсутствии связи между этими показателями. Так, шведские исследователи в работе [12], наиболее близкой нам по постановке проблемы, пытались выявить связь между неравенством и мобильностью по доходам через согласованность изменения этих показателей. Не обнаружив ее, они сделали вывод об отсутствии позитивной связи между неравенством, с одной стороны, и мобильностью по доходам с другой. Эта мысль прослеживается и у авторов обзора исследований мобильности по доходам в США Соухилл и МакМаррер [13]. Наблюдавшиеся всплески в повышении неравенства в США, по их мнению, нельзя считать результатом динамики мобильности, поскольку последняя 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. Попытаемся это показать.
Роль мобильности по доходам в изменении неравенства. Проверим эмпирически ранее высказанное предположение о том, что разные доходные группы вносят различный вклад в неравенство, а их мобильность - в изменение неравенства. Отправной точкой для этого служат данные о вкладах в неравенство отдельных доходных квинтильных групп за 1994-1998 гг. (табл. 5).
Можно видеть, что вклад в неравенство зависит от места доходной группы в вариационном ряду: чем дальше группа расположена от медианы ряда, тем больше ее вклад в неравенство. Таким образом, бедные, средние и богатые вносят различный вклад в неравенство.
Таблица 5
Средний вклад в неравенство доходных квинтильных групп за 1994-1998 гг.
Доходные квинтили Период 1 Период 2 Период 3
1994 г. 1995 г. 1995 г. 1996 г. 1996 г. 1998 г.
Первая (низшая) 1,87 2,12 1,90 2,36 2,50 2,30
Вторая 0,16 0,16 0,15 0,20 0,21 0,17
Третья 0,01 0,01 0,01 0,01 0,01 0,01
Четвертая 0,19 0,17 0,17 0,18 0,18 0,18
Пятая (высшая) 1,64 1,58 1,50 1,72 1,68 1,49
По совокупности (1те) 0,77 0,81 0,75 0,89 0,92 0,83
Общей чертой 1994-1998 гг. была несимметричность вкладов в неравенство по доходам богатых и бедных. На протяжении всего рассматриваемого периода вклад бедных (первая квинтильная группа) в неравенство больше, чем богатых (пятая квинтильная группа).
Чтобы понять роль мобильности в изменении неравенства, рассмотрим ее основные характеристики - объем, направленность и интенсивность - в разрезе доходных групп. Такая характеристика, как интенсивность, показывает величину относительного изменения доходов на начало и конец периода. Показатели интенсивности и направленности мобильности в разных доходных группах влияют на изменение величины вклада в неравенство следующим образом:
- интенсивность мобильности влияет непосредственно: чем больше интенсивность, тем к большему изменению вклада в неравенство она приводит независимо от уровня исходного дохода;
- направленность мобильности - посредством уровня исходного дохода: нисходящая мобильность бедных и средних вносила больший вклад в изменение неравенства, чем их восходящая мобильность той же интенсивности (рис. 1), в то время как у богатых больший вклад, чем нисходящая, вносила восходящая мобильность (рис. 2);
Рис. 1. Динамика среднего вклада мобильности по доходам в изменение неравенства в 1994-1998 гг. в зависимости от интенсивности мобильности по доходам, первая квинтиль
Рис. 2. Динамика среднего вклада мобильности по доходам в изменение неравенства в 1994-1998 гг. в зависимости от интенсивности мобильности по доходам, пятая квинтиль
- у бедных усиливалось влияние на изменение неравенства нисходящей мобильности высокой интенсивности, в то время как восходящая мобильность высокой интенсивности богатых ослабляла свое влияние (рис. 1).
Г лавный интерес для оценки роли восходящей и нисходящей мобильности в изменении неравенства представляют удельные и суммарные показатели вклада в изменение неравенства в разных доходных квинтильных группах. Эти показатели отражают аккумулированный эффект влияния мобильности на неравенство (табл. 6). 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) или увеличив (положительное значение) свой вклад в неравенство. Чем выше величина удельного показателя, тем на большее расстояние отдалились или приблизились к точке равенства представители доходной группы в результате 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 направленностью 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 из данных о удельных и суммарных показателях, состоит в том, что в рассматриваемый период вклад в уменьшение неравенства осуществляли 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 всех остальных групп населения. Среди групп, вносящих вклад в увеличение неравенства, особенно обращают на себя внимание беднеющие бедные: их вклад - самый большой. Более пристальное внимание к роли бедных в увеличении неравенства позволяет увидеть кажущийся парадокс. Он заключается в том, что уменьшение доли осуществивших нисходящую мобильность в первой квинтили на протяжении 1994-1998 гг. не только не привело к уменьшению вклада этой группы в неравенство, но наоборот, способствовало его росту (см. табл. 6). 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 остроты 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 изменения неравенства не происходит. Соотношение вкладов в уменьшение и увеличение неравенства для трех периодов наблюдения выражено следующим образом, %:
Квинтиль, тто гт»Л СІ 15 ттА ИІІЛГ'ТІ 1994-1995 гг. 1995-1996 гг. 1996-1998 гг.
Объем Удельный Суммарный Объем Удельный Суммарный Объем Удельный Суммарный
паІіиаЬЛСШіиС' 1 ъ мобильности мобильности вклад в нера- вклад в нера- мобильности вклад в нера- вклад в нера- мобильности вклад в нера- вклад в нера-
венство венство венство венство венство венство
Первая
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
Вторая
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
Третья
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
Четвертая
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
Пятая
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
1994-1995 гг. 1995-1996 гг. 1996-1998 гг.
Уменьшение
Увеличение
Наблюдаемый уровень значимости
48
52
42
58
54
46
разности вкладов
0,063
0,000
0,001
Оценивая наблюдаемый уровень значимости разности вкладов, 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 для 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: пол; возраст; уровень образования; место проживания (город - село); регион (западные, включая Урал, - восточные); крупные социально-профессиональные группы; отрасли занятости в 1996-1998 гг.; тип предприятия по участию российского и иностранного частного капитала; статус незанятых: (а) пенсионеры; (б) безработные. Анализ социальной «окраски» процессов изменения неравенства показал, что различия вкладов в изменение неравенства индифферентны только к различиям по полу. Для групп, выделяемых по другим социальным критериям, эти различия очевидны.
В России в 1994-1998 гг. изменение вклада в неравенство индивида определялось, прежде всего, его местом проживания (город или в село, западные или восточные регионы страны), а также возрастом (до 35 лет или старше), наличием высшего образования, высокого административного статуса. Нельзя не обратить внимания на то, что «вечные» 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.
Общие выводы. В России в период с 1994 по 1995 г. не произошло изменения неравенства. В этот период только у первой доходной квинтильной группы 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 г. характеризуется нулевой динамикой неравенства.
В 1995-1996 гг. неравенство возросло. Это произошло за счет продолжающегося обеднения бедных и одновременно увеличения вклада в неравенство богатых (обогащении богатых), т. е. 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.
С 1996 по 1998 г. наблюдалось одновременное увеличение объемов восходящей мобильности малообеспеченных (первая и вторая квинтили) и нисходящей мобильности обеспеченных (четвертая, пятая). 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.
Рассмотренные изменения типов динамики неравенства не были следствием целенаправленной политики государства по регулированию неравенства. Как сохранение, так рост и уменьшение неравенства происходили в результате 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 такой способ уменьшения неравенства благом для общества.
Литература
1. Шевяков А.Ю., Кирута А.Я. Измерение экономического неравенства и бедности (теория индексов). М.: Межведомственный центр социально-экономических измерений, 1999.
2. Можина М.А. Анализ дифференциации доходов населения // Экономист. 1995. № 1.
3. Суринов А.Е. Основные параметры дифференциации населения России по доходам в 1997-1999 гг. // Экономический журнал ВШЭ. 2000. № 3.
4. Суворов А.В., Ульянова Е.А. Денежные доходы населения России: 1992-1996 гг. //Проблемы прогнозирования. 1997. № 6.
5. Суворов А. В. Проблема анализа дифференциации доходов и построения дифференцированного баланса денежных доходов и расходов населения // Проблемы прогнозирования. 2001. № 1.
6. Esteban J.-M., Ray D. On the Measurement of Polarization // Econometrica. 1994. Vol. 62. № 4.
7. Богомолова Т., Тапилина В. Мобильность населения России по доходам в середине 90-х годов. Российская программа экономических исследований. Серия: научные доклады. № 99/11. М.: РПЭИ, 1999.
8. 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.
9. Shorrocks A.F. Aggregation Issues in Inequality Measurement // Measurements in Economics. Heidelberg: Physica-Verlag, 1988.
10. Регионы России. М.: Госкомстат России, 1999.
11. Jarvis S., Jenkins S.P. How Much Income Mobility Is There in Britain? //The Economic Journal. 1998. Vol. 108. № 447.
12. 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. 1 996, № 98.
13. 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 Number 3 in Series, «Opportunity in America». 1996//Internet http://www.urban.org/oppor/opp 03 lb.html.
