Влияние реформы ЖКХ на трудовые и потребительские стратегии российских бедных Текст научной статьи по специальности «Экономика и бизнес»

Дебютные работы

ВЛИЯНИЕ РЕФОРМЫ ЖКХ НА ТРУДОВЫЕ И ПОТРЕБИТЕЛЬСКИЕ СТРАТЕГИИ

РОССИЙСКИХ БЕДНЫХ

Костырко Артем Александрович

Государственный университет - Высшая школа экономики

[email protected]

Введение

Актуальность исследования

В своем очередном Послании Федеральному Собранию РФ 16 мая 2003 г. Президент Владимир Путин сказал, что «бедность отступает крайне медленно». Впервые Президент поставил перед государством конкретные цели, которые страна должна достигнуть до 2010 г. Преодоление бедности было названо Президентом одной из трех важнейших задач, стоящих перед обществом и государством [59].

За год до этого послания, в начале 2002 г. Правительство после долгих обсуждений утвердило к исполнению документ, озаглавленный: «Программа социально-экономического развития России на среднесрочную перспективу (2002-2004 гг.)». Данная программа заложила основы реформы самой отсталой отрасли экономики - жилищно-коммунального хозяйства.

На первый взгляд, эти два документа слабо связаны между собой как целью, так и предметом. Но если мы подробнее рассмотрим, что означает реформа отрасли жилищно-коммунального хозяйства в плане задачи преодоления бедности, или какие ограничения накладывает цель преодоления бедности на реформу жилищно-коммунального хозяйства, мы увидим следующее. Очевидно, что функционирование предприятий жилищно-коммунального хозяйства (ЖКХ) влияет на жизнь каждого жителя России, в том числе и бедного, посредством производства и предоставления населению жилищно-коммунальных услуг (ЖКУ). Таким образом, реформа ЖКХ из категории чисто экономических преобразований переходит в категорию социальных реформ, затрагивая интересы не только государства, крупного бизнеса, но и простых граждан, особенно ту группу населения, чьи доходы находятся за чертой прожиточного минимума. Можно с уверенностью сказать, что за более чем десятилетнюю историю существования Российской Федерации ни одно проводившееся социально-экономическое преобразование не улучшило одновременно социально-экономического положения всех групп общества, не ухудшив положения хотя бы какой-нибудь одной социально значимой группы. Возможно, оптимальных реформ в этом смысле не существует, но необходимо всегда помнить, что от любых масштабных преобразований в обществе и экономике в первую очередь страдают наименее защищенные слои населения.

В каждом обществе имеются свои критерии бедности, которые разделяют население на бедных и небедных. Согласно российскому подходу к определению и измерению бедности граждане или домохозяйства с доходами ниже прожиточного минимума считаются бедными.

В последние годы в России наблюдался рост масштабов распространения бедности. В 2000 и 2001 гг. уровень бедности поднимался до 30% и выше численности населения РФ1. Конечно, такая тенденция может быть вызвана введением новой методики расчета уровня бедности, поднявшей планку прожиточного минимума. Но ведь количество бедных в нашей стране не настолько мало, чтобы было можно говорить о значимом влиянии расчета критерия бедности на ее масштабы. В 2001 г., например, численность населения с денежными доходами ниже величины прожиточного минимума по оценкам Госкомстата составила 34,6% от общей численности населения, а это приблизительно 50,2 млн. человек.

Учитывая, что бедность - это еще и динамическое явление, т.е. процесс воспроизводства бедных, необходимо отметить, что ситуация с бедностью в целом в России характеризуется несколькими отличительными чертами:

• бедность в России находится внутри рынка труда.

В любой другой стране с рыночной экономикой занятость индивида гарантирует ему, по крайней мере, необходимый прожиточный минимум, тогда как в России до половины занятых на государственных или частных предприятиях имеют заработную плату ниже прожиточного минимума. И несмотря на это люди стремятся удержаться в рабочей силе любой ценой, поскольку ни пособия, ни пенсии тем более не обеспечивают минимально необходимого уровня потребления;

• доходы населения растут, но оно по-прежнему беднеет.

В 2001 г. среднедушевые денежные доходы населения России увеличились на 37,1%, начисленная средняя заработная плата - на 45,7%, средний размер пенсий с учетом компенсации (за январь - июль) - на 49,5%. Такие впечатляющие результаты приобретают совсем противоположное значение, когда мы увидим, что в 2001г. минимальный размер оплаты труда гарантировал человеку всего 12,2% прожиточного минимума (186 руб. МРОТ против общероссийского прожиточного минимума в 1574 руб.). самое большое значение соотношения минимального размера пенсии по старости с прожиточным минимумом пенсионера во II квартале 2001 г. составило 14,6%, т.е. 40,6% прожиточного минимума с учетом всех компенсаций и надбавок;

• существует громадная дифференциация в уровне жизни по регионам России;

Региональный аспект бедности обусловлен целым рядом причин и факторов, среди которых - различный экономический потенциал регионов, преобладание в регионе монопромышленных градообразующих нерентабельных предприятий, несоответствующая рыночным реалиям структура занятости, отсутствие региональных программ адресной социальной защиты населения.

В рамках и экономического, и социологического подхода было проведено множество исследований по проблемам потребления, занятости населения России, в том числе и бедных слоев населения. Но до сих пор остается малоизученной проблема воздействия политики государства на социально-экономическое положение бедных. Для сферы занятости и потребления, например, обусловлено это во многом тем, что анализ такого влияния сильно затруднен сложностью учета обратной реакции бедных на реформу. Дело в том, что изменение социально-экономического положения бедных, при прочих равных, может оказать гораздо более сильное и неоднозначное влияние на политику государства в плане поддержки малоимущих, чем первоначальные усилия по реформированию системы помощи бедным слоям населения.

1 Согласно официальным данным Госкомстата РФ доля бедных составила в: 1992 г. - 33,3%; 1993 г. -31,5%; 1994 г. - 22,4%; 1995 г. - 24,7%; 1996 г. - 22,1%; 1997 г. - 20,8%; 1998 г. -23,4%; 1999 г. - 29,7%; 2000 г. - 30%; 2001 г. - 34,6%.

Преобразование отрасли жилищно-коммунального хозяйства в этом плане интересно тем, что в условиях, когда положение бедных и без того довольно сложное, будет проведена очередная глобальная реформа, которая затронет каждого человека в стране, имеющего прописку. Еще одной отличительной чертой этой реформы является шоковый сценарий ее проведения, при котором с 1 января 2005 г. будут отменены все льготы на оплату жилья и жилищно-коммунальных услуг. Правда, один из ключевых моментов реформы заключается в том, что малообеспеченным домохозяйствам гарантируется возмещение расходов на оплату услуг ЖКХ. Но, учитывая неотработанность механизма субсидирования бедных и домохозяйств, чьи расходы на оплату жилья и жилищно-коммунальных услуг превысят 22% совокупного дохода, а также несоответствие Законодательства РФ планируемым изменениям, можно сказать, что тяжелее всего придется именно бедным.

Необходимость особых мер по поддержанию малоимущих во время проведения реформы ЖКХ обусловлена еще и тем фактом, что в течение всей новейшей истории России различные по составу и идеям правительства старались держать цены на ЖКУ для населения на искусственно низком уровне, даже в ущерб самой отрасли. Делалось это для того, чтобы в условиях инфляции, социально-экономических потрясений отрасль ЖКХ выступала как некий социальный «амортизатор», сохраняющий стабильность положения населения хотя бы в сфере оплаты жилья и жилищно-коммунальных услуг. Другими словами, население и крупные предприятия могли получать квазиренту в виде льгот и субсидий за услуги фактора с абсолютно неэластичным предложением. Дело в том, что предложение услуг жилищно-коммунального хозяйства в краткосрочном периоде является абсолютно неэластичным. И с началом интенсивного этапа реформы отрасли ЖКХ, т.е. с отменой льгот и повышением тарифов бедные могут столкнуться с необходимостью 100% оплаты жилья под угрозой выселения. Соответствующие законы уже приняты рядом регионов, в том числе и Москвой.

Конечно, существует множество аспектов влияния реформы ЖКХ на социально-экономическое положение бедных, но есть две сферы, которые в наибольшей мере определяют характер существования бедных - это занятость и потребление. Изучение влияния реформы жилищно-коммунального хозяйства на положение бедных именно в этих сферах может стать решающим фактором при определении необходимых мер по поддержке малоимущих слоев населения в ходе реформы.

Каждое бедное домохозяйство для поддержания уровня своего благосостояния вынуждено решать проблему выравнивания своих затрат (потребление товаров, оплата услуг) и доходов (как трудовых, так и нетрудовых). Что касается сферы потребления, то, очевидно, что бедные домохозяйства находятся либо на минимально возможном уровне затрат на потребление, либо даже ниже этого уровня. В ряду обязательных выплат, которые производит любое домохозяйство, жилищно-коммунальные услуги являются абсолютно неэластичными по цене и занимают значимое место в общей структуре расходов.

Соответственно одним из вариантов компенсации роста затрат на оплату жилья и жилищно-коммунальных услуг является увеличение доходной части бюджета домохозяйств. Для бедных это означает либо нахождение путей увеличения своей заработной платы, либо надежду на помощь государства. Правительство, понимая необходимость компенсировать бедным затраты на рост тарифов, планирует возмещение затраченных средств на оплату услуг ЖКХ через прибавки в заработной плате или через адресную социальную помощь.

Основная идея настоящего исследования заключается в расчете изменений в совокупном доходе бедных домохозяйств России, связанных с отменой льгот на оплату жилья и жилищно-коммунальных услуг, а также одновременным ростом тарифов на ЖКУ, с последующим переносом результатов на функцию индивидуального предложения труда и функцию потребления бедных домохозяйств России. Такой подход даст нам возможность оценить изменения в стратегиях занятости и потребления бедного населения России с началом реформы отрасли жилищно-коммунального хозяйства.

Целью настоящего исследования является анализ влияния реформирования отрасли жилищно-коммунального хозяйства на трудовое и потребительское поведение бедных России.

Ввиду того, что в рамках лишь одного исследования не представляется возможным охватить весь круг вопросов, возникающих при анализе проблематики социально-экономического положения бедных, в ходе данного исследования будет решен следующий определенный круг задач.

Задачи:

• анализ существующих теоретических подходов к измерению бедности;

• анализ методики определения масштабов бедности, действующий в России;

• анализ масштабов распространения, а также глубины и остроты бедности в России;

• выявление специфики современного поведения бедных в сфере занятости и потребления по материалам проведенных по этой проблематике исследований;

• анализ нормативно-правовых документов РФ по реформе отрасли жилищно-коммунального хозяйства, а также характеристика основных федеральных стандартов в области использования и оплаты жилья и жилищно-коммунальных услуг населением РФ;

• построение модели индивидуального предложения труда бедных России по данным РМЭЗ на конец 2001 г.;

• построение функции потребления для бедного населения РФ по данным РМЭЗ на конец 2001 г.;

• расчет изменений в совокупном доходе бедных домохозяйств России при условии осуществления планируемых изменений в структуре оплаты жилья и жилищно-коммунальных услуг населением РФ;

• экстраполяция полученных данных относительно измененного совокупного дохода домохозяйств на функцию индивидуального предложения труда бедных и функцию потребления;

• составление рекомендаций по учету изменений в социально-экономическом положении бедных в ходе реформы отрасли ЖКХ

Объект исследования — бедное население России, т.е. граждане РФ, имеющие душевой месячный доход ниже официально установленного в РФ и регионах РФ прожиточного минимума.

Предмет исследования — Изменение трудового и потребительского поведения бедных России в условиях отмены льгот на оплату жилья, жилищно-коммунальных услуг и одновременного роста тарифов на оплату жилищно-коммунальных услуг.

Теоретической основой данной работы послужили следующие концепции и подходы2:

1. Для исследования масштабов распространения, а также глубины и остроты бедности в России была применена концепция абсолютной бедности, базирующаяся на установлении минимального перечня основных потребностей населения (прожиточный минимум) и размера ресурсов, требуемых для удовлетворения этих потребностей.

2 Подробный обзор теоретических разработок и материалов наиболее значимых исследований по проблематике социально-экономического положения бедных в России приводится в гл. II-III.

Данная проблематика подробно рассматривается в работах Корчагиной И., Овчаровой Л., Турунцева Е. «Система индикаторов уровня бедности в переходный период в России» [12]; «Бедность в России. Государственная политика и реакция населения» под ред. Дж. Клугман [2]; «Предложения к стратегии содействия сокращения бедности в России. Анализ и рекомендации». Тематическая группа ООН по проблемам бедности [18], а также во многих других работах, рассмотренных в настоящем исследовании.

2. Для анализа влияния реформы ЖКХ на поведение бедных в сфере занятости и потребления были использованы функции индивидуального предложения труда и функции потребления (кейнсианский вариант). Экстраполяция прогнозируемых результатов относительно изменения совокупного дохода бедных домохозяйств в связи с отменой льгот на оплату жилья, а также жилищно-коммунальных услуг и одновременным ростом тарифов на оплату жилищно-коммунальных услуг стала возможна благодаря применению соответствующих алгоритмов, разработанных экспертами Независимого института социальной политики (НИСП, Москва).

В ходе данного исследования было рассмотрено множество работ по проблематике социально-экономического положения бедных в современной России. Особого внимания заслуживают материалы исследований А. Разумова «Работающие бедные в России» [19]; Layard R., Richter A. «How much Unemployment is Needed for Restructuring: The Russian Experience» [49]; Шишкин С. «Экономика социальной сферы» [22].

Работы следующих ученых могут быть примерами исследований влияния реформ на социально-экономическое положение населения РФ: Колосницын И., Суринов А., Торджман Ш. «Анализ уровня жизни и дифференциации доходов в регионах России при разработке адресных программ социальной помощи населению» [11]. «Социальное обеспечение экономических реформ», ред. А. Молдавский, Н. Главацкая [21]

Также большое влияние на изучения предмета настоящего исследования оказали работы следующих авторов: Овчарова Л.Н., Сурков С.В., Пишняк А.И., Попова Д.О. «Вопросы социальной политики и сокращения бедности в России в контексте целей развития тысячелетия». Рукопись [41]. Гимпельсон В. «Экономическая активность населения России в 1990-е годы» [5]; Рощин С. «Предложение труда в России: микроэкономический анализ экономической активности населения» [20].

Эмпирические данные

1. База данных Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения за 2001 г.

Российский мониторинг экономического положения и здоровья населения (РМЭЗ), известный также как RLMS (Russian Longitudinal Monitoring Survey) представляет собой серию проводившихся в Российской Федерации в 1992-2001 гг. опросов по схеме общероссийской репрезентативной выборки. Данные RМЭЗ сопоставимы со статистикой Госкомстата РФ, что существенно отличает РМЭЗ от других опросов.

Вопросник РМЭЗ состоит из двух основных частей: индивидуальной (опрос индивидов) и домашней (опрос домохозяйств). Объем выборки в 2001 г. составил 4528 домохозяйств и 12121 респондентов. База данных РМЭЗ находится в открытом доступе в Интернет по адресу http://www.cpc.unc.edu/projects/rlms/.

2. Мониторинг ВЦИОМ, проводимый по схеме общероссийской репрезентативной выборки (2500 респондентов). 2000 и 2001гг.

Проект Мониторинга экономических и социальных перемен был запущен весной 1993 г. под руководством Т. И. Заславской. В задачу мониторинговой программы входят наблюдение экономических, социальных и политических настроений и работа с различными индексами.

Результаты исследований публикуются на страницах журнала ВЦИОМ «Мониторинг общественного мнения: экономические и социальные перемены». По ряду проектов специалистами ВЦИОМ готовятся годовые отчеты, представляемые в Министерство труда.

3. Статистические материалы Государственного комитета по статистике РФ. 2000-2001.

4. Данные Независимого института социальной политики (НИСП) по реформе ЖКХ, рассчитанные на основе базы данных РМЭЗ в рамках проекта по заказу РАО «ЕЭС России».

Независимый институт социальной политики был образован на основе программы «Социальная политика накануне XXI века», в рамках которой, начиная с 1997 г., при финансовой поддержке Фонда Форда реализуется конкурс на предоставление грантов на исследовательские проекты в области социальной политики.

Основная цель деятельности НИСП - поддерживать и развивать идеи и инициативы, имеющие социальный эффект и предлагающие новые подходы в социальной политике.

Основные гипотезы

1. Наибольшая глубина и острота бедности наблюдается в домохозяйствах, состоящих из супружеской пары с детьми до трех лет, а также в домохозяйствах, где одинокий родитель содержит одного или нескольких детей.

Выдвижение этой гипотезы можно обосновать тем фактом, что для супружеских пар наличие маленьких детей приводит к тому, что женщина вынуждена сидеть дома и вся тяжесть по обеспечению семьи необходимыми ресурсами ложится на одного мужчину. Схожая ситуация, когда в семье источник дохода в основном зависит от одного человека, может наблюдаться и в семьях с одиноким родителем.

2. Наименьшая глубина и острота бедности наблюдается в больших по составу семьях, имеющих работающих супругов, а также в семьях, состоящих из работающих супругов пенсионеров.

Данная гипотеза основана на том предположении, что чем больше источников дохода имеет домохозяйство, тем ближе к уровню прожиточного минимума находится значение среднедушевого дохода ее членов. В этом плане наиболее предпочтительно выглядят семьи работающих пенсионеров, которые получают пенсию и заработную плату, имея возможность не расходовать средства на товары длительного пользования.

3. Функция индивидуального предложения труда бедных по данным РМЭЗ за 2001 г. демонстрирует преобладание эффекта замещения над эффектом дохода.

Другими словами, предполагается, что значение функции индивидуального предложения труда бедных не достигло того положения на кривой индивидуального предложения труда, при котором увеличение значения функции, вызываемое изменением ставки заработной платы приводило бы к увеличению времени, отводимого на досуг.

4. В семьях с большим показателем глубины и остроты бедности влияние реформы ЖКХ на изменение значения функции индивидуального предложения труда будет большим, чем в семьях с небольшим показателем глубины и остроты бедности.

Мы можем предполагать, что, при прочих равных, у семей, принадлежащих к категории бедных и имеющих наименьший показатель совокупного дохода, появление в 2005 г. нового источника дохода в виде полной оплаты государством жилья и жилищно-коммунальных услуг таких семей через повышение ставки заработной платы или пенсии приведет к значимому увеличению количества часов занятости.

5. С началом интенсивного этапа реформы отрасли жилищно-коммунального хозяйства, т.е. с отменой существующих льгот по оплате жилья, жилищно-коммунальных услуг,

одновременным увеличением тарифов на оплату ЖКУ и новой системой жилищно-коммунального субсидирования наибольшее увеличение совокупного дохода будет наблюдаться в семьях, состоящих из работающих пенсионеров и их родственников, а также в семьях работающих супругов непенсионеров без детей.

6. С началом интенсивного этапа реформы отрасли жилищно-коммунального хозяйства, т.е. с отменой существующих льгот по оплате жилья, жилищно-коммунальных услуг, одновременным увеличением тарифов на оплату ЖКУ и новой системой жилищно-коммунального субсидирования наименьшее увеличение совокупного дохода будет наблюдаться в семьях, состоящих из одиноких родителей с детьми.

В ходе проверки этих двух гипотез мы сможем сказать, сколько из каждых 100 руб., заплаченных домохозяйствами различных социально-демографических по новым тарифным ставкам оплаты ЖКУ, вернутся в эти же домохозяйства в виде жилищно-коммунальных субсидий. Предполагается, что в наибольшем выигрыше окажутся либо домохозяйства, имеющие сравнительно большое количество источников дохода (зарплата, пенсия, пособие), либо домохозяйства с наименьшим коэффициентом демографической нагрузки (такие, как, например, работающие супруги без детей).

7. Новая система жилищно-коммунального субсидирования так изменит соотношение нетрудовых доходов и заработной платы в семьях работающих супругов пенсионеров, что эффект дохода функции индивидуального предложения труда будет играть большую роль в изменении значения функции индивидуального предложения труда.

Другими словами, проверка этой гипотезы позволит сказать, произойдет ли уменьшение количества времени на основном месте занятости у работающих бедных пенсионеров. Преобладание эффекта дохода в функции индивидуального предложения труда занятых пенсионеров означает, что жилищно-коммунальная субсидия, являясь нетрудовым доходом, приведет к тому, что указанная группа респондентов при повышении ставки заработной платы будет, скорее всего, предпочитать досуг занятости.

8. В условиях изменения системы жилищно-коммунального субсидирования домохозяйства, состоящие из супругов-непенсионеров с детьми, скорее будут тратить прибавку в совокупном доходе домохозяйства в виде жилищно-коммунальной субсидии, чем сберегать.

9. В условиях изменения системы жилищно-коммунального субсидирования домохозяйства, состоящие из супругов-пенсионеров или из пенсионеров с другими родственниками, скорее будут сберегать прибавку в совокупном доходе домохозяйства в виде жилищно-коммунальной субсидии, чем тратить на потребление.

10. В условиях изменения системы жилищно-коммунального субсидирования домохозяйства, состоящие из одиноких родителей с детьми, скорее будут сберегать прибавку в совокупном доходе домохозяйства, чем тратить на потребление.

Проверка последних трех гипотез позволяет говорить о том, каким будет изменение в потребительском поведении бедных домохозяйств России различного социально-демографического типа.

Глава I. Реформа ЖКХ

<...> Абсолютное большинство россиян будут приятно удивлены, если жилищно-коммунальная реформа не ухудшит их жизнь. Только 8% ждут от нее улучшения своей жизни, а ухудшения - больше половины (56%). Таковы данные экспресс-опроса ВЦИОМ, проводившегося 28 февраля - 3 марта 2003 г. по схеме общероссийской репрезентативной выборки (1600 человек от 18 лет и старше) [http://www.wciom.ru/vciom/omnibus/express].

Данные опроса показывают, что чем ниже социально-экономический статус, тем меньше ощущения защищенности, меньше надежд, больше опасений. Лица, относящие себя к низшему социальному слою, ждут от жилищно-коммунальной реформы ухудшения своей жизни в трех случаях из четырех (73%), лишь 15% думают, что она не скажется на жизни таких людей, как они, и почти никто не верит в ее улучшение (96% респондентов).

Рис. 1

КАКИМ ОБРАЗОМ ПОВЛИЯЕТ НА ЖИЗНЬ ТАКИХ ЛЮДЕЙ, КАК БЫ, ЖИЛИЩНО-КОММУНАЛЬНАЯ РЕФОРМА?

73

□ улучшит жизнь таких июлей, как я

■ ухудшит жизнь таких июлей, 1ж я

□ ншж не скажется на жизни таких людей, как я

8

□ затруднились ответить

верхняя часть средняя часть нижняя часть низший слой среднего слоя среднего слоя среднего стоя

СОЦИАЛЬНЫЙ СТАТУС

§1. Проблемная ситуация

Если мы посмотрим, как обстояло дело с регулированием функционирования отрасли жилищно-коммунального хозяйства в СССР, то увидим, что размеры квартплаты, установленные в 1928 г., не пересматривались в течение десятилетий. «Цены на коммунальные услуги были зафиксированы на очень низком уровне... платежи населения покрывали лишь 5-10% фактических затрат на поддерживание и развитие жилищного фонда. Разница покрывалась бюджетами государственных предприятий и организаций, на балансе которых состояло жилье населения» [22, с. 239]. В настоящее время на политическом уровне декларируется необходимость привлечения частных инвестиций, но реально в отрасль по-прежнему привлекаются в небольшом количестве лишь бюджетные ресурсы [17]. Как отмечают некоторые эксперты (Косарева Н.Б., Сиваев С.Б. [4]), эффективность работы самого жилищно-коммунального комплекса остается крайне низкой, поскольку в кризисной ситуации неизбежно усиливается административное влияние на сектор, таким образом, отрасль по-прежнему характеризуется крайней неразвитостью рыночных механизмов управления. <...>

Возможно, сегодняшние условия функционирования жилищно-коммунального комплекса требуют исключительно принятия политического решения о реструктуризации финансовой деятельности отрасли и обеспечения дисциплины текущих платежей, а также изменения системы льготной оплаты жилищно-коммунальных услуг. Однако применение узкого, по сравнению с масштабностью проблемы, круга фискальных мер, скорее всего, будет недостаточной мерой для реформирования экономико-правовых отношений в сфере жилищно-коммунального хозяйства. <.. .>

Сегодня в России предоставление жилищно-коммунальных льгот осуществляется по категориальному принципу, независимо от материального положения граждан, имеющих право на эти льготы. <. > «Всего можно насчитать 43 категории граждан, имеющих право на льготы по оплате жилья и жилищно-коммунальных услуг, охватывающих более 64% населения РФ. Причем большие субсидии и льготы в плане покрытия расходов по финансированию жилищно-коммунального хозяйства в целом имеют крупные промышленные предприятия, государственные структуры, воинские части и т.д.» [11, с. 47]. Таким образом, в 2001 г. по разным оценкам было возмещено от 35 до 45% всех затрат предприятий жилищно-коммунального хозяйства [17]. <.. .>

§2. Реформа отрасли ЖКХ в свете Законодательства РФ

<...> Зимой 1997 г. первый вице-премьер Правительства РФ Борис Немцов внес на рассмотрение Правительства и Президента «Концепцию развития жилищно-коммунального хозяйства на период до 2003 года». Основная идея заключалась в постепенном снижении госдотаций на оплату коммунальных услуг населением таким образом, чтобы к концу 2003 г. коммунальные выплаты населения покрывали бы стоимость реальных затрат на содержание жилищно-коммунального хозяйства. Одновременно должна была быть ликвидирована практика установления более высоких тарифов для предприятий и удерживания тарифов для населения на искусственно низком уровне. Снижение себестоимости жилищно-коммунальных услуг планировалось провести, устранив монополизм местных РЭУ, ДЭУ, горгаза и прочих организаций-подрядчиков жилищно-коммунальной отрасли. Данная инициатива, к счастью для населения, не устраивала в первую очередь губернаторов, не желавших поднимать тарифы накануне выборов и не имевших средств для проведения реформы согласно изданному Президентом РФ Указу от 28 апреля 1997 г. № 425 «О реформе жилищно-коммунального хозяйства в Российской Федерации».

В июне 2000 г. Правительство после довольно продолжительных обсуждений, длившихся более 3 месяцев, приняло программу развития России в период до 2010 г. В ст. 8 программы «Основные направления социально-экономической политики Правительства Российской Федерации на долгосрочную перспективу» содержится развернутый план реформирования отрасли жилищно-коммунального хозяйства [54].

Основная идея этой Программы состоит в устранении перекрестного субсидирования и дотационности жилищно-коммунального хозяйства. <.. .>

2.1. Современная ситуация

Реформирование отрасли ЖКХ развивается следующим образом. В начале июня 2002 г. за подписью Председателя Правительства М. Касьянова в Государственную Думу был внесен проект закона «Об изменении Закона "Об основах федеральной жилищной политики"». Основная идея этого проекта заключалась в том, что без всякой компенсации и возмещения, с 1 января 2003 г. отменить льготы по квартплате и коммунальным платежам для следующих категорий граждан:

• почетные доноры;

• врачи и медсестры, работающие в селах и рабочих поселках;

• учителя, работающие в сельской местности;

• ветеринары, работающие в сельской местности;

• работники собесов в сельской местности.

Также планировалось отменить льготы по п. 6 ст. 22 «Закона о ветеранах» РСФСР, т.е. льготы по коммунальным платежам и квартплате для тружеников тыла, ветеранов военной службы, ветеранов гражданской службы.

Понятно, что в таком виде законопроект не устраивал никого. <...> Государственная Дума России приняла все-таки в третьем чтении этот законопроект, правда, он абсолютно не похож на первоначальный вариант. Планируется, в частности, до 2005 г. сохранить большинство ныне действующих льгот по оплате ЖКУ населением, далее эти льготы можно будет сохранить, но только исходя из возможностей региональных бюджетов. Законопроекту теперь предстоит обсуждение в Совете Федерации, который тоже, скорее всего, законопроект примет, хотя «комитет Совета Федерации по вопросам социальной политики неоднократно и на разных уровнях заявлял о необходимости адаптировать доходы населения к расширению платных услуг и реформе жилищно-коммунального хозяйства, имея в виду, что сначала нужно повысить доходы населения и лишь после этого повышать плату за жилье и коммунальные услуги» [68, с. 7].

Заключительным моментом нашего рассмотрения будет современная «Программа социально-экономического развития России на среднесрочную перспективу (2002-2004 гг.)», утвержденная 27 января 2002 г. на очередном заседании Правительства РФ. Основные направления реформирования жилищно-коммунального хозяйства раскрываются в параграфе «Структурная политика» главы «Модернизация экономики». Правительство по-прежнему смотрит на отрасль ЖКХ лишь под углом зрения износа основных фондов и крайне неэффективной работы предприятий отрасли, хотя в итоге планируется, что именно население будет основным заказчиком ЖКУ. <.. .>

2.2. Нерешенные проблемы

Подводя итог краткому обзору нормативно-правовых документов, регулирующих реформирование отрасли жилищно-коммунального хозяйства, можно отметить несколько существенных моментов, не рассматриваемых в нынедействующем законодательстве:

• без пересмотра действующего и по сей день Жилищного кодекса РСФСР власти субъектов РФ формально могут и после 1 января 2005 г. требовать от Федерального бюджета полной оплаты жилищно-коммунальных льгот для населения своих регионов;

• ни один нормативно-правовой документ не учитывает региональные различия в качестве жилья и жилищно-коммунальных услуг; <.. .>

• непонятно, на основе каких данных будут делаться выводы об объеме совокупного дохода домохозяйства и какими путями будет возмещаться стоимость ЖКУ бедным; <...>

• учитывая системность проблемы ЖКХ, стоит отметить, что в Программе 2002 г. отсутствуют конкретные направления жилищно-коммунальной реформы. Определяется лишь, что «максимально допустимая доля собственных расходов граждан на оплату жилищно-коммунальных услуг и жилплощади в совокупном семейном доходе» устанавливается на уровне 22%. В целом же ход реформы зависит от роста расходов на ЖКУ высокодоходных домохозяйств, что позволит государству «сосредоточиться на внедрении механизмов адресной социальной защиты населения». <.. .>

§3. ЖКХ и крупный бизнес

Постановлением № 5120 Правительство РФ разрешило компаниям с преимущественно частным акционерным капиталом участвовать в создании предприятий, предоставляющих услуги в сфере жилищно-коммунального хозяйства. В начале 2003 г. совет директоров РАО «ЕЭС России» одобрил участие компании в открытом акционерном обществе,

специализирующемся на предоставлении услуг в сфере жилищно-коммунального хозяйства. Как заявил глава РАО «ЕЭС России» Анатолий Чубайс на брифинге в «Интерфаксе» 27 марта 2003 г., это означает начало «крупномасштабного, беспрецедентного по значимости проекта, связанного с наведением порядка в системе ЖКХ» [55]. Казалось бы, зачем РАО «ЕЭС России» нужно ввязываться в эту «беспрецедентность»? Ведь за год до этого выступления в интервью «Российской газете» А. Чубайс сказал следующее: «Я должен сказать, что из всего количества масштабных проблем, стоящих перед страной, по степени сложности, комплексности, значимости реформа ЖКХ точно входит в первую тройку. Сверхсложный проект для политического менеджирования, для бизнес-менеджирования, для социального менеджирования. Но не хочу я его возглавить. Почему все гадости должен делать Чубайс?» [40].

Но дело в том, что сегодня ЖКХ - не только одна из наиболее отсталых отраслей страны, износ мощностей в которой превышает 70%, но в тоже время предприятия ЖКХ - одни из ключевых потребителей РАО «ЕЭС России», на долю которых приходится половина электро- и теплоэнергии, вырабатываемой предприятиями РАО «ЕЭС России», а отключить предприятия ЖКХ за неуплату 40 млрд. руб. [40] РАО не имеет возможности. Фактически РАО «ЕЭС России» уже невольно инвестировало в ЖКХ немалую сумму, возврат которой возможен только после реформирования отрасли.

Согласна оценкам экспертов НИСП, скорректированная структура сегодняшней стоимости ЖКУ для населения (учитывается потребление электроэнергии и газа при производстве других жилищно-коммунальных услуг) выглядит следующим образом:

• электроэнергия (прямое и косвенное потребление) - 20%;

• вода (без электроэнергетической составляющей) - 7%;

• тепловая энергия (без электроэнергетической и газовой составляющей) - 36%;

• газ (прямое и косвенное потребление) - 19%;

• содержание жилищного фонда (без электроэнергетической составляющей) - 18%.

Из этих данных становится очевидным, почему РАО «ЕЭС России» первым заявило, что «готово «взять на подряд» ЖКХ, причем уже на следующий день после принятия соответствующего закона» [45]. <.. .>

§4. ЖКХ и потребители

Стоит отметить, что никто (ни бизнес, ни государство) пока всерьез не говорит о работе с потребителями. Принятый Думой закон о реформе ЖКХ оставляет бюджетное финансирование льгот, и граждане опять не смогут платить напрямую поставщику услуг. В 2005 г. малоимущие могут оказаться в ситуации, когда им под угрозой выселения придется платить 100% стоимости ЖКУ, ведь нынешний закон оставляет за рамками факт неравенства жилищных условий для домохозяйств с разным социально-демографическим типом. При расчете социальных норм площади не учитываются различия в качестве жилья. Это несоответствие не принимается в расчет не только для разных регионов, но не рассматриваются даже внутрирегиональные различия в качестве жилья при одинаковой себестоимости ЖКУ. К примеру, одинокий пенсионер, ветеран войны, инвалид, живущий в старой «пятиэтажке», но в двухкомнатной квартире, может заплатить за услуги предприятий жилищно-коммунального хозяйства столько же, сколько и семья из трех человек в двухкомнатной квартире в «новостройке», поскольку федеральные стандарты и санитарные нормы строятся исключительно на основе размера жилплощади, приходящейся в среднем на одного члена домохозяйства. <.. .>

Также необходимо четко определить следующие параметры реформы ЖКХ в плане субсидирования населения:

• что и каким образом учитывается при назначении жилищной субсидии: включается ли размер социальных трансфертов в состав учитываемого семейного дохода или наоборот -размер жилищной субсидии должен учитываться при назначении социальной помощи;

• добиться полной идентичности методик вычисления совокупного семейного дохода в части определения права на пособие по нуждаемости (социальную помощь) и на жилищную субсидию;

• разработать методику прогнозирования региональной потребности в жилищных субсидиях для малоимущих;

• разработать методику учета отличия домохозяйств в качестве жилья и санитарной нормы жилплощади для домохозяйств с разным социально-демографическим типом.

Глава II. Бедность в России

Официально, бедности в СССР до 1989 г. не существовало, правда, с середины 1970-х гг. было объявлено о появлении проблемы «малообеспеченных семей». Как отмечено в работе [15], Указ 1974 г., гарантировавший семьям, чей доход меньше 50 руб. на одного человека, доплату на каждого ребенка в размере 12 руб., лишь формально позволял говорить об отсутствии бедности в СССР. Ведь до этого считалось, что явление бедности присуще лишь капиталистическим странам.<.. .>

Конституция РФ провозгласила Россию социальным государством. <...> В ст. 7, ст. 38 и 39 настоящей Конституции РФ приводится достаточно положений для того, чтобы можно было говорить о праве малоимущих граждан на получение помощи от государства, адекватной достойному уровню жизни в каждый конкретный момент жизни общества.

§5. Проблемная ситуация

<...> Было бы логичным предположить, что в стране с рыночной экономикой прожиточный минимум трудоспособного населения должен, в первую очередь, определяться минимальной ставкой заработной платы, но это не так. В Конституции РФ явно не прописана связь прожиточного минимума и минимальной заработной платы. Этот пробел был компенсирован Федеральным законом «О прожиточном минимуме в Российской Федерации» (принят Государственной Думой 10 октября 1997 г., одобрен Советом Федерации 15 октября 1997 г.). «Однако и здесь отсутствует жесткое закрепление данного принципа» [18, с. 75]. В ст. 5, п. 2 Федерального закона «О прожиточном минимуме в Российской Федерации» от 1997 г. величина прожиточного минимума объявляется «основой для установления минимального размера оплаты труда и минимального размера пенсии по старости, а также для определения размеров стипендий, пособий и других социальных выплат». Такая формулировка дает возможность политикам «гарантировать» населению повышение минимального размера оплаты труда и пенсии по старости до величины прожиточного минимума. Но стоит отметить, что в той же ст. 5, но в п. 3 говорится, что «. соотношение между минимальным размером оплаты труда, минимальным размером пенсии по старости и величиной прожиточного минимума на очередной финансовый год устанавливается федеральным законом о федеральном бюджете на соответствующий год». Таким образом, из данного закона вовсе не следует, что минимальный размер оплаты труда и пенсии когда-нибудь будет соответствовать прожиточному минимуму. <.. .>

§7. Масштабы бедности в России

<...> В рамках российской статистической системы Госкомстат России традиционно является источником статистических данных о доходах населения и их распределении между основными социальными группами, включая наименее обеспеченные, доходы которых ниже величины прожиточного минимума. Из-за отсутствия возможности учесть культурные и социальные компоненты расширенного понятия бедности, требующего создания специальной статистической базы, Госкомстат России проводит оценку бедности, основываясь исключительно на материальных ресурсах домохозяйств и применяя в этих целях метод определения абсолютной бедности. <.. .>

7.1. Эволюция механизма определения прожиточного минимума

В 1997 г. был введен новый показатель «располагаемые ресурсы», который наряду с денежными расходами учитывает условно-исчисленную стоимость потребляемой продукции собственного производства (по средним ценам покупки, сложившимся в соответствующем регионе), а также стоимость тех дотаций и льгот, которые поступают в домохозяйства в виде натуральных трансфертов. <.>

Однако в конце 1999 г., после кризиса августа 1998 г., в связи с развитием социально-экономических преобразований в стране и соответствующими изменениями в уровне и структуре потребления населения России встал вопрос об изменении методики расчета прожиточного минимума. <...>

Существующая и сейчас методика исчисления прожиточного минимума содержит несколько основополагающих категорий. Для стоимостной оценки потребительской корзины используются: объемы потребления конкретных видов продуктов питания, непродовольственных товаров и услуг, определяющих потребительскую корзину и данные Госкомстата России об уровне потребительских цен на них. Основное отличие методики, принятой в 2000 г. заключается в расчете минимальных наборах товаров и услуг. <.. .>

Дальнейшим развитием методики оценки масштабов распространения бедности стала публикация в 2001 г. Госкомстатом России данных о совокупном доходе различных по составу домохозяйств, обеспечивающем им необходимый прожиточный минимум. Причем новая методика не является агрегированием значений прожиточных минимумов разных социально-демографических групп населения для семей. Однако такой способ измерения бедности содержит несколько существенных недостатков: не учитывается региональный аспект бедности, возникают трудности при определении минимального дохода для больших по количеству членов семей. <.. .>

7.2. Преимущества и недостатки современного подхода к определению масштабов бедности в России

<...> Стоит отметить, что в связи со спецификой масштабов бедности в России возникают две острые проблемы.

Первая касается крайней затруднительности применения возможностей абсолютного подхода для выполнения программ адресной социальной помощи в условиях, когда по разным оценкам принцип адресности должен быть применен к практически трети населения страны3, а это около 50 млн. человек. <...> Нельзя забывать, что бедность - это еще и динамическое явление, процесс воспроизводства бедных. Изучение социально-экономического расслоения среди бедных и измерение этого расслоения является отдельной

3 Согласно официальным данным Госкомстата РФ, доля бедных составила в 2001 г. 34,6%.

темой для рассмотрения и не входит в задачу настоящего исследования, но в дальнейшем мы будем использовать показатели остроты и глубины бедности для понимания специфики социально-экономического положения бедных в России.

Вторая проблема, которая возникает в связи с измерением масштабов распространения бедности по нынедействующей методике Госкомстата РФ - учет экономии душевых потребительских расходов «на масштабе» семьи. Многие авторы по-разному определяют шкалу корректировки душевых потребительских расходов (или шкалу эквивалентности) в зависимости от размеров семьи (см., например: 19). Дело в том, что по сравнению с показателем среднедушевых доходов, являющимся в России основным измерителем уровня бедности, применение шкал пересчета душевых доходов в эквивалентные приводи т к снижению масштабов распространения бедности. Происходит это из-за того, что большие семьи чаще встречаются среди бедных, и для них, как правило, характерны большие объемы продуктов питания и совместное использование товаров длительного пользования. Очевидно, что расчет стоимости использования холодильника для отдельно проживающего человека и для семьи из пяти человек должен производиться с учетом размера домохозяйства.

Глава III. Специфика социально-экономического положения бедных в современной России

<.. .> «Отличительной особенностью современного этапа развития России является то, что на фоне социальной бедности с традиционными категориями населения - многодетными семьями, неполными семьями с детьми, семьями с высокой нагрузкой иждивенцев, одинокими пенсионерами, инвалидами - растет экономическая бедность, когда работоспособные граждане не могут обеспечить себе социально приемлемый уровень благосостояния из-за низкой заработной платы или задержек с ее выплатой» [там же].

§8. Проблемная ситуация

Начало рыночных реформ в России должно было позволить населению более полно и эффективно использовать свой трудовой потенциал, но, как оказалось, относительное улучшение макроэкономических показателей пока не связано с качественными изменениями в структуре занятости и составе рабочих мест [61].

Появление категории «работающих бедных» связано как с причинами, доставшимися России от СССР, так и с новыми реалиями развития трудовых отношений. <.. .>

8.1. Заработная плата бедных

<...> Низкий уровень заработной платы сочетается с высокой задолженностью по оплате труда, хотя эта проблема, в результате мер Правительства Российской Федерации по пресечению массовых нарушений трудовых прав работников, не стоит так остро, как несколько лет назад. «Предельный срок, в течение которого работники готовы трудиться, не получая вознаграждения, составляет 5-6 месяцев. Подобная "терпеливость" наемных работников объясняется общей слабостью их переговорных позиций, в том числе отсутствием эффективных инструментов защиты своих интересов» [9, с. 26].

Возникает вопрос: почему сами бедные проявляют такую терпимость, оставаясь работать на предприятии, которое, по сути дела, невыплатами заработной платы усугубляет и без того их тяжелое положение? Как справедливо отмечается в работе [49], у работников просто нет достаточных ресурсов для поиска новой работы, в том числе и из-за относительной замкнутости местных рынков труда, где неплатежи могут быть распространены от предприятия к предприятию. Помимо этого существует, по крайней мере, еще одна существенная причина, по которой работники не уходят с предприятий-должников - это возможность «иметь свободное время и приработки» [42, с. 69].

8.2. Потребление и бедность

Исчезновение проблемы дефицита на потребительском рынке и расширение ассортимента потребительских товаров и услуг для бедных, в сравнении с другими категориями населения, оказалось не таким уж значимым фактом развала СССР. Гораздо большее влияние на уровень жизни малоимущих слоев населения сыграло прекращение финансирования многих программ по поддержке и развитию социально-экономического положения бедных.

<...> Бедным домохозяйствам время от времени приходится экономить на всех статьях потребительских расходов. По данным РМЭЗ за 2001 г. в течение 12 последних месяцев, по сравнению с предыдущими 1999-2000, можно сказать, что:

• стали больше экономить на покупке одежды и обуви 58,4% бедных;

• стали больше экономить на питании 48,4% бедных;

• стали экономить на отдыхе: реже ездить в санатории, дома отдыха, другие города 53,2% бедных;

• стали больше продавать вещей из-за нехватки денег 54,5% бедных.

Общий индекс экономии, построенный на этих переменных по данным РМЭЗ за 2001 г., равен значению «экономим довольно часто» (среднее значение 1,92 по 4-балльной шкале). Реже всего приходится экономить на питании: средняя оценка 2,71 балла, что соответствует оценке «приходится экономить очень редко», чаще всего бедные экономят на покупке одежды и обуви (средняя оценка 1,02 соответствует значению «приходится часто экономить»).

В целом можно сказать, что несмотря на впечатляющий рост номинальной заработной платы, пенсий, пособий реальное благосостояние бедных по-прежнему находится на довольно низком уровне.

8.3. Механизмы адаптации

<...> Для населения появление возможности в несравнимо большей степени регулировать свое экономическое поведение привело к росту числа доступных стратегий поведения на рынке труда. Но, как отмечается в работе Рощина С.Ю. «Предложение труда в России: микроэкономический анализ экономической активности населения» [20], сегодня рынок труда обычно рассматривается с точки зрения анализа спроса. Такой выбор исследователей определяется, с одной стороны, убежденностью в ведущей роли спроса на труд в отношении анализа динамики рынка труда, с другой стороны, недооценкой возможности анализа эластичности индивидуального предложения труда. В этом свете стоит отметить исследование Гимпельсона В.Е. «Экономическая активность населения России в 1990-е годы» [5], являющееся одной из немногих работ, посвященных рассмотрению специфики поведения современного экономически активного населения России на рынке труда. Приводимый в данной работе анализ факторов, влияющих на изменение экономической активности населения в годы реформ, ставит нас перед фактом того, что для домохозяйств, находящихся за чертой бедности, изменение доли социальных трансфертов в доходах может привести к уменьшению участия бедных в постоянной занятости и уменьшению экономически активного населения, в первую очередь, за счет работающих пенсионеров.

Анализируя особенности российской бедности, нельзя не учитывать характерные для переходного периода страны новые экономические факторы, сыгравшие амортизирующую роль в условиях падения промышленного производства и стагнации экономики России.

Во-первых, это стремительный рост неформального, т.е. не фиксируемого официальной статистикой, сектора экономики, который сегодня составляет, по разным оценкам, от 10 до 40% «открытой» экономики. <.. .>

Во-вторых, временная занятость стала средством выживания и одним из путей преодоления бедности для 29% работников. <.. .>

§9. Влияние реформ, проводимых государством, на социально-экономическое положение бедных

<...> Проблема определения эффективной доли пособий и льгот в совокупном доходе бедных домохозяйств приводит к тому, что «на программы по содействию развитию бедных ежегодно выделяются миллиарды долларов, а о реальном воздействии таких проектов на положение бедных известно очень мало» [6, с. V].

9.1. Предварительные оценки влияния реформы ЖКХ на социально-экономическое положение бедных

Что касается ситуации в России накануне начала интенсивного этапа реформирования отрасли ЖКХ, то, с одной стороны, мы можем отметить сравнительное улучшение социально-экономического положения домохозяйств как ресурс для проведения реформы. <...>

Но с другой стороны, мы видим, что доля бедных в России снижается слишком медленно. <...> Во многих работах основной рассматриваемой проблемой является вопрос финансирования выплат жилищных субсидий и льгот для малообеспеченых слоев населения. <...> Но нынешнее повышение тарифов, как показано в работе [17], еще не гарантирует эффективности реформирования. Дело в том, что «в период с 1998 по 2001 г. цены на ЖКУ росли с отставанием от темпов роста инфляции. Самый большой разрыв произошел в 1998 г. и составил более 60% при годовых темпах инфляции, равных 84%». Такое положение, очевидно, связано с тем, что в период кризиса Правительство сознательно шло на ухудшение финансового и производственного состояния предприятий ЖКХ, используя отрасль как «некий социальный амортизатор», могущий сохранить бюджетную и социальную стабильность. <.. .>

Глава IV. Эмпирическая модель исследования. Подготовка переменных

<...> Как показано выше, отрасль ЖКХ долгое время использовалась государством как «амортизатор» других социальных реформ. Поддерживая низкие цены на ЖКУ, Правительство, тем самым, позволяло населению и предприятиям получать огромную экономическую ренту. Цифра в 70 млрд. руб. как разница кредиторской задолженности предприятий ЖКХ (270 млрд. руб., середина 2002 г.) и накопленная задолженность бюджета перед сектором (200 млрд. руб., середина 2002 г.) [17] дает нам шанс приблизительно оценить объем квазиренты, полученной населением и организациями. Скорее всего, это значение больше, так как задолженность государства перед отраслью ЖКХ на 25-30% [оценка Института экономики города] состоит из задолженности по заработной плате.

Любому фактору производства, как это известно из экономической теории, соответствует определенный вид дохода (зарплата, процент, прибыль.). В современной экономической теории существует понятие экономической ренты как составной части дохода от любого другого фактора. «Любой фактор производства в некоторой сфере его применения удерживается тем, что он получает за свои услуги оплату, покрывающую его альтернативную стоимость. Наименьшая оплата услуг фактора, достаточная, чтобы удержать его в данной области применения и предотвратить переход в другую, называется удерживающим доходом. Экономическая рента есть превышение оплаты услуг фактора над удерживающим доходом» [29, с. 216]. Другими словами, рента есть превышение дохода фактора производства над его издержками упущенных возможностей, т.е. рента - плата за услуги фактора с совершенно неэластичным предложением.

В нашем случае отрасль ЖКХ предоставляет населению жилищно-коммунальные услуги, которые являются абсолютно неэластичными по цене. Одна из отличительных особенностей настоящего исследования состоит в том, что реформа ЖКХ рассматривается как перераспределение экономической ренты в пользу государства и компаний, организующих конкурентный рынок ЖКУ. Конечно, в долгосрочном периоде при условии успешности реформы жилищно-коммунальные услуги будут иметь некоторую, отличную от нуля эластичность по цене. Однако в краткосрочном и среднесрочном периоде повышение тарифов на ЖКУ будет объясняться, скорее всего, двумя параметрами: эффектом отложенной инфляции [цит. по: Последствия реструктуризации электроэнергетики для жилищно-коммунального комплекса. Предварительный вариант отчета. М.: Фонд «Институт экономики города». Подготовлено для ГУ-ВШЭ. 2002. Декабрь]; или же перераспределением квазиренты от населения - государству и компаниям - инвесторам реформы. <...>

§10. Определение категории бедных

<...> В рамках настоящего исследования определение бедных по данным РМЭЗ за 2001 г. будет проводиться на основе величины душевого прожиточного минимума, установленного в Российской Федерации и субъектах Российской Федерации за IV квартал 2001 г. Величина прожиточного минимума берется в среднем на душу населения в месяц, в номинальных ценах на конец IV квартала 2001 г. для каждого региона РФ, издавшего нормативно-правовые акты об установлении величины прожиточного минимума за указанный квартал, соответствующие требованиям Федерального закона от 24 октября 1997 г. № 134-ФЗ «О прожиточном минимуме в Российской Федерации». Прожиточные минимумы регионов, не опубликовавших такие данные, заменяются средней величиной прожиточного минимума в соответствующем федеральном округе.

Данный выбор критерия определения бедности обусловлен несколькими причинами:

• в рамках реформы ЖКХ планируется субсидировать малоимущие домохозяйства, чьи расходы на оплату жилищно-коммунальных услуг составляют более 22% от уровня совокупного дохода домохозяйства. При этом домохозяйства, чей среднедушевой доход ниже прожиточного минимума, по данным Госкомстата РФ, будут автоматически получать жилищную субсидию в размере, соответствующем размеру санитарной нормы их жилплощади;

• по причине довольно больших региональных различий в прожиточном минимуме даже на уровне средних значений по федеральным округам. Использование нашего подхода к определению бедных будет эффективнее использования более перспективной, но менее разработанной методики Госкомстата РФ по определению совокупного дохода, обеспечивающего необходимый прожиточный минимум для различных по составу домохозяйств ;

• использование показателя минимально необходимого семейного дохода может вызвать трудности при определении минимально необходимого душевого дохода. Эта проблема связана с расчетом шкалы эквивалентных доходов. <.. .>

В рамках настоящего исследования при пересчете совокупного дохода семьи в душевой эквивалентный доход будет использована методика разработчиков РМЭЗ, которые определили следующие коэффициенты: для семьи из двух человек - 1,78; 3 человек - 2,42; 4 человек - 2,99; 5 человек - 3,53 [41]. <.>

4 Подробнее см. §7, п. 7.1.

§11. Анализ масштабов распространения бедности

<...> В рамках настоящего исследования построен индекс глубины бедности Фостера -Гриира - Торбека (FGT: Foster - Greer - Thorbecke Index), который дает наиболее полную характеристику масштабов распространения бедности.

FGT = 1/N X« [(Z-7¿)/Z]e , где Yi - душевой доход;

n - численность бедных;

Z - величина прожиточного минимума;

N - численность генеральной совокупности;

Q - степень индекса.

Как отмечается в работе [1, с. 25] анализ трех степеней данного индекса позволяет вывести правило «оптимальной организации адресной социальной помощи» бедным. Степень индекса Q может принимать любые значения, но как отмечается в работе [12, с. 14], при Q = 0 индекс превращается в оценку доли населения с доходами ниже прожиточного минимума. При Q = 1 «индекс дает оценку (в % от прожиточного минимума - черты бедности) величины недостающего дохода (дохода, который необходимо доплатить, чтобы преодолеть бедность)». Если Q = 2, то индекс показывает глубину бедности. Примером еще одного способа измерения глубины бедности является индекс Уаттса (Watts index). Он рассчитывается как среднее значение логарифма отношения черты бедности к доходу, где для небедных это отношение принято за единицу [6, с. lxix].

§12. Модель влияния реформы ЖКХ на поведение бедного населения России в сфере занятости и потребления

В данной главе рассматривается механизм влияния реформы ЖКХ на стратегии занятости и потребления бедных России. Под стратегией мы будем понимать такой тип поведения, который определяется не целью, а выбором в каждый конкретный момент времени.

Построение модели влияния реформы жилищно-коммунального хозяйства на трудовое и потребительское поведение бедных будет вестись на основе алгоритма расчета изменений в жилищных субсидиях для населения России с началом реформы ЖКХ, разработанного экспертами НИСП в рамках проекта по заказу РАО «ЕЭС России» на основе базы данных РМЭЗ 2001 г. с использованием данных Института экономики города. Также в нашей модели используются данные Министерства экономического развития и торговли РФ: «Прогноз социально-экономического развития Российской Федерации на 2003 год и основные параметры прогноза до 2005 года» [65]. <.>

12.1. Определение масштабов распространения и глубины бедности

1. Выделение категории бедных в базе данных опроса домохозяйств РМЭЗ за 2001 г.

Критерием является величина душевого прожиточного минимума, установленного в Российской Федерации и субъектах Российской Федерации в 2001 г. Величина прожиточного минимума берется в среднем на душу населения в месяц, в номинальных ценах на конец IV квартала 2001 г. для каждого региона РФ. Пересчет семейного дохода в эквивалентный душевой ведется на основе шкалы эквивалентного дохода разработчиков РМЭЗ.

Шкала эквивалентного дохода

Количество человек в семье 2 3 4 5 и более

Коэффициент 1,78 2,42 2,99 3,53

2. Построение индекса глубины бедности Фостера - Гриира - Торбека (FGT) со степенями 0, 1, 2 для различных социально-демографических типов семьи. <.. .>

12.2. Функция индивидуального предложения труда

3. Построение модели предложения труда бедных России по данным РМЭЗ на конец 2001 г.

Индивидуальная функция предложения труда, анализируемая в настоящем исследовании, выглядит следующим образом:

ln{Hw} = ln{a + b1W + b2V} + b3(socdem) + b4(wstatus) + b5(region) + b6(gorod) + + b7(selo) + b8sex + ln{b9(subszkh)} + s, где Hw - среднее количество часов работы в день на основном месте работы;

W - ставка контрактной заработной платы на основном месте работы, определяемая как деленная на 30 сумма ставки заработной платы в месяц, задолженности по выплате заработной платы за месяц и денежного эквивалента выплаченной месячной заработной платы в натуральном выражении.

Необходимо отметить, что для существенной части бедных, относящихся к трудоспособному населению, контрактная заработная плата может быть равна нулю, т. е. респондент является безработным в течение определенного периода времени. В настоящем исследовании для улучшения предсказательной силы модели заработная плата для таких индивидов прогнозируется на основе стандартного уравнения заработной платы Минцера. В качестве независимых переменных были выбраны возраст респондента (age), квадрат возраста (age2), количество лет образования (yeduc), квадрат количества лет образования (yeduc2), пол (sex), семейное положение (marstat). Таким образом, сначала были получены значения коэффициентов независимых переменных для респондентов, имеющих заработную плату:

ln(W) = ß0 + ß1age + ß2age2 + ß3yeduc + ß4yeduc2 + ß5sex + ß3marstat + s,

где ln(W) - логарифм заработной платы. Затем эти коэффициенты были экстраполированы на соответствующие значения переменных уравнения такого же вида только для респондентов с нулевой контрактной заработной платой.

V - нетрудовой доход респондента. Рассчитывался как совокупный семейный доход за вычетом контрактной заработной платы респондента и субсидий на оплату жилья и жилищно-коммунальных услуг.

Socdem - данная переменная представляет собой совокупность из 15 dummy-переменных, созданных на основе алгоритма расчета социально-демографического типа домохозяйства (разработка НИСП). В качестве контрольной переменной взята семья из двух супругов-непенсионеров без детей и других родственников, проживающих совместно.

Wstatus - dummy-переменная. Значение 1 соответствует статусу занятого на государственном предприятии, все другие варианты означают коммерческую занятость.

Введение данной переменной обусловлено необходимостью проверить, влияет ли статус занятого (государственный служащий или коммерческий) на уровень индивидуального предложения труда. В Программе реформирования отрасли ЖКХ планируется возмещать затраты на повышение стоимости ЖКУ через повышение заработной платы для малоимущих. Оценка влияния статуса занятого на уровень индивидуального предложения труда позволяет нам говорить о степени эффективности такого механизма субсидирования в плане влияния на стратегию занятости бедных.

Region - данная переменная представляет собой совокупность 7 dummy-переменных и означает проживание респондента в одном из следующих 8 регионов: Москва и Санкт-Петербург, Северный и Северо-Западный регион, Центральный и Центрально-Черноземный

регион, Приволжский регион, Северный Кавказ, Урал, Сибирь, Дальний Восток. Регион Дальний Восток является контрольным.

Gorod - ёишшу-переменная. Значение 1 говорит о том, что респондент живет в областном центре или городе.

Selo - ёишшу-переменная. Значение 1 говорит о том, что респондент живет в поселке городского типа или селе.

Subszkh — переменная, содержащая значения суммы субсидий на оплату услуг ЖКХ, которую получало домохозяйство в 2001 г. в среднем в месяц.

12.3. Прогноз изменений в совокупном доходе домохозяйств всвязи с изменением жилищно-коммунальных субсидий

4. Расчет изменений в совокупном доходе бедных домохозяйств России при условии осуществления планируемых изменений в структуре оплаты жилья и жилищно-коммунальных услуг населением РФ.

Методологический аспект моделирования изменений в структуре расходов домохозяйств на ЖКУ рассмотрен в §16, однако сразу стоит отметить несколько существенных моментов:

• в данном исследовании рассматривается сценарий, по которому с 1 января 2005г. в соответствии с ныне действующей программой реформирования отрасли ЖКХ отменяются льготы на ЖКУ для всех групп населения;

• на основе данных Института экономики города и Министерства экономического развития и торговли РФ мы имеем возможность построить прогноз изменения ставок Единого социального налога (ЕСН), изменения тарифов оплаты ЖКУ, изменения ставок заработной платы. То есть используя алгоритм расчета изменений объема жилищных субсидий, разработанный НИСП, становится возможным оценить значения интересующих нас переменных на момент 1 января 2005 г.

12.4. Изменение функции индивидуального предложения труда

5. Экстраполяция полученных данных на функцию индивидуального предложения труда бедных, построенную на основе данных РМЭЗ за 2001 г.

Поскольку данный момент является основным в моделировании механизма влияния реформы ЖКХ на поведение бедных в сфере занятости, рассмотрим подробнее основания такого подхода:

• способ построения функции индивидуального предложения труда, описанный выше, дает нам все основания говорить о том, что коэффициенты регрессионного уравнения будут одновременно являться и коэффициентами эластичности индивидуального предложения труда респондентов относительно соответствующих независимых переменных. То есть мы можем сказать, как изменится предложение труда бедных (в нашем случае - среднее количество часов работы в день при действующей ставке заработной платы) с изменением той или иной независимой переменной;

• «замораживая» коэффициенты регрессионного уравнения на уровне 2001 г. и вводя в качестве независимых переменных пересчитанную контрактную заработную плату и измененный нетрудовой доход респондента, мы, тем самым, получаем оценку изменения поведения бедных в сфере занятости с отменой льгот на оплату жилья и ЖКУ. Другими словами, если интенсивная часть реформы ЖКХ (отмена льгот по оплате жилья и жилищно-коммунальных услуг) начнется, как это планируется Правительством РФ, 1 января 2005 г., мы сможем сказать, на сколько и как изменилось значение функции индивидуального предложения труда бедных.

Критика данной методики может быть направлена на обоснование «замораживания» коэффициентов регрессионного уравнения, которые одновременно являются коэффициентами эластичности предложения труда по заработной плате и нетрудовому доходу. Ведь очевидно, что с течением времени происходит рост экономики, и соответственно это вызывает изменение функция предложения труда, а следовательно, и коэффициентов эластичности.

Конечно, можно предположить, что за такой короткий срок (конец 2001 - конец 2004 гг.) экономический рост не внесет сколько-нибудь значимых изменений в предложение труда бедных, тем более, в настоящее время трудно говорить о значимом, не зависимом от уровня цен на нефть, улучшении экономической ситуации в стране. Соответственно нельзя говорить и о значимых изменениях в структуре рынка труда.

Но мы также можем вспомнить, что одной из основных предпосылок настоящего исследования является взгляд на реформу отрасли ЖКХ, как на перераспределение экономической ренты в краткосрочном периоде, где предложение ЖКУ является абсолютно неэластичным, а рост тарифов определяется в основном «эффектом отложенной инфляции»5.

Еще одним спорным моментом является выбор методики простого переноса прогнозируемых результатов изменения в заработной плате и нетрудовом доходе на функцию индивидуального предложения труда. Альтернативным вариантом является построение прогноза изменения предложения труда для отрезка времени 1 января 2002 - 1 января 2005 гг. методом временных рядов. Отказ от данной методики обусловлен, в первую очередь, теми же самыми теоретическими соображениями, которые были приведены выше.

12.5. Функция потребления и функция сбережения

6. Анализ потребительского поведения бедных должен несколько отличаться от анализа потребительского поведения других экономических групп, поскольку для бедных известно, что максимальный объем потребленных ими товаров и услуг в денежном выражении не превышает прожиточного минимума.

Поскольку доход может быть использован только на потребление или сбережения, то, используя кейнсианскую модель дохода (У = С + £, где У - доход; С - потребление; £ -сбережения), мы можем проанализировать, как изменится доля потребления/сбережения малоимущих домохозяйств в их совокупном доходе с отменой субсидий на оплату жилищно-коммунальных услуг.

Основная идея состоит в следующем:

• построение трех функций вида

Су = а + е^п^оИоф) + сг^осёет) + с3(^пит) + c4(region) + с5^огоё) + с6(^е/о) +

+ C'^(\\\(subszkh)) + 8,

где Су - потребительские расходы домохозяйства на:

■ товары длительного пользования,

■ потребительские товары,

■ медицинские услуги и товары.

Для каждой из групп расходов домохозяйства строится своя функция потребления. Бо^ё - совокупный доход домохозяйства в месяц.

5 подробнее см. гл. IV.

• для анализа сбережений строится функция аналогичного вида, где в качестве зависимой переменной выступает поток сбережений домохозяйства в месяц. Отличительной особенностью анализа функции сбережения вида:

Sy = а + c1(ln(dohod)) + c2(socdem) + о^пиш) + c4(region) + c5(gorod) + c6(selo) +

+ C7(ln(subszkh)) + 8

является то, что тобит-регрессия позволяет учесть поведение как домохозяйств сберегателей, так и несберегателей.

Жпит - количество работников в семье.

Построение рассмотренных выше пяти функций позволяет нам до некоторой степени оценить влияние реформы ЖКХ (отмена жилищных субсидий и рост тарифов на жилищно-коммунальные услуги) на потребительское поведение бедных России. Такую возможность мы получаем, экстраполируя данные изменения в доходах и расходах бедных домохозяйств, проведенные по методике НИСП, на соответствующие регрессионные уравнения, построенные по данным 2001 г.

Глава V. Эмпирическая модель. Методологический раздел

В данном параграфе рассматриваются основные методологические подходы, примененные при создании и анализе модели влияния реформы отрасли жилищно-коммунального хозяйства на трудовое и потребительское поведение бедных. <.. .>

§13. Оценка масштабов распространения и глубины бедности

На основе данных РМЭЗ за 2001 г. был произведен расчет совокупных доходов домохозяйства в 2001 г. В него были включены следующие переменные: выплаченная заработная плата (под заработной платой в данном исследовании понимается контрактная заработная плата, включающая в себя начисленную заработную плату за месяц, задолженность по заработной плате за месяц, а также стоимостную оценку оплаты труда в натуральном выражении), пенсии, пособия; стипендии и другие социальные трансферты, доходы от собственности в виде процентов по вкладам, ценным бумагам, дивидендов и другие доходы. Если данные о доходе домохозяйства отсутствовали, то они заменялись стоимостной оценкой объема потребленных благ и услуг домохозяйством в среднем на одного члена домохозяйства в месяц.

В расчет денежных доходов домохозяйства не включались следующие переменные: доходы от продажи продукции личного подсобного хозяйства; денежная помощь родственников, друзей и доходы от вторичной или случайной занятости (при условии наличия постоянного места работы).

Доходы от личного подсобного хозяйства (ЛПХ) не включались в расчет совокупных доходов домохозяйства по следующим соображениям:

• в ходе выплат субсидий на оплату ЖКУ не планируется учитывать доход от продукции, произведенной на личном подсобном участке. Возможно, это сделано по причине того, что большая часть бедных домохозяйств использует ЛПХ для поддержания уровня своего потребления и расчет полученного дохода сильно затруднен;

• стоит отметить, что среди бедных только 2,4% домохозяйств не имеют земельного участка. Очевидно, что все бедные используют личное подсобное хозяйство для поддержания своего благосостояния, т. е. продукция ЛПХ используется для потребления внутри домохозяйства или идет на продажу. Проблема состоит в том, что размер

вырученных средств от продажи продукции ЛПХ очень сильно варьирует по регионам. Стоимость проданной продукции, используя прожиточные минимумы регионов, была приведена в сопоставимые значения относительно региона Москва и Санкт-Петербург. Анализ частотных распределений полученных данных показал, что лишь 7,9% бедных домохозяйств, имеющих ЛПХ, получают доход, позволяющий им выйти за черту бедности. Основная же часть произведенной продукции ЛПХ потребляется бедными внутри домохозяйства.

Что касается помощи родственников, друзей в денежном выражении, то «.в целом "амортизирующее" бедность значение денежной и продуктовой помощи невелико, если иметь в виду средние значения соответствующих показателей» [3, с. 174]. Это утверждение подтверждает тот факт, что лишь 1,15% совокупного дохода в среднем в месяц на одно бедное домохозяйство по данным РМЭЗ за 2001 г. приходится на помощь от родственников, друзей. Этот же факт наводит на мысль о существовании такого явления, как воспроизводство бедности самим слоем бедных.

Оценить характер связи дополнительной (вторичной или случайной) занятости с динамикой доходов бедных домохозяйств достаточно трудно. С одной стороны, всего 3,39% респондентов, относящихся к категории бедных, участвуют во вторичной занятости; 0,31% имеют более, чем две работы; 1,2% бедных - случайные заработки; соответственно такое небольшое количество данных сможет только ухудшить объяснительную силу нашей модели. С другой стороны, получается, что «не только подработки зависят от доходов, но и доходы зависят от подработок, вследствие чего семьи, в которых отмечено участие в подработках, могут из одной доходной группы переместиться в другую» [3, с. 179]. Хотя, учитывая все вышесказанное, было бы интересно изучить влияние реформы ЖКХ на

вторичную занятость бедных, однако, такая проблема не является предметом рассмотрения

6

настоящего исследования .

На основании коэффициентов шкалы эквивалентных доходов, рассмотренной в §10, совокупный доход домохозяйства переводился в средний душевой доход. Это значение сравнивалось со средним значением величины прожиточного минимума на душу населения в социально-демографических группах (трудоспособные, пенсионеры, дети) для соответствующих регионов РФ в номинальных ценах 2001 г. Превышение рассчитанного таким образом минимально необходимого душевого дохода над соответствующими значениями реального душевого дохода являлось критерием отнесения респондента в категорию бедных.

§14. Анализ масштабов распространения бедности

В ходе построения индекса глубины бедности Фостера - Гриира - Торбека (БОТ) по данным индивидуального вопросника РМЭЗ за 2001 г. использовались данные душевых доходов домохозяйства, принцип построения которых рассмотрен выше.

Индекс строился для степеней Q = 0, 1, 2 для 16 социально-демографических групп следующего вида, рассчитанных по методике НИСП.

1. Одинокие пенсионеры.

В данном исследовании в категорию пенсионеров относились респонденты, которые на момент проведения опроса РМЭЗ за 2001 г. достигли пенсионного возраста (60 лет - для мужчин; 55 лет - для женщин).

6 О влиянии вторичной занятости на предложение труда экономически активного населения России см., например: Рощин С. Предложение труда в России: микроэкономический анализ экономической активности населения. М., 2003.

2. Одинокие непенсионеры.

Непенсионерами считаются все граждане в возрасте от 18 до 66 лет (до 55 лет для женщин).

3. Супруги-пенсионеры.

4. Супруги-пенсионеры с другими родственниками.

Другими родственниками считаются все члены домохозяйства старше 18 лет, не связанные друг с другом указанными родственными отношениями.

5. Супруги-непенсионеры.

6. Супруги-непенсионеры с другими родственниками.

7. Супруги с 1-2 детьми (возраст до 18 лет).

Супругами с детьми считается пара граждан любого возраста, состоящая в зарегистрированном браке и имеющая детей соответствующего возраста (как родных, так и приемных/неродных).

8. Супруги с 1-2 детьми (возраст до 18 лет) и другими родственниками.

Ребенок старше 18 лет, проживающий вместе с родителями, относится в категорию других родственников.

9. Супруги с 3 и более детьми (возраст до 18 лет).

10. Супруги с 3 и более детьми (возраст до 18 лет) и другими родственниками.

11. Одинокий родитель с детьми.

12. Одинокий родитель с детьми и другими родственниками.

13. Супруги (пенсионер и непенсионер).

14. Супруги (хотя бы один пенсионер) с взрослыми детьми (18+).

15. Одинокий родитель с взрослыми детьми (18+).

16. Другое.

Критерием построения именно таких социально-демографических групп в основном служат два параметра: степень «демографической нагрузки» домохозяйства и количество источников дохода домохозяйства.

§15. Модель влияния реформы ЖКХ на поведение бедного населения России в сфере занятости и потребления

Для анализа всех рассматриваемых в исследовании функций в качестве денежных доходов респондентов брался натуральный логарифм соответствующих значений дохода. В работе А. Крыштановского «Ограничение метода регрессионного анализа» отмечается, что использование логарифма при расчете регрессионных уравнений, когда в качестве переменных выступают заработок или суммарный доход, является «традиционно более эффективным... Связано это с тем, что воздействие величины прироста (либо уменьшения) дохода на большинство социологических показателей зависит не только от величины прироста, но и от того значения, к которому этот прирост (уменьшение) происходит» [38, с. 106], таким образом, логарифмическая функция позволяет учесть, что изменение эффектов дохода и замены для разных значений таких переменных происходит неравномерно.

Принципы построения нашей эмпирической модели были подробно описаны в §12, остановимся на рассмотрении методологических особенностей расчета некоторых переменных.

ТТМ

Н - зависимая переменная рассчитывалась как среднее количество часов, которое респондент обычно занят на основной работе в день. <.. .>

Уеёис - данная переменная рассчитывалась как сумма всех лет обучения респондента в образовательных учреждениях и на профессионально-технических курсах. <.. .>

§16. Прогноз изменений в совокупном доходе домохозяйств в связи с изменением жилищно-коммунальных субсидий

Расчет изменений в совокупном доходе домохозяйства в связи с отменой льгот по оплате жилья и жилищно-коммунальных услуг и одновременным ростом тарифов по оплате ЖКУ.

Данный алгоритм основан на разработке экспертов НИСП, занимавшихся проблемой прогнозирования роста жилищных субсидий с началом интенсивного этапа реформы ЖКХ, в рамках исследовательского проекта по заказу РАО «ЕЭС России». <.>

В ходе расчета всех прогнозируемых величин мы будем исходить из следующего предположения: любой рост значения переменной в прогнозируемом периоде раскладывается, собственно, на сам рост, который происходит по причине изменения объективных параметров, таких как например, рост индекса потребительских цен (ИПЦ) и компенсационный рост. Компенсационный рост представляет собой изменение переменной, происходящее по причине изменения влияющих на нее других факторов, другими словами, нам придется учитывать мультипликативный характер роста некоторых рассматриваемых нами переменных.

В ходе исследования будут анализироваться изменения следующих переменных.

• Рост заработной платы = рост ставок заработной платы + рост заработной платы по причине включения в нее жилищно-коммунальных субсидий.

До конца 2004 г. рост заработной платы будет прогнозироваться исходя только из прогнозируемого Правительством роста ставок заработной платы. С 2005 г. будет включен механизм расчета компенсационного прироста заработной платы на одного работающего респондента.

• Рост пенсий = рост пенсий, обусловленный ростом ставок отчисления в пенсионный фонд (для упрощения модели возьмем прогнозируемый рост ЕСН) + рост пенсий, обусловленный ростом заработной платы.

• Рост нетрудовых доходов.

Для упрощения модели вычислим долю нетрудовых доходов домохозяйства в 2001 г. и будем считать, что она останется такой же вплоть до конца 2005 г. Изменение величины нетрудового дохода будем рассчитывать на основе изменения ИПЦ.

• Рост жилищно-коммунальных субсидий.

• Рост общего дохода домохозяйства. <.. .>

После выполнения всех указанных процедур мы получаем значение заработной платы и нетрудового дохода респондента, скорректированное на новую систему выплаты жилищно-коммунальной субсидии через заработную плату или пенсию. Значения интересующих нас переменных (заработная плата, нетрудовой доход и жилищно-коммунальная субсидия) отражают, до некоторой степени, уровень дохода респондентов в 2005 г. в ценах 2001 г., с учетом начала интенсивного этапа реформы ЖКХ.

§17. Модель стандартной тобит-регрессии

Значения, которые принимает зависимая переменная, могут иметь интервальную природу, но варьировать в определенных рамках, т.е. быть ограниченными, цензурированными (censored data, truncated data) [34, p. 197]. В нашем случае значение часов работы, т.е. зависимой переменной, в уравнении предложения труда носит именно такой характер. Если говорить о часах работы в день, то границами являются значения 0 и 24, в неделю - 0 и 168. Значение 0 вполне реально, поскольку существует часть экономически активного населения, которая по тем или иным причинам не работают и их часы работы соответственно равны нулю.

Если бы мы использовали стандартную модель множественного регрессионного анализа, то по причине наличия безработных, имеющих рабочее время, равное нулю, или имеющих только временные подработки и соответственно небольшое время занятости в неделю, линия истинной регрессионной зависимости была бы смещена. По той же причине коэффициенты регрессионного уравнения, полученного с использованием стандартной модели множественной регрессии, не позволили бы нам дать адекватную оценку влияния заработной платы и нетрудовых доходов на уровень индивидуального предложения труда. Таким образом, для анализа индивидуального предложения труда необходимо применить вариант регрессионной модели, учитывающей как цензурированность данных, так и наличие обособленной группы респондентов, отличных от общей совокупности по количеству часов работы в неделю.

Соответственно для анализа предложения труда была выбрана стандартная модель тобит-регрессии (tobit regression). <.. .>

Стандартная тобит-модель регрессионной зависимости выглядит следующим образом:

y* = а + ргхг + Si, i = 1, 2,., N,

* *

yi = yt для yt > a, Y = с для y* < a, {a,c} e R. <...>

17.4. Анализ коэффициентов тобит-регрессии

Что касается эффекта воздействия переменной x^ на значение yi в модели тобит-регрессии, то он (эффект) носит мультипликативный характер. Во-первых, коэффициент в показывает вероятность ненулевого значения уг-, во-вторых, в демонстрирует вклад Xi в значение уг-. Причем в тобит-регрессии оба этих эффекта однонаправлены [34, р. 200].

Параметр ——, получаемый из уравнения тобит-регрессии, может быть интерпретирован как

SE

вклад величины Xi в вероятность ненулевого исхода [Ibid, р. 199].

Дисперсия коэффициента Pi позволяет получить статистику для проверки его значимости

t = ——, которая имеет распределение Стьюдента. Если абсолютное значение t-статистики

SE

больше 1,96, то коэффициент с 95%-й вероятностью получен неслучайно, если больше 2,576, то коэффициент получен с 99%-й вероятностью неслучайно.

Также для изучения значимости коэффициентов тобит-регрессионного уравнения имеет смысл оценивать вероятность случайного получения значения t-статистики, больше по абсолютной величине, чем выборочно при нулевом регрессионном коэффициенте (Зг-.

17.5. Качество модели, построенной методом тобит-регрессии

В модели тобит-регрессии используется метод максимального правдоподобия, предложенный Р. Фишером в 1922 г. Метод основан на исследовании вероятности получения выборки ненаблюдаемых результатов (Xi, X2, ..., Xn). Эта вероятность равнаffai, L) ffa, L) ... /(хп, L)dx1dx2 ... dxn, где параметр L (Likelihood), называется функцией правдоподобия.

Существует также оценка качества модели, называемая псевдо-R2 (pseudo-r2 = 1--- ), где Lo

Lo

и Li - константы, выражающие логарифм вероятности максимального правдоподобия описания реальной ситуации независимыми переменными. Lo - оценка для случая введения в регрессионное уравнение только одной «переменной» - константы, Li - оценка для случая построения регрессионного уравнения с использованием всех рассматриваемых независимых переменных. Поскольку в нашем случае очевидно, что Li> Lo, становится непонятным, каково критическое значение псевдо-R2, после которого уже можно считать нашу модель качественно описывающей реальную ситуацию, так как чем больше значение псевдо-R2, тем

Li

меньше отношение —, а следовательно, это означает меньшую силу наших независимых Lo

переменных. Для решения подобной проблемы W. Sribney [Sribney W. Why is the pseudo-R2 for tobit negative or greater than one? Stata Corporation, i997] предлагает приводить значение X2, которое будет одновременно являться удвоенной разницей Li и L0 (2(Li-L0)). <...>

Глава VI. Основные результаты

§21. Масштабы распространения и глубина бедности в России

<...> Всего по данным РМЭЗ за 2001 г. доля бедных в общей совокупности респондентов составляет 30,4% (индивидуальный вопросник) или же 31,5% бедных домохозяйств (семейный вопросник). Здесь мы можем наблюдать небольшое расхождение с официальными данными Госкомстата РФ, который оценивал в 2001 г. долю бедных среди всего населения России в 34,6%. <...> В нашем исследовании при расчете показателя душевых доходов была использована более жесткая шкала эквивалентных доходов разработчиков РМЭЗ. Скорее всего, наиболее точное значение количества бедных в России находится где-то между оценками масштабов распространения бедности по данным РМЭЗ и по данным Госкомстата РФ, однако, как уже не раз отмечалось, даже самое точное определение количества бедных не дает полной картины социально-экономического положения данной категории населения. Для более точного описания положения бедных был рассчитан индекс Фостера - Гриира - Торбека7, <. > При относительно равной доли недостающего дохода показатель глубины бедности, придавая больший вес значениям наиболее низких доходов, показывает остроту или глубину бедности. Данные о распределении бедных из 16 социально-демографических групп относительно индекса БОТ представлены ниже.

7 Подробнее см. §ii, §i4.

Таблица 2. Индекс БСТ

Социально-демографические группы Недостающий доход (% от прожиточного минимума) Глубина, острота бедности

1. Одинокие пенсионеры 22,98 7,20

2. Одинокие непенсионеры 17,84 10,92

3. Супруги-пенсионеры 9,41 3,13

4. Супруги-пенсионеры с другими родственниками 7,1 1,94

5. Супруги-непенсионеры 45,67 24,30

6. Супруги-непенсионеры с другими родственниками 19,34 13,44

7. Супруги с 1-2 детьми (возраст до 18 лет) 84,35 63,99

8. Супруги с 1-2 детьми (возраст до 18 лет) и другими родственниками 73,78 52,12

9. Супруги с 3 и более детьми (возраст до 18 лет) 45,65 19,15

10. Супруги с 3 и более детьми (возраст до 18 лет) и другими родственниками 22,01 10,74

11. Одинокий родитель с детьми 72,31 43,49

12. Одинокий родитель с детьми и другими родственниками 37,68 21,08

13. Супруги (пенсионер и непенсионер) 11,43 4,71

14. Супруги (хотя бы один пенсионер) с взрослыми детьми (18+) 16,91 8,20

15. Одинокий родитель с взрослыми детьми (18+) 46,43 21,61

16. Другое 31,25 15,31

<...> Группы 7 и 8 самые многочисленные среди бедных домохозяйств (26,14 и 13,03% соответственно), в домохозяйствах такого типа проживает более половины всех бедных респондентов (51,18%) и более половины всех детей (54,07%). Таким образом, можно сразу выделить категорию населения, на которую адресная социальная помощь должна быть направлена в первую очередь.

Возможные объяснения такого положения дел могут заключаться в двух предположениях. Во-первых, респонденты данных социально-демографических групп могут быть безработными, т. е. весь доход семьи состоит из пособия по безработице и других социальных трансфертов. Во-вторых, если респонденты все-таки имеют работу (хотя бы мужчины, так как в домохозяйствах данных двух групп проживают 68% всех бедных детей в возрасте до трех лет и женщины соответственно находятся в декретном отпуске), то проблема может заключаться в низкой заработной плате или задержках ее выплаты. Данные, приведенные в табл. 3, показывают, что в 7-й, 8-й и 11-й социально-демографических

группах доля занятых бедных среди трудоспособных в группе находится на уровне выше среднего (средняя доля занятых бедных среди трудоспособных в соответствующих социально-демографических группах составляет 36,12%). Если же учитывать только респондентов, непосредственно работающих на момент проведения исследования, то разница между трудоспособными и занятыми в этих группах будет еще меньше (15-20% безработных).

Следовательно, мы можем сделать вывод, что для респондентов данных групп основным фактором, приводящим к высокому значению показателя остроты бедности, является низкий уровень заработной платы или задержки ее выплаты. Поскольку в настоящем исследовании использовалась контрактная заработная плата как оценка ставки заработной платы респондента в день, то мы можем адекватно оценить средний уровень заработной платы для респондентов рассматриваемых нами 16 социально-демографических групп. Как оказалось, даже несмотря на то, что домохозяйства именно 7-й, 8-й и 11-й групп получают 63% всех выплачиваемых государством бедным жилищно-коммунальных субсидий (ЖКС), что в среднем для домохозяйства означает около 25-30% прибавки к совокупному доходу, заработная плата респондентов, проживающих в домохозяйствах 7-го, 8-го и 11-го типа, находится на довольно низком уровне. При среднем значении месячной контрактной заработной платы на одного бедного в размере 1285,11 руб. (прожиточный минимум трудоспособного гражданина в среднем по РФ в 2001 г. составил 1711 руб.) заработная плата респондентов интересующих нас групп составила в среднем 1021,62 руб. при среднем времени задержки выплаты заработной платы в 1,76 месяца.

Что касается группы 9, то стоит отметить, что несмотря на, казалось бы, большую демографическую нагрузку домохозяйств данной социально-демографической группы, связанную с большим количеством детей, сравнительно небольшая глубина бедности объясняется следующими факторами. Удельный вес таких домохозяйств в общем количестве бедных домохозяйств невелик (1,61%); 90% таких домохозяйств - жители сел, получающих сравнительно одинаковую (вне зависимости от региона) среднюю заработную плату в размере 1070,38 руб.

Таким образом, напрашиваются несколько выводов, которые мы рассмотрим в следующем разделе, посвященном проверке выдвинутых гипотез относительно масштабов распространения и глубины бедности в России.

Социально-демографические группы Доля крайне бедных Занятые или находящиеся в оплачиваемом, декретном отпуске Трудоспособные Доля получателей жилищно-коммунальной субсидии

Итого, % 23 40,67 89,03 17

1. Одинокие пенсионеры 5,19 0,74 8,15 1,92

2. Одинокие непенсионеры 27,42 64,52 98,39 2,88

3. Супруги-пенсионеры 3,13 11,56 3,25 0,32

4. Супруги-пенсионеры с другими родственниками 2,27 15,91 61,64 0,48

5. Супруги-непенсионеры 29,53 67,79 96,64 7,03

6. Супруги-непенсионеры с другими родственниками 31,58 84,66 95,14 8,27

7. Супруги с 1-2 детьми (возраст до 18 лет) 26,11 56,11 79,30 34,19

8. Супруги с 1-2 детьми

(возраст до 18 лет) и 19,19 51,08 83,24 16,61

другими родственниками

9. Супруги с 3 и более детьми (возраст до 18 лет) 36,13 26,05 100,00 0,80

10. Супруги с 3 и более детьми

(возраст до 18 лет) и 20,48 21,69 96,39 1,92

другими родственниками

11. Одинокий родитель с детьми 22,58 43,87 77,18 12,06

12. Одинокий родитель с детьми и другими родственниками 20,93 34,11 90,31 3,79

13. Супруги (пенсионер и непенсионер) 20,93 41,86 81,40 0,64

14. Супруги (хотя бы один

пенсионер) с взрослыми 32,73 50,91 87,64 1,28

детьми (18+)

15. Одинокий родитель с взрослыми детьми (18+) 18,86 5,14 74,86 5,43

16. Другое 23,28 31,90 72,41 2,40

Итого респондентов 847 1498 3279 626

21.1. Проверка гипотез

1. Наибольшая глубина и острота бедности наблюдаются в домохозяйствах, состоящих из супружеской пары с детьми до трех лет, а также в домохозяйствах, где одинокий родитель содержит одного или нескольких детей.

Данная гипотеза полностью подтвердилась. Данные проведенного выше анализа убедительно показывают, что именно в семьях, в которых есть дети, наблюдается наибольшая глубина бедности. В самом тяжелом положении оказались семьи, состоящих из: супружеской пары и детей; супружеской пары, их детей и других родственников; одинокого родителя и детей. Причина, по которой самая многочисленная группа бедных демонстрирует самый высокий показатель глубины бедности, кроется, скорее всего, в рынке труда.

Во-первых, как было отмечено выше, наиболее остро стоит вопрос с низким уровнем заработной платы и (а не или) ее задержками. Даже наличие в домохозяйстве других родственников не меняет картину глубины бедности. Дело в том, что зачастую в категории других родственников для рассматриваемых нами домохозяйств находятся престарелые неработающие родители супругов. Таким образом, рост демографической нагрузки домохозяйства не покрывается ростом источников дохода, поскольку, как уже не раз отмечалось, средний уровень пенсии далек от прожиточного минимума. Забегая вперед, необходимо отметить, что для домохозяйств, состоящих из супругов (преимущественно работающего мужчины и неработающей женщины), их детей и других родственников (преимущественно незанятых пенсионеров) очень велика доля расходов на медицину в общем объеме расходов домохозяйства. То есть для таких семей совместно проживающие родственники скорее дополнительный фактор бедности, чем фактор ее преодоления.

Во-вторых, мы можем говорить о дискриминационной системе функционирования рынка труда относительно бедных женщин, ищущих работу. Среди этой категории респондентов были выделены те, кто год назад вышел из декретного отпуска. Было выявлено, что 43% женщин, имеющих маленького ребенка, но вышедших год назад из декретного отпуска, являются безработными. Также, несмотря на то, что 9,7% бедных занимались на профессионально-технических курсах (из них 35% закончили более одних профтехкурсов), т.е. старались привести свою квалификацию в соответствие с требуемой структурой рынка труда, у них не было значимого повышения заработной платы, не связанного с ростом инфляции, за последние 12 месяцев. Таким образом, наши данные дают некоторые основания говорить о сегментированности рынка труда в отношении бедных, что является еще одним фактором, усугубляющим бедность.

2. Наименьшая глубина и острота бедности наблюдаются в больших по составу семьях, имеющих работающих супругов, а также в семьях, состоящих из работающих супругов-пенсионеров.

Данная гипотеза подтвердилась лишь частично. Что касается супругов пенсионеров, то в этой группе действительно наблюдается самый низкий показатель бедности. Если мы выделим категорию работающих супругов пенсионеров, то увидим, что выплачиваемая им пенсия, а также заработная плата является фактором преодоления бедности, поскольку приближает доходы такой категории респондентов к прожиточному минимуму. Стоит отметить, что 87,5% респондентов индивидуального вопросника РМЭЗ за 2001 г. из категории работающих пенсионеров получают доход выше величины прожиточного минимума, что еще раз подтверждает, что из всех бедных домохозяйств наиболее благополучно обстоит дело в семьях работающих пенсионеров.

Однако данная гипотеза была основана также на том предположении, что чем больше источников дохода имеет домохозяйство, тем ближе к уровню прожиточного минимума находится значение среднедушевого дохода ее членов. Как было отмечено выше в случае, если другими родственниками являются неработающие пенсионеры, чья пенсия ниже

прожиточного минимума (ср. одинокие пенсионеры), то такое предположение неверно. Именно такую картину мы можем наблюдать в семьях работающих супругов-непенсионеров, с которыми проживают другие родственники. Более 70% (71,43%) таких домохозяйств состоят из супругов и их родителей - неработающих пенсионеров. Мы можем сделать еще один вывод. В условиях, когда средняя пенсия, детское пособие, пособие по безработице ниже прожиточного минимума, бедность из разряда статических явлений переходит в разряд динамических, т.е. воспроизводит сама себя.

§22. Модель индивидуального предложения труда бедных в России

В данном параграфе рассматриваются основные результаты построения функции индивидуального предложения труда бедных России по данным РМЭЗ на конец 2001 г. Поскольку целью настоящего исследования является анализ влияния реформирования отрасли жилищно-коммунального хозяйства на трудовое и потребительское поведение бедных России, мы не будем останавливаться на детальном изучении построенной функции. Рассмотрим лишь несколько ключевых моментов исходя из выдвинутых гипотез и рассмотренных нами в разделе описания теоретической модели наиболее интересных тенденций.

22.1. Прогноз заработной платы

Для начала поговорим о прогнозе заработной платы для незанятых респондентов, у которых на момент проведения опроса заработная плата была нулевой8.

После проведения регрессионного анализа уравнение заработной платы Минцера для рассматриваемых нами респондентов приняло следующий вид :

1п(Я) = 4,88 + 0,88а^е - 0,8а^е2 + 0,14увёие + 0,07даа™ГаГ + 8, (16,26) (4,84) (-4,37) (5,41) (2,25)

Я2 = 0,201.

Данные о распределении остатков зависимой переменной, показывающие, что, используя методологические подходы, описанные в §17, нам удалось решить проблему нормальности остатков, гетероскедастичности и робастности оценок, приведены на графике 3.1 - 3.2 Приложения 310.

После предсказания заработной платы на основе данного уравнения для соответствующих переменных в категории бедных с заработной платой, равной нулю, были получены средние значения логарифма заработной платы и логарифма нетрудового дохода для каждого трудоспособного респондента, принадлежащего к той или иной социально-демографической группе. Нетрудно заметить, что именно в домохозяйствах, где проживает супружеская пара с детьми, наименьшее значение показателя средней заработной платы. Также в этих группах

8 В §12 и 15 были рассмотрены методологические подходы, применяемые при построении данного прогноза.

9 В скобках дано значение ¿-статистики.

10 Дальнейшая проверка остатков регрессионных уравнений на соответствие требованиям нормальности распределения и гомоскедастичности будет вестись методом, описанным в §17, соответственно нет необходимости для приведения графического изображения распределения остатков для каждой регрессии.

(супруги с 1-2 детьми, супруги с 3 детьми, одинокий родитель с детьми) наблюдается наименьший показатель нетрудового дохода, это также подтверждает нашу гипотезу о том, что количество источников дохода для домохозяйства является значимым фактором уменьшения/увеличения глубины бедности.

22.2. Зависимая переменная

Перед тем как перейти к анализу функции индивидуального предложения труда, рассмотрим распределение часов работы трудоспособных бедных на основной работе в день. Данные еще раз демонстрируют тот факт, что специфика положения бедных в России состоит в том, что, по крайней мере, половина (48,28% на момент проведения опроса РМЭЗ за 2001 г.) трудоспособных бедных имеют работу, причем постоянную. Многие работающие бедные заняты в среднем более чем 8 часов в день (18,9%), практически все трудоспособные женщины работают или подрабатывают, даже находясь в декретном отпуске (93,94%). Такая же картина наблюдается среди бедных, которые находятся в оплачиваемом или неоплачиваемом отпуске. Абсолютно все из них заняты.

Таким образом, мы можем сделать вывод, что современная структура рынка труда, его сегментированность не предоставляет возможности тем бедным, которые занимают активную позицию на рынке труда, преодолеть черту бедности. Но у бедных, тем более у наиболее уязвимых групп, имеющих высокий показатель остроты бедности, т.е. у семей с детьми нет другого выхода, кроме как работать и стараться увеличить свой доход. Соответственно, что касается идеи регулирования выплат жилищно-коммунальных субсидий через заработную плату, то такой механизм в отношении работающих бедных будет, скорее всего, эффективен, учитывая их занятость в основном на предприятиях госсектора (62,7% работающих бедных). Также нельзя забывать, что, привязывая механизм выплаты дополнительного нетрудового дохода в виде жилищно-коммунальной субсидии к заработной плате, Правительство, тем самым, будет стимулировать часть безработных бедных поменять свой статус занятости, а это может уменьшить долю бедных в целом.

22.3. Функция индивидуального предложения труда

Индивидуальная функция предложения труда бедных России, построенная методом тобит-регрессии для данных РМЭЗ за 2001 г., выглядит следующим образом11:

ln{Hw} = -1,825 + 1,602W - 0,593F +

+ {-12,115^ - 4,755s2 - 6,957s3 - 3,272s4 + 6,088s7 - 0,825s10 - 0,882s11} + + 4,074(wstatus) + 4,050^ + 0,548(gorod) - 0,528female -- 0,168(subszkh) + s,

• напомним, что переменные {sj здесь и в дальнейшем соответствуют номерам 16 социально-демографических групп12:

• wstatus - занятость на государственном предприятии;

• gorod - респондент проживает в областном центре или городе;

• female - бедная трудоспособная женщина;

11 Данные о стандартных ошибках и коэффициентах независимых переменных, не достигших необходимого уровня значимости в 5%.

12 Подробнее см. §14.

• subszkh - размер жилищно-коммунальной субсидии в 2001 г.

В данном регрессионном уравнении приводятся данные о коэффициентах, которые изначально вводились под функцию натурального логарифма, а затем взвешивались на величину стандартного отклонения для каждого наблюдения. Соответственно, учитывая специфику интерпретации коэффициентов тобит-регрессионного уравнения, рассмотренную в §17, мы не будем рассматривать данные коэффициенты как точную количественную оценку вклада, выраженного в реальных величинах, каждого из рассматриваемых факторов в общее изменение зависимой переменной. Коэффициенты при переменных заработной платы и нетрудового дохода являются коэффициентами эластичности функции индивидуального предложения труда бедных по заработной плате и нетрудовому доходу. Аналогично мы будем рассматривать и коэффициент при переменной «жилищно-коммунальная субсидия».

Сразу стоит отметить, что в очередной раз оправдало себя деление бедных домохозяйств на разные социально-демографические типы. Нетрудно заметить, что категория «супруги с 1-2 детьми» сильно отличается от остальных социально-демографических типов по степени влияния на количество часов занятости.

Также довольно интересным представляется значение константы данного регрессионного уравнения13. Предполагая линейную зависимость количества часов работы и заработной платы/нетрудового дохода в интервале Н Е [0;1], мы можем утверждать, что при прочих равных нулю независимых переменных, бедные начнут работать при ставке заработной платы, в среднем равной 783,74 руб., и нетрудовом доходе на человека, в среднем равным 311,08 руб.

Здесь мы можем сразу перейти к проверке выдвинутых гипотез относительно функции индивидуального предложения труда бедных по данным РМЭЗ за 2001 г.

22.4. Проверка гипотез

3. Функция индивидуального предложения труда бедных по данным РМЭЗ за 2001 г. демонстрирует преобладание эффекта замещения над эффектом дохода.

Приведенное выше регрессионное уравнение наглядно подтверждает эту гипотезу. Нетрудовой доход, конечно, оказывает влияние на значение функции индивидуального предложения труда, однако, оно не такое большое, как влияние ставки заработной платы. Важен даже не размер коэффициентов эластичности функции индивидуального предложения труда по заработной плате и нетрудовому доходу, а их отношение между собой, равное приблизительно 2,7. Таким образом, мы можем, до некоторой степени, оценить важность заработной платы и нетрудового дохода для бедного при принятии решения об увеличении/уменьшении количества времени, отводимого на занятость.

Видимо, особое значение ставка заработной платы принимает для супругов с 1-2 детьми. Построенная нами регрессионная модель подтверждает выдвинутые нами раньше предположения об особой ситуации в бедных семьях, в которых есть дети. Даже учитывая тот факт, что матери, как и отцы, заняты, т.е. семья имеет более одного источника дохода, в переводе на эквивалентные душевые доходы такие семьи все равно оказываются за чертой бедности. Несмотря на это данная демографическая группа демонстрирует очень высокую склонность к увеличению количества трудового времени. Эти данные хорошо согласуются с нашими выводами относительно глубины бедности для данного типа семей, т.е. увеличение

13 В данном конкретном случае значение коэффициентов тобит-регрессии при заработной плате и нетрудовом доходе, а также значение константы уравнения будут переведены в соответствующие денежные выражения в ценах 2001 г. Учитывая сложность и громоздкость подобных расчетов, в дальнейшем будем рассматривать только относительные изменения коэффициентов регрессионных уравнений.

количества часов занятости рассматривается респондентами как необходимый фактор поддержания своего существования. Такие выводы еще раз обращают наше внимание на проблему невозможности преодоления черты прожиточного минимума работающими бедными. В этой связи обращает на себя внимание отрицательный коэффициент в регрессионном уравнении для категории бедных трудоспособных женщин. То, что они, по сравнению с бедными трудоспособными мужчинами, скорее сократят свое трудовое время, для домохозяйства, состоящего из супругов и детей, означает большую глубину бедности по сравнению с домохозяйствами других социально-демографических типов.

Необходимо отметить еще несколько важных выводов, которые можно сделать, исходя из анализа полученного тобит-регрессионного уравнения.

• Занятость на государственных предприятиях приводит к тому, что бедные, по сравнению с их коллегами, занятыми на коммерческих предприятиях, заинтересованы в увеличении своего рабочего времени.

Учитывая рассмотренные в гл. III особенности социально-экономического положения бедных России, можно сделать вывод, что бедные не будут увольняться с этих предприятий, даже не получая заработную плату несколько месяцев. Возможным выходом для респондентов являются либо подработки в рабочее время, либо множественная занятость.

• Бедные, проживающие в городах (особенно в Москве и Санкт-Петербурге), в большей степени заинтересованы в увеличении своего рабочего времени.

Несмотря на то, что прожиточные минимумы для определения масштабов бедности в России брались исходя из региональной статистики, Москва и Санкт-Петербург слишком сильно отличаются по уровню жизни от других регионов.

• Жилищно-коммунальная субсидия - значимый фактор категории нетрудовых доходов для бедных респондентов.

В свете рассматриваемой нами проблемы влияния жилищно-коммунальной реформы на социально-экономическое положение бедных данный фактор является подтверждением необходимости отдельного анализа его влияния на трудовое поведение бедных.

Обращает на себя внимание и тот факт, что только 21% бедных по данным РМЭЗ за 2001 г. получали жилищно-коммунальную субсидию, размер которой в ценах 2001 г. равнялся 25,5% всех выплаченных государством населению субсидий по оплате квартиры и жилищно-коммунальных услуг в 2001 г. Данный факт говорит о том, что льготы и субсидии в России, по крайней мере, до 2005 г. в наименьшей степени доступны для беднейших слоев населения. То есть данный результат подтверждает неэффективность социальной политики с точки зрения регулирования социально-экономического положения бедных.

§23. Функция потребления и функция сбережения бедных России

Для выполнения задачи построения функции потребления для бедного населения РФ по данным РМЭЗ на конец 2001 г. было построено четыре модели по данным семейного вопросника РМЭЗ за 2001 г.

Модель функции потребления состояла из трех тобит-регрессий, где зависимой переменной последовательно выступали расходы домохозяйства на товары длительного пользования, расходы на товары повседневного спроса и расходы на медицинские услуги, товары. Аналогичным образом строилась модель сберегательного поведения бедных, где зависимой переменной выступал поток сбережений (увеличение или уменьшение стоимости сбережений в течение отчетного периода). В данном случае модель тобит-регрессии

позволяла учесть сберегательное поведение как домохозяйств-сберегателей, так и несберегателей14.

Сами регрессионные уравнения приняли следующий вид: Товары повседневного спроса = - 1,825 + 1,602(^^о^) + 4,05г7 + 0,548г8 + + (0,593^1 - 2,115^2 - 4,755^3 - 6,957^- 0,825^1 - 0,882^2- 0,479^3 -- 1,034^14 - 0,534^15 + 0,521^9 + 6,088^ + 3,272^} + (- 0,528(gorod) - 0,168(subszkh)} + 8;

Товары длительного пользования = - 21,226 + 0,933(dohod) + + (-14,938^1 - 5,783^10 + 3,757^} + 8;

Медицинские услуги и товары = - 7,026 + 1,154(dohod) - 1,206г8 + + 0,69(gorod) + (1,868^4- 0,406^7 - 0,214^- 0,718^ + 0,669^2} + 8; Сбережения = 25,427 + 1,972(dohod) + (- 4,554.*? - 5,014^ш} + 0,567(м>пиш) + + 2,583г1 + 8.

Напомним, что в качестве контрольной переменной из совокупности ёишшу-переменных, описывающих социально-демографический тип семьи, бралась семья, состоящая из супругов-непенсионеров с другими родственниками, характеризующаяся небольшим коэффициентом глубины бедности (13,44%) и наибольшей долей занятых бедных из числа трудоспособных (84,66% занятых, 95,14% трудоспособных). Не останавливаясь подробно на рассмотрении всех факторов, определяющих потребительское и сберегательное поведение бедных, отметим лишь несколько основных моментов.

• Предельная склонность к потреблению в семьях пенсионеров, а также в семьях, состоящих из одиноких родителей и их детей, гораздо ниже, чем в домохозяйствах других типов.

Объяснение здесь можно найти очень простое. Возьмем домохозяйство с наименьшим показателем предельной склонности к потреблению по отношению к контрольной переменной (семья, состоящая из супругов-непенсионеров и других родственников) и домохозяйство, обладающее наибольшей склонностью к потреблению по отношению к контрольной переменной. Этими домохозяйствами будут супруги-пенсионеры с другими родственниками и супруги с 1-2 детьми и другими родственниками соответственно. Очевидно, что, имея в своем составе детей, домохозяйство будет стараться тратить дополнительные доходы на потребительские товары (лучшие одежда и питание для детей), тем более что наличие других родственников как фактора дополнительных источников дохода этому способствует.

• Отрицательная предельная склонность к потреблению для бедных домохозяйств, преимущественно состоящих из пенсионеров и одиноких родителей с детьми, соседствует с положительной значимой предельной склонностью к потреблению медицинских товаров и услуг.

Данный факт означает, что при получении дополнительного дохода (как трудового, так и нетрудового), домохозяйства, состоящие из пенсионеров и одиноких родителей с детьми более, чем домохозяйства других социально-демографических типов, будут заинтересованы в медицинских товаров и услуг. Можно добавить, что, как оказалось, именно в семьях, где одинокий родитель содержит детей, наблюдается 100% потребность в медицинских товарах

14 Подробнее см. §12 и 19.

и услугах, так как за последние несколько месяцев именно в сфере медицины данные домохозяйства оказались ограничены в плане потребления соответствующих товаров и услуг по причине нехватки средств.

• Положительная значимая склонность к потреблению товаров длительного пользования наблюдается у домохозяйств, состоящих из пенсионеров и их взрослых совершеннолетних детей, тогда как одинокие пенсионеры склонны продавать товары длительного пользования.

Данная категория домохозяйств обладает сравнительно небольшим коэффициентом глубины бедности (8,2%) и практически 100%-й занятостью среди трудоспособных непенсионеров (91%). Как уже не раз отмечалось, наличие в семье пенсионера, получающего пенсию ниже прожиточного минимума, является фактором, способствующим увеличению глубины бедности. Однако для домохозяйств, в составе которых проживают пенсионеры, характерен более низкий объем потребления товаров и услуг в целом, по сравнению с домохозяйствами, состоящими из непенсионеров.

• Среди домохозяйств, в составе которых есть дети, наблюдается стратегия сбережения «на черный день».

Как видно из табл. 2.7, бедные домохозяйства, имеющие в своем составе только супругов и более трех детей, скорее всего, будут отказываться от покупок товаров длительного пользования, а также предпочтут тратить сбережения с целью поддержания необходимого уровня потребления. Домохозяйства же подобного типа, имеющие в своем составе еще и других родственников, демонстрируют высокую склонность к сбережению. Возможный мотив сбережения на «черный день» подтверждается еще и тем фактом, что мы наблюдаем положительную зависимость склонности к сбережению и числа занятых членов домохозяйства. Кроме того, проживание в самом дорогом регионе России - Москва и Санкт-Петербург - способствует откладыванию средств на «черный день». Одной из причин такого поведения может быть факт того, что в среднем для всех бедных домохозяйств, проживающих в городах, наблюдается положительная склонность к потреблению медицинских товаров и услуг при одновременной ограниченности возможностей их потребления.

Дальнейший анализ функций потребления и сбережения, а также проверку соответствующих гипотез проведем после расчета изменений в совокупном доходе бедных домохозяйств России при условии осуществления планируемых изменений в структуре оплаты жилья и жилищно-коммунальных услуг населением РФ.

§24. Расчет изменений в совокупном доходе бедных домохозяйств России с началом реформы отрасли ЖКХ

<.. .> Среднее значение затрат бедных домохозяйств в 2005 г., по сравнению с концом 2001 -началом 2002 гг., вырастет более, чем в три раза. Соответственно было полезным рассмотреть, как будет изменяться доход домохозяйств в виде жилищно-коммунальных субсидий. Наибольшую прибавку в заработной плате в виде ЖК субсидии получат домохозяйства 6-го, 8-го и 7-го (супруги с 1-2 детьми) типов, тогда как значение компенсационного роста для самого большого по количеству членов типа домохозяйств (10-й тип) будет находиться на уровне чуть выше среднего. Возможно, такое несоответствие в затратах и компенсации для семей 10-го типа вызвано их относительно небольшой долей в общем количестве домохозяйств всех типов (менее 1%) и преобладанием домохозяйств 7-го типа (26,14%). Для элиминирования фактора влияния размера домохозяйства и его доли в общей совокупности домохозяйств был произведен расчет прогноза среднего значения жилищно-коммунальной субсидии на одного трудоспособного бедного. Исходя из полученных данных, мы можем сделать вывод, что именно домохозяйства 6-го, 8-го и 10-го типов, понесшие наибольшие затраты в ходе реформы ЖКХ получат наибольшее возмещение в виде ЖК субсидий через заработную плату в расчете на одного трудоспособного бедного. <...>

Что касается домохозяйств, которые в наименьшей степени затронут расходы на реформу отрасли ЖКХ, то это в основном домохозяйства, состоящие из одиноких пенсионеров (1-й тип) одиноких непенсионеров (2-й тип). Также небольшие затраты понесут семьи, состоящие из супругов пенсионеров (3-й тип), тем более что для домохозяйств этого типа, а также 4-й (супруги-пенсионеры с другими родственниками) наблюдается наибольший общий и компенсационный рост пенсий.

Рис. 2

Как показывают приведенные выше результаты, не для всех социально-демографических типов домохозяйств реформа принесла доход в виде жилищно-коммунальных субсидий. Если бы реформа состоялась в том виде, в котором она планируется сейчас, то в 2005 г. в среднем бедные домохозяйства из каждых 100 руб., отданных в виде уплаты за услуги ЖКХ по новым тарифам, получили бы в виде жилищно-коммунальных субсидий 99 руб. 06 коп. Доля компенсационного прироста в виде выплат ЖК субсидий составила бы в среднем 23,5% от совокупного дохода бедного домохозяйства (в 2001 г. - 10,45%).

Основной причиной, по которой жилищно-коммунальная субсидия может быть больше или меньше расходов бедных домохозяйств на оплату жилищно-коммунальных услуг при

условии полной оплаты государством затрат домохозяйства, может быть следующий фактор. Расчет уровня в 22% от совокупного дохода домохозяйств производится на основе данных о совокупном доходе домохозяйств, тогда как размер компенсации бедным через заработную плату рассчитывается на основе социальных норм жилплощади на одного человека. Соответственно в случае бедных наибольшую выгоду реформа может принести тем домохозяйствам, в составе которых большое число работников.

Исходя из полученных данных можно утверждать, что реформа в том виде, в котором она задумывалась, для одиноких пенсионеров, одиноких родителей с детьми, супругов с 3 и более детьми, а также для одиноких непенсионеров и супругов-непенсионеров обернется новыми расходами. Данные типы домохозяйств потеряют в среднем от 64 до 80 руб. из каждых 100, которые они заплатят в ходе реформы ЖКХ. Одновременно с этим есть домохозяйства, которые выиграют от новой системы выплаты ЖК субсидии. Наиболее значимую прибыль получат, в первую очередь, супруги-пенсионеры, проживающие совместно с другими родственниками, а также супружеские пары, в составе которых есть пенсионер, желательно работающий. Прибыль таких домохозяйств в денежном выражении составит в среднем от 35 до 38,5 руб. с каждых 100 руб., которые домохозяйства сначала заплатят, а потом получат обратно с доплатой в виде жилищно-коммунальной субсидий.

Расчет изменений в совокупном доходе бедных домохозяйств России с началом реформы отрасли ЖКХ является лишь необходимым этапом на пути построения нового значения функций индивидуального предложения труда и потребления/сбережения.

§25. Экстраполяция данных прогноза на функцию индивидуального предложения труда бедных

В §12 были рассмотрены основания «замораживания» коэффициентов регрессионного уравнения функции индивидуального предложения труда на уровне 2001 г. Теперь мы имеем возможность ввести в качестве независимых переменных пересчитанную контрактную заработную плату и измененный нетрудовой доход респондента, тем самым мы получаем оценку изменения поведения бедных в сфере занятости с отменой льгот на оплату жилья и ЖКУ.

Данные, представленные на графике, говорят о том, что если реформа отрасли ЖКХ пойдет по тому пути, по которому она задумывалась, то дополнительные расходы домохозяйств вынудят семьи, состоящие из супругов и детей, увеличить свое рабочее время. Одновременно семьи пенсионеров получат достаточный размер компенсации, чтобы их нетрудовой доход в виде пенсий, ЖК субсидий и прочих социальных трансфертов превратил полезность времени, затрачиваемого на занятость, в ноль.

Рис. 3

Среднее значение взвешенного логарифма количества часов занятости в день по социально-демографическим группам в среднем на одного

занятого бедного

в ч

& и

V V

= —

^ е я

■& о и

й о £

а ¡8 н

* ^

а -

^ я

я я

10 5 п

и 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16

-•-2001 0 3,6 0,1 0,9 3,5 2,8 2,3 2,1 1,3 1 1,7 1,8 2,1 2,7 2,2 1,6

--2005 0 2,1 0 0 3,5 3,6 8,9 2,4 0,5 0,7 1,4 2,1 0,7 1,9 1,1 1,6

социально-демографические группы

Перейдем к рассмотрению гипотез, что позволит нам полнее охарактеризовать картину с изменением значения функции предложения труда, а также уровня потребления/сбережения.

25.1. Проверка гипотез

4. В семьях с большим показателем глубины и остроты бедности влияние реформы ЖКХ на изменение значения функции индивидуального предложения труда будет большим, чем в семьях с небольшим показателем глубины и остроты бедности.

Анализ полученных результатов показывает, что в семьях 7-го социально-демографического типа (супруги с 1-2 детьми), где мы наблюдали наибольшее значение коэффициента глубины бедности (63,99%), время, отводимое на работу, будет увеличено, в среднем одним трудоспособным бедным практически в 4 раза. В этом отношении наша гипотеза подтвердилась, однако стоит отметить, что реформа отрасли ЖКХ значимо изменит показатели значения функции индивидуального предложения труда практически для всех бедных домохозяйств. Даже небольшие изменения, отображенные на графике, означают значительное изменение в количестве предложения труда для трудоспособных бедных. Например, тот факт, что работающие пенсионеры, получив большие компенсационные выплаты, могут полностью прекратить участие в занятости (хотя изменение значение функции индивидуального предложения труда небольшое), является не менее важным фактом, чем то, что домохозяйства 7-го типа вынуждены будут так значительно увеличить количество часов занятости. Напомним, что наша модель функции индивидуального предложения труда объясняет изменение количества занятости более чем в половине социально-демографических типов домохозяйств.

Единственный тип домохозяйств, который сохранит уровень своей занятости - это семьи, состоящие из супругов-непенсионеров. Объяснение состоит в том, что именно на этот социально-демографический тип домохозяйств приходится 86% бедных, занятых в среднем от 12 до 20 часов в день, соответственно выводом здесь является то, что эти семьи, по крайней мере, не уменьшат количество предложения труда.

5. С началом интенсивного этапа реформы отрасли жилищно-коммунального хозяйства, то есть отменой существующих льгот по оплате жилья, жилищно-коммунальных услуг, одновременным увеличением тарифов на оплату ЖКУ и новой системой жилищно-коммунального субсидирования наибольшее увеличение совокупного дохода будет наблюдаться в семьях, состоящих из работающих пенсионеров и их родственников, а также в семьях работающих супругов-непенсионеров без детей.

Для проверки данной гипотезы относительно того, что социально-демографический тип семьи 4 или 5 означает больший, по сравнению с остальными типами домохозяйств, доход в виде жилищно-коммунальной субсидии, мы должны построить для спрогнозированных данных 2005 г. пропорцию следующего вида:

соответствует •

Напомним, что абсолютное значение отношения ву/п для 2001 г. равняется 0,372. Среднее

значение отношения для всех типов бедных домохозяйств Ш/у в 2005 г. равняется 0,624. Как

мы видим, значение пропорции изменилось, выросло более чем в 1,5 раза, т.е. значение вклада нетрудового дохода в значение функции индивидуального предложения труда стало больше в 1,67 раза.

Таблица 4. Отношение заработной платы и нетрудового дохода в среднем на одного занятого

Социально-демографический тип домохозяйства ш/ /у в 2005 г.

1. Одинокие пенсионеры 0,01

2. Одинокие непенсионеры 0,23

3. Супруги-пенсионеры 0,01

4. Супруги-пенсионеры с другими родственниками 0,01

5. Супруги-непенсионеры 0,71

6. Супруги-непенсионеры с другими родственниками 1,43

7. Супруги с 1-2 детьми (возраст до 18 лет) 4,18

8. Супруги с 1-2 детьми (возраст до 18 лет) и другими родственниками 0,89

9. Супруги с 3 и более детьми (возраст до 18 лет) 0,23

10. Супруги с 3 и более детьми (возраст до 18 лет) и другими родственниками 0,31

11. Одинокий родитель с детьми 0,25

12. Одинокий родитель с детьми и другими родственниками 0,52

13. Супруги (пенсионер и непенсионер) 0,29

14. Супруги (хотя бы один пенсионер) с взрослыми детьми (18+) 0,32

15. Одинокий родитель с взрослыми детьми (18+) 0,18

16. Другое 0,41

Что касается 4-го и 5-го типов домохозяйств, то мы видим, что, конечно же, для них пропорция в относительном выражении изменилась сильно, однако характер этого изменения различен, что дает нам повод в очередной раз сказать о необходимости учета разного социально-демографического состава малоимущих домохозяйств при назначении социальной помощи. Что касается гипотезы, то мы можем сказать, что она не подтвердилась, так как наибольшее изменение произошло в домохозяйствах 6-го и 7-го типов. Что касается роли жилищно-коммунальной субсидии в изменении дохода домохозяйств, то для семей 4-го типа реформа, скорее всего, принесет прибавку к совокупному доходу в среднем в размере 35 руб. на каждые 100 руб. Для семей 5-го социально-демографического типа, наоборот, реформа скажется на совокупном доходе отрицательно - в среднем такие семьи потеряют

около 25 руб. из каждых 100 руб. Изменение отношения в этих домохозяйствах в

очередной раз указывает на то влияние, которое реформа ЖКХ может оказать на поведение домохозяйств данного социально-демографического типа в сфере занятости.

6. С началом интенсивного этапа реформы отрасли жилищно-коммунального хозяйства, то есть отменой существующих льгот по оплате жилья, жилищно-коммунальных услуг, одновременным увеличением тарифов на оплату ЖКУ и новой системой жилищно-коммунального субсидирования наименьшее увеличение совокупного дохода будет наблюдаться в семьях, состоящих из одиноких родителей с детьми.

Что касается домохозяйств, состоящих из одиноких родителей (11-й тип) и одиноких родителей с детьми и другими родственниками (12-й тип), то, как мы видим, и изменение

отношения , и роль жилищно-коммунальной субсидии для домохозяйств данного

социально-демографического типа различаются. Как уже не раз отмечалось, в лучшем положении после проведения реформы ЖКХ окажутся домохозяйства, в которых проживает большее число людей. Приведенные выше данные (табл. 4 и рис. 2) для домохозяйств, состоящих из одиноких родителей, опровергают это предположение. Одинокий родитель с детьми получит в ходе реформы в среднем с каждых 100 руб. ЖК субсидии около 9,5 руб. прибыли, тогда как одинокий родитель с детьми и другими родственниками с каждых 100 отданных рублей в ходе реформы ЖКХ потеряет около 20 руб. Объяснением в данном случае может быть тот факт, что другие родственники, как это уже отмечалось, могут быть пенсионерами. В случае одиноких родителей с детьми в 12 случае из 13 мы видим именно такую картину. Несмотря на то, что наша гипотеза не подтвердилась, мы опять получаем чрезвычайно важный результат, показывающий, что даже среди бедных наблюдается высокая дифференциация доходов, которая во многом объясняется социально-демографическим типом домохозяйства и характером участия его членов на рынке труда.

7. Новая система жилищно-коммунального субсидирования так изменит соотношение нетрудовых доходов и заработной платы в семьях работающих супругов-пенсионеров, что эффект дохода функции индивидуального предложения труда будет играть большую роль в изменении значения функции индивидуального предложения труда.

Полученные результаты, которые были описаны выше, казалось бы, опровергают эту гипотезу. Однако факт того, что после начала интенсивного этапа реформы домохозяйства, состоящие из супругов-пенсионеров, потеряв около 30 руб. из каждых 100 руб., практически полностью прекратили участие в занятости (значение функции индивидуального

предложения труда равно 0, а отношение равно 0,01), ставит вопрос о необходимости более тщательного исследования семей работающих пенсионеров. Для таких домохозяйств

была построена отдельная тобит-регрессия. Данные приведены в табл. 2.14 приложения 2. Уравнение имеет вид15:

1п(И™] = - 25,312 + 1,149 Ж - 31,447 V + 0,97%огойО - 7,299(^ЫЛ) + 8.

(6,12) (2,84) (7,23) (2,02) (3,11)

Преобладание эффекта дохода в этой функции очевидно. Также заметно явное увеличение роли жилищно-коммунальной субсидии как нетрудового дохода в совокупном доходе домохозяйства. Соответственно становится понятным, почему домохозяйства данного социально-демографического типа даже при повышении ставки заработной платы будут, скорее всего, предпочитать досуг занятости.

8. В условиях изменения системы жилищно-коммунального субсидирования домохозяйства, состоящие из супругов-непенсионеров с детьми, скорее будут тратить прибавку в совокупном доходе домохозяйства в виде жилищно-коммунальной субсидии, чем сберегать.

9. В условиях изменения системы жилищно-коммунального субсидирования домохозяйства, состоящие из супругов-пенсионеров или из пенсионеров с другими родственниками, скорее будут сберегать прибавку в совокупном доходе домохозяйства в виде жилищно-коммунальной субсидии, чем тратить на потребление.

10. В условиях изменения системы жилищно-коммунального субсидирования домохозяйства, состоящие из одиноких родителей с детьми, скорее будут сберегать прибавку в совокупном доходе домохозяйства, чем тратить на потребление.

Проверка трех перечисленных выше гипотез проводилась также путем построения отдельных тобит-регрессионных уравнений для некоторых социально-демографических типов домохозяйств и сравнения их с общим уравнением, описанным в §23. Напомним, что уравнения функций потребления и сбережения выглядят следующим образом.

Товары повседневного спроса = - 1,825 + 1,602(^о^о^) + 4,05г7 + 0,548г8 +

+ (0,593^1 - 2,115^2 - 4,755^3 - 6,957^- 0,825яп - 0,882^2 - 0,479^3 -

- 1,034^14 - 0,534^15 + 0,521^9 + 6,088^ + 3,272^} +

+ (- 0,528^огоё) - 0,168(^6^)] + 8;

Товары длительного пользования = - 21,226 + 0,933(докод) +

+ (-14,938$! - 5,783^10 + 3,757^4} + 8;

Медицинские услуги и товары = - 7,026 + 1,154(ёоНо&) - 1,206г8 + + 0,69^огоф + (1,868$4 - 0,406^7 - 0,214$8 - 0,7Ш9 + 0,669$12] + 8; Сбережения = 25,427 + 1,972((1оИоф + (- 4,554$9 - 5,014$ю} + 0,567(м>пыт) + + 2,583г1 + 8.

Что касается Гипотезы 8, то она полностью подтвердилась лишь в отношении семей, состоящих из супругов, детей и других родственников. Построение отдельного тобит-уравнения для данного типа домохозяйств по данным РМЭЗ за 2001 г. с последующим экстраполированием на эту функцию значений измененного совокупного дохода показало, что значение функции потребления товаров повседневного спроса вырастет более чем в 1,5 раза. Данные приведены в табл. 2.15 приложения 2. Уравнение имеет вид16:

15 В скобках дано значение ¿-статистики.

16 В скобках дано значение ¿-статистики.

Товары повседневного спроса($8) = - 4,82 + 3,62(ёокоф + 1,27(subszkh) + 8.

(1,98) (1,97) (1,88)

Положительный значимый коэффициент при переменной, характеризующей значение жилищно-коммунальной субсидии, выплаченной домохозяйству, подтверждает факт того, что в ходе реформы домохозяйства данного социально-демографического типа получат прибыль с каждых 100 руб., затраченных на оплату ЖКУ, в среднем, в размере 12,2 руб.

Для домохозяйств других типов значимых результатов получить не удалось. Возможно, это связано с большей глубиной бедности и соответственно с большим разбросом значений затрат на потребление, которые плохо соответствуют общей модели. Но скорее всего объяснение состоит в следующем: та категория потребления (товары повседневного спроса, медицинские товары и услуги, товары длительного пользования), которая для бедного домохозяйства в наибольшей степени ограничена по причине нехватки ресурсов, будет использована, как только появится такая возможность. Наибольшую выгоду от реформы ЖКХ из совокупности семей, в которых есть супруги и их дети, должны получить домохозяйства типа 8 и типа 10. Исходя из приведенных выше уравнений домохозяйства 10-го социально-демографического типа, скорее всего, будут тратить сбережения, продавать товары длительного пользования для поддержания своего уровня потребления, но при условии получения ЖК субсидии, превосходящей их затраты на оплату услуг ЖКХ, смогут в большем объеме потреблять медицинские товары и услуги. Данные приведены в табл. 2.15

17

приложения 2. Уравнение имеет вид :

Медицинские услуги и товары(%\0) = 1,12 + 32,41(ёоИо^) + 2,71(.шЬ5гМ) + 8.

(2,33) (2,12) (1,91)

Из уравнения видно, что ЖК субсидия становится фактором дохода для домохозяйств, состоящих из супругов с 3 и более детьми, а также другими родственниками. Данный вывод подтверждает наше высказывание относительно того, что в наилучшем положении окажутся домохозяйства больших размеров.

Что касается Гипотезы 9 и Гипотезы 10, то стоит отметить, что для данных семей оказались значимыми коэффициенты в общих уравнениях тобит-регрессии, причем именно пенсионеры получат наиболее значимый прирост в значении функции сбережения для совокупного дохода по данным прогноза 2005 г. относительно данных РМЭЗ за 2001 г. (около 47% в расчете на семью из двух супругов пенсионеров (тип 4) или 32% в расчете на семью из одного пенсионера и одного занятого непенсионера (тип 13)).

Для домохозяйств, в которых одинокий родитель содержит детей, опять становится значимым фактор совместного проживания с другими родственниками, в основном это пенсионеры, чьи пенсии ниже прожиточного минимума. Как уже не раз отмечалось, в случае таких семей даже прибавка в совокупном доходе в виде жилищно-коммунальной субсидии не сможет покрыть всех затрат в расчете на одного человека, которые семья понесет в ходе реформы ЖКХ. Данный факт и приводит к тому, что домохозяйства 12-го социально-демографического типа вынуждены увеличивать количество занятости для того, чтобы компенсировать потерю почти 20 руб. с каждых 100 руб. Соответственно в отношении этих домохозяйств наша гипотеза не подтвердилась. Однако для домохозяйств, состоящих из одинокого родителя и детей (11-й тип) оказалось, что прибавку в размере 9,5 руб. в виде ЖК субсидии домохозяйство действительно будет тратить на сбережение. Данные приведены в табл. 2.15 приложения 2. Соответствующее уравнение функции сбережения выглядит следующим образом18:

17 В скобках даны значения ¿-статистики.

18 В скобках даны значения ¿-статистики.

Сбережения(ъи) = 16,21 + 3,11^оИоф + 2,37(н,пыт) + 4,45($иЪ$2Ш) + 8.

(2,33) (2,11) (1,97) (2,11)

Логичным объяснением увеличения именно значения функции сбережения, а не потребления для домохозяйства, в котором есть дети, может быть факт того, что в условиях одного из самых высоких показателей глубины бедности (43,49%) одинокий родитель постарается стабилизировать не поток расходов, а поток жизненных благ. А в ситуации неопределенности, которая сопутствует любой реформе, благо сбережений, сделанных под влиянием мотива «на черный день» будет чрезвычайно высоко, так как «завтра» может быть еще хуже, чем «сегодня».

Таким образом, мы можем отметить, что для сегодняшней России учет любых, пусть даже самых грубых, социальных категорий может стать именно тем решающим фактором, который определит параметры будущей социальной реформы.

<...> Заключение

Реформа отрасли жилищно-коммунального хозяйства интересна тем, что в условиях, когда положение бедных и без того довольно сложное, будет проведена очередная глобальная реформа, которая затронет каждого человека, имеющего место жительства. Одной из отличительных черт этой реформы является шоковый сценарий ее проведения, при котором с 1 января 2005 г. Правительство планирует отменить все льготы на оплату жилья и жилищно-коммунальных услуг. Понимая, что при таком развитии ситуации малоимущим домохозяйствам необходимо оказать серьезную материальную поддержку, государство планирует осуществить выплату жилищно-коммунальной субсидии через заработную плату или адресную социальную помощь. Основная идея настоящего исследования заключалась в расчете изменений в совокупном доходе бедных домохозяйств России, связанных с отменой льгот на оплату жилья и жилищно-коммунальных услуг, а также одновременным ростом тарифов на ЖКУ. Результаты расчетов были экстраполированы на функцию индивидуального предложения труда и функцию потребления бедных домохозяйств России. Такой подход дал нам возможность оценить изменения в стратегиях занятости и потребления бедного населения России с началом реформы отрасли жилищно-коммунального хозяйства.

Целью настоящего исследования являлся анализ влияния реформирования отрасли жилищно-коммунального хозяйства на трудовое и потребительское поведение бедных России. В категорию бедных, согласно официально принятой в России абсолютной концепции бедности, мы относили всех граждан России, чей душевой месячный доход в 2001 г. по данным РМЭЗ был ниже официально установленного в РФ и регионах РФ прожиточного минимума. Предметом нашего анализа было изменение трудового и потребительского поведения бедных России в условиях отмены льгот на оплату жилья, жилищно-коммунальных услуг и одновременным ростом тарифов на оплату жилищно-коммунальных услуг.

В ходе настоящего исследования были рассмотрены факторы, повлиявшие на начало преобразований в сфере ЖКХ, проанализировано Законодательством РФ на предмет регулирования сферы предоставления жилищно-коммунальных услуг населению. Также мы уделили внимание рассмотрению последних инициатив крупного бизнеса по реформированию отрасли ЖКХ. Анализу были подвергнуты все основные сценарии реформы с точки зрения изучения их влияния на социально-экономическое положение бедных.

В ходе исследования была также представлена как можно более полная информация о социально-экономическом положении бедных накануне начала интенсивного этапа реформы отрасли жилищно-коммунального хозяйства.

Для более четкого определения категории бедных по данным РМЭЗ за 2001 г. мы проанализировали как официально принятую в России абсолютную концепцию бедности, так и другие существующие в современной науке подходы к определению масштабов бедности. Задача анализа методики определения масштабов бедности, действующей в России, была выполнена наряду с анализом масштабов распространения, а также глубины и остроты бедности в России. Отдельного внимания заслужило выявление специфики современного поведения бедных в сфере занятости и потребления, в том числе с использованием материалов проведенных по этой проблематике исследований.

Решение задач по эмпирическому определению влияния реформы отрасли ЖКХ на стратегии социально-экономического поведения бедных в сфере занятости и потребления было бы крайне затруднено без использования принципов расчета изменений в жилищных субсидиях для населения России с началом реформы ЖКХ, разработанных экспертами НИСП в рамках проекта по заказу РАО «ЕЭС России». Также в исследовании были использованы данные Института экономики города и материалы Министерства экономического развития и торговли РФ: «Прогноз социально-экономического развития Российской Федерации на 2003 год и основные параметры прогноза до 2005 года».

Один только расчет изменений в совокупном доходе бедных домохозяйств России при условии осуществления планируемых изменений в структуре оплаты жилья и жилищно-коммунальных услуг населением РФ дал множество результатов, анализ которых показал не только высокую дифференциацию бедных по доходам (даже в рамках прожиточного минимума), но и необходимость учета социально-демографического типа домохозяйства при анализе влияния реформы отрасли ЖКХ на социально-экономическое положение бедных.

Для более точной характеристики изменений в поведении бедных на рынке труда и в сфере потребления полученные данные относительно измененного совокупного дохода домохозяйств были экстраполированы на функцию индивидуального предложения труда бедных и функцию потребления/сбережения. Анализируя полученные результаты, мы можем отметить, что для сегодняшней России учет любых, пусть даже самых грубых, социальных категорий может стать именно тем решающим фактором, который определит параметры любой будущей социальной реформы. В этом плане экономико-социологический подход к изучению поведения населения позволяет учитывать все возможные сценарии развития ситуации.

На основе материалов проведенного исследования мы можем выдвинуть в качестве основных рекомендаций относительно учета влияния реформы отрасли жилищно-коммунального хозяйства на стратегии поведения бедных в сфере занятости и потребления следующие положения:

• необходимо проведение репрезентативного для России исследования, цель которого -выяснить объем и структуру реальных потребностей домохозяйств различного социально-демографического типа в жилищно-коммунальных услугах;

• для успешного проведения реформы отрасли ЖКХ необходима корректировка Законодательства РФ не только относительно деятельности предприятий, предоставляющих ЖКУ населению, но и относительно механизмов назначения и выплаты жилищно-коммунальной субсидии;

• для более точной характеристики социально-экономического положения бедных в преддверии реформы отрасли ЖКХ будет полезным проведение отдельного репрезентативного для России исследования, целью которого будет анализ социально-

экономического положения домохозяйств в зависимости от коэффициента глубины бедности данных домохозяйств;

• анализ коэффициентов эластичности функции индивидуального предложения труда населения России заслуживает отдельного исследования в свете организации выплат жилищно-коммунальной субсидии через заработную плату.

Список использованной литературы

Монографии

1. Айвазян С.А., Колесников С.О. Уровень бедности и дифференциация населения России по расходам. М.: РПЭИ, 2001.

2. Бедность в России. Государственная политика и реакция населения / Под ред. Дж. Клугман. Пер. с англ. Международный банк реконструкции и развития. М.: Всемирный банк, 1998.

3. Бедность: альтернативные подходы к определению и измерению: Коллективная монография. Научный доклад / Московский центр Карнеги. Вып. 24. М., 1998.

4. Бремя государства и экономическая политика: (либеральная альтернатива). Под ред. Е.Г. Ясина. М.: Фонд «Открытая Россия». 2002.

5. Гимпельсон В. Е. Экономическая активность населения России в 1990-е годы: Препринт WP3/2002/01. М.: ГУ-ВШЭ, 2001.

6. Бейкер Дж.Л. Оценка воздействия проектов на бедность: практическое руководство / Пер: П. Войтинский, Я. Соколова. Науч. ред. И. Зимин. ЬСБРК/РКМРО. Всемирный Банк, 2000.

7. Дмитричев И.И. Бюджет семьи как основа для изучения уровня жизни населения. М.: Республиканский информационно-издательский центр, 1992.

8. Жилищная экономика: Пер. с англ. / Под ред. Г. Поляковского. М.: Дело, 1996.

9. Капелюшников Р.И. Российский рынок труда: адаптация без реструктуризации. М.: ГУ-ВШЭ. 2001.

10. Колеников С. Прикладной эконометрический анализ в статистическом пакете Б1а1а. М.: РЭШ, 2000.

11. Колосницын И., Суринов А., Торджман Ш. Анализ уровня жизни и дифференциации доходов в регионах России при разработке адресных программ социальной помощи населению. М. 2001.

12. Корчагина И., Овчарова Л., Турунцев Е. Система индикаторов уровня бедности в переходный период в России. Российская программа экономических исследований. Научный доклад № 98/04. М., 1998.

13. МакКрэкен Г. Культура и Потребление. СПб., 2001.

14. Мисихина С. Г. Социальные пособия, льготы и выплаты в Российской Федерации. Распределение по группам населения с различным уровнем дохода: проблемы и решения. М.:ТЛС18, ЕБЯШ 9410, 1999.

15. Можина М. Бедность: взгляд ученых на проблему // Демография и социология. Вып. 10. Институт социально-экономических проблем народонаселения. М., 1994.

16. Общественное мнение 1992-2002. М.: ВЦИОМ, 2002.

17. Последствия реструктуризации электроэнергетики для жилищно-коммунального комплекса. Предварительный вариант отчета. Подготовлено для ГУ-ВШЭ. М.: Фонд «Институт экономики города». 2002. Декабрь.

18. Предложения к стратегии содействия сокращения бедности в России. Анализ и рекомендации. Тематическая группа ООН по проблемам бедности (издание Московского бюро МОТ, подготовленное в рамках программы сотрудничества МОТ и Правительства Российской Федерации). Выпуск 1-2. М., 2002.

19. Разумов А. А. Работающие бедные в России. М.: ВЦУЖ.. 2002.

20. Рощин С.Ю. Предложение труда в России: микроэкономический анализ экономической активности населения: Препринт WP3/2003/02. М.: ГУ-ВШЭ, 2003.

21. Социальное обеспечение экономических реформ. Научные труды № 44Р / Ред. А. Молдавский, Н. Главацкая. М.: ИЭПП. 2002.

22. Шишкин С.В. Экономика социальной сферы. М., 2003.

23. Ashenfelter O., Card D. Handbook of Labor Economics. Volume 3A. Elsevier, 1999.

24. Beyond the Threshold. The measurement and analysis of social exclusion / Ed. by G. Room. The Policy Press, 1995.

25. Mack J., Lansely S. Poor Britain. L. George Allen and Unwin, 1985.

26. Zimmermann K.F, Veall M.R. Goodness of fit measures in the tobit model. Oxford Bulletin of Economics and Statistics. 1994., N56(4): Р. 485-499.

Учебники и учебные пособия

27. Доугерти К. Введение в эконометрику: Пер. с англ. М.: ИНФРА-М, 1999.

28. Кейнс Дж.М. Общая теория занятости, процента и денег: Пер. с англ. / Общ. ред. и предисл. О.Г. Милейковский, И.М. Осадчая. М.: Прогресс, 1978.

29. Любимов Л. Л., Раннева Н.А. Основы экономических знаний. М. 1997.

30. Рощин С.Ю., Разумова Т.О. Экономика труда. М. 2000.

31. Смелзер Н. Социология: Пер. с англ. М.: Феникс, 1998.

32. Эренберг Р.Дж., Смит Р.С. Современная экономика труда. Теория и государственная политика. М.: Изд-во МГУ, 1996.

33. Foster J. On Economic Poverty a Survey of Aggregate Measures, Advances in Econometrics 3. 1984.

34. Verbeek M. A Guide to Modern Econometrics. John Wiley & Sons, Ltd. West Sussex PO19 1UD, England, 2000.

Периодические издания

35. Будем платить по полной программе? Философия реформы ЖКХ - переложить расходы по содержанию жилья с государства на население // Санкт-Петербургские ведомости. 2003. 26 апреля.

36. Измерение и диагностика бедности в странах Европы и Центральной Азии, разрабатывающих ДССБ. Материалы научно-практического семинара. Москва, 16-26 апреля 2002 г.

37. Крепость ЖКХ. От редакции // Ведомости. 2002. 28 ноября.

38. Крыштановский А.О. Ограничения метода регрессионного анализа // Социология 4М. 2002. № 12. С.96-112.

39. Мусорные короли. От редакции // Ведомости. 2003. 11 апреля.

40. Невинная И., Арсюхин Е., Служаков В. Энергетика Чубайса // Российская газета. 2002. 24 апреля.

41. Овчарова Л.Н., Сурков С.В., Пишняк А.И., Попова Д.О. Вопросы социальной политики и сокращения бедности в России в контексте целей развития тысячелетия. Первый вариант финального отчета. Рукопись. М., 2003.

42. Радаев В.В. Кто поможет работающим бедным? // Pro et Contra. 2001. Т. 6. № 3.

43. Кларк С. Бедность в России // ЭКО. 1998. № 10-12.

44. Сас И. Богатый богатеет, бедный нищает. Дальнейшая дифференциация общества -кратчайший путь к диктаторскому режиму // Независимая газета. 2003. 15 апреля.

45. Сенинский С. Новый закон о реформе жилищно-коммунального хозяйства России // Радио «Свобода». 2003. 11 апреля.

46. Финансовая активность населения России в 1995-2000гг. Исследовательская группа ЦИРКОН // Эксклюзивный маркетинг. 2001. Вып. 3 (24).

47. Borjas G.J., Heckman J.J. Labor Supply Estimates for Public Policy Evaluation // Working Paper № 299. Cambridge: National Bureau of Economic Research, November 1998.

48. Earle J.S., Sabirianova K.Z. How Late to Pay? Understanding Wage Arrears in Russia. // SITE Working Paper. 1999. № 139.

49. Layard R., Richter A. How much Unemployment is Needed for Restructuring: The Russian Experience // Economics of Transition. 1995. № 3 (1). Р. 367-379.

50. Ravallion M. Poverty Comparisons a Guide to Concepts and Methods // LSMS Working Paper. Washington, БС: World Bank. 1983. № 88.

Статистические сборники

51. Российский статистический ежегодник: Стат. сб. М.: Госкомстат России. 2002.

52. Россия в цифрах: Крат. стат. сб. М.: Госкомстат России. 2002.

53. Социальное положение и уровень жизни населения: Стат. сб. М.: Госкомстат России. 2002.

Источники из Интернета

54. Основные направления социально-экономической политики Правительства Российской Федерации на долгосрочную перспективу // http://www.akm.ru/rus/gosinfo/progr_gov.

55. Официальный сайт РАО «ЕЭС России» // http://www.rao-ees.ru.

56. Сайт Forum.GfK.ru. Тексты по маркетингу и статистике / Регрессионный анализ // http://forum.gfk.ru/texts/spss/chapter06.doc.

57. Экономика и управление предприятием ЖКХ. МЦФЭР // http://www.gkh.ru.

Официальные документы

58. Аналитический вестник Счетной Палаты РФ. Министерство финансов РФ. 2002. № ОФК 2349.

59. Ежегодное Послание Президента РФ Федеральному Собранию РФ. 16 мая 2003 г. / Официальное Интернет-представительство Президента России.

http://www.kremlin.ru/text/appears/2003/05/44623.shtml.

60. Жилищный кодекс РСФСР. Дополнения от 12.05.1994, М., 1995. П. 7.2.

61. Зинин В.Г., Антонова Н.А., Байгереев М.С. Политика доходов населения: меры по повышению доходов, совершенствованию оплаты труда и сокращению бедности. Аналитическая записка Департамента доходов населения и уровня жизни Минтруда России. М.: Департамент доходов населения и уровня жизни.

http://www.zanas.ru/dep/income/analitics/zap.html.

62. Конституция Российской Федерации. Официальное издание. М.: Юридическая литература: Администрация Президента Российской Федерации. 1997.

63. Методические рекомендации по определению потребительской корзины для основных социально-демографических групп населения в целом по Российской Федерации и в субъектах Российской Федерации. М.: Минтруд, 2001.

64. Постановление Совмина СССР от 23.02.81 № 209 «Об утверждении положения о льготах ветеранам и инвалидам Отечественной войны и семей погибших военнослужащих».

65. Прогноз социально-экономического развития Российской Федерации на 2003 год и основные параметры прогноза до 2005 года. М.: Министерство экономического развития и торговли РФ. Август 2002.

66. Прогноз социально-экономического развития Российской Федерации на 2003 год и основные параметры прогноза до 2005 года. М.: Министерство экономического развития и торговли РФ. Декабрь 2002.

67. Программа социально-экономического развития России на среднесрочную перспективу (2002-2004 гг.).

68. Социальные аспекты реализации жилищно-коммунальной реформы в Российской Федерации //Аналитический вестник Совета Федерации ФС РФ. 2002. № 19 (150).