Корчагина - Система Индикаторов Уровня Бедности

В России значительная часть населения живет за чертой бедности. Вопрос в том, насколько значительная. Ответ зависит от определения того, что следует считать уровнем бедности. Российские исследователи и политики периода реформ весьма свободно манипулируют данным понятием, и их оценки масштабов бедности в стране зачастую кардинально расходятся.

Используемая российскими органами статистики методика оценки бедности, как доказывают авторы исследования, также является неудовлетворительной. Критерий прожиточного минимума, на котором она строится, в принципе приемлем. Однако при определении уровня бедности, прожиточный минимум сравнивается с душевыми денежными доходами населения, в которых не учтены другие возможные способы получения потребительских благ - например, за счет личного подсобного хозяйства. Кроме того, методика игнорирует экономию душевых расходов за счет увеличения размера семьи (вследствие совместного потребления жилища, покупки товаров общего пользования и т.п.). Отсюда -некорректная оценка уровня бедности в России.

Авторы ставят задачу пересмотреть официальные данные об уровне бедности с учетом указанных факторов. Применяя одну из международных методик, они заменяют при определении уровня бедности показатель душевых денежных доходов на показатель душевых потребительских расходов семьи. Это позволило оценить не только денежные расходы домохозяйств, но и потребление продуктов, произведенных в личном подсобном хозяйстве. Помимо этого, в анализе были учтены и средства хозяйств, идущие на сбережения.

Для учета экономии душевых потребительских расходов “на масштабе” семьи, авторы рассчитали шкалу корректировки душевых потребительских расходов (“шкалу эквивалентности”) в зависимости от размеров семьи. Расчет был сделан на основе данных обследования 616 домохозяйств в Волгоградской области.

В результате последующего пересчета официальных данных оказалось, что бедность в России не так распространена, как принято считать: ниже прожиточного минимума находятся не 34-44% российского населения, как это следует из официальных данных, а 24-28%. А из городских жителей только 10% не располагали достаточными ресурсами для покрытия расходов по приобретению минимального продуктового набора, т.е. находились в крайней бедности. Все это объясняется в первую очередь

Основные предпосылки и выводы

тем, что в целом около 40% потребляемых продуктов производится в личном подсобном хозяйстве.

В сельской местности этот показатель значительно выше - внутри домохозяйств производится 75% продуктов питания. Получается, что, вопреки распространенному мнению, сельские и городские жители имеют довольно равные возможности для существования на уровне прожиточного минимума и выше. В среднем за 1996 год как в городе, так и в сельской местности находились ниже прожиточного минимума примерно равные доли населения - около 25% .

Почти к аналогичным результатам подводит и пересчет душевых доходов по предложенной авторами шкале эквивалентности. Правда, как считают авторы, к выводам, полученным по этой методике, следует подходить с осторожностью - учет экономии на больших размерах семьи может захватывать случаи понижения расходов за счет снижения стандартов потребления, как это наблюдается в больших бедных семьях.

В дополнение к описанным методам оценки уровня бедности по текущим доходам/расходам, авторы предлагают расширительные подходы к измерению бедности. Доходы и расходы семей, по их мнению, не всегда являются единственно надежным измерителем бедности; необходимо учитывать такие важные составляющие экономического потенциала домохозяйств, как движимое и недвижимое имущество, другие бытовые и социальные условия жизни. В этой связи предложены: модель интегрального измерения бедности с учетом обеспеченности материальными активами (движимым и недвижимым имуществом), и факторная методика оценки уровня бедности по множественным параметрам. Их применение демонстрируется на примерах измерения бедности в Санкт-Петербурге и Волгоградской области. Как указывают авторы, расширенные модели могут использоваться региональными органами власти для определения типов бедных семей и выбора первоочередных претендентов на адресную социальную поддержку.

1. ВВЕДЕНИЕ.

В течение долгих лет в бывшем Советском Союзе вопрос о бедности не обсуждался в открытой печати. Полагалось, что существовавшая система социальной поддержки при полной занятости трудоспособного населения в достаточной степени удовлетворяет нужды нетрудоспособных. Проблема бедности, выработки концепции ее определения и измерения не находила должного отражения в исследованиях наших экономистов.

Впервые в открытой печати термины "прожиточный минимум" и "черта бедности" стали употребляться в начале 90-х годов. Но это не означает, что в СССР не существовало проблемы бедности. В 1975 году в Советском Союзе впервые ввели пособие на детей в малообеспеченных семьях. Малообеспеченной была признана семья, имеющая душевые доходы ниже 50 рублей. К 1985 году порог бедности был поднят до 75 рублей и служил критерием определения минимальной заработной платы и минимальной пенсии.

В закрытых для публикации исследованиях начиная с 60-х годов нормативным методом разрабатывались рациональные и минимальные потребительские бюджеты для различных групп населения. Данный нормативный метод базировался на синтезе абсолютной и относительной концепций бедности. М. Можина (Можина ред. 1994, с.267) отмечает, что эти минимальные потребительские бюджеты не были по-настоящему минимальными. В минимальный и рациональный потребительские наборы были включены в основном одни и те же непродовольственные товары и услуги (300 наименований), и продукты питания. Однако, для расчета стоимости минимальной потребительской корзины использовались фиксированные государственные цены, а для рациональной потребительской корзины - средние цены покупок. В этом заключалось основное отличие минимальной потребительской корзины от рациональной. Следовательно, состав и структура включенных в минимальный бюджет товаров и услуг были сориентированы на средний стандарт потребления. Именно эта методика использовалась при определении границы малообеспеченности в 1975 и в 1985 годах. При этом прожиточный минимум составлял половину среднего душевого дохода. Доля расходов на питание равнялась 50%.

По оценкам В.Г. Зинина (Мониторинг 1996, с.221), в 1975 году (граница бедности соответствовала душевому доходу в 50 руб.) в целом по стране среди семей рабочих и служащих доля имеющих доходы ниже черты бедности составляла 16%, а среди колхозников - 39%. В 1985 году (при пороге бедности в 75 руб.) - соответственно 16.3% и 27.6%. Накануне реформ, в 1989 году, к категории бедных по разным оценкам относились 16-25% от общей численности населения.

1. Введение

В 1992 году под редакцией Н. Римашевской (Римашевская ред. 1992) была опубликована монография, где впервые дана социально-демографическая характеристика бедных семей в России и показаны тенденции в ее изменении на примере данных обследования г. Таганрога (типичного среднего российского города) в 1978 и 1989 гг. В частности, было отмечено, что уже в 1989 году наметились негативные структурные сдвиги в составе бедных семей: среди них сократилась доля традиционно бедных категорий населения (одинокие пенсионеры, неполные и многодетные семьи) и увеличилось представительство социально благополучных семей. Либерализация цен в январе 1992 года привела к падению более чем в два раза реальных доходов всех социальных слоев населения. Стала очевидной необходимость изменения объема и структуры прожиточного минимума. В ноябре 1992г. новый прожиточный минимум был утвержден Министерством труда РФ.

C 1992 вопросы, касающиеся распространения и глубины бедности, широко обсуждаются в российском обществе. Многие политики и исследователи, учитывая социальную значимость рассматриваемой проблемы, стали активно манипулировать различными показателями уровня бедности в России, приводя взаимоисключающие оценки масштабов бедности и упрекая друг друга в недостоверности используемых данных. При этом каждый по своему определяет, кого считать бедным. В действительности существует широкий спектр определений бедности, и без договоренности об использовании единого подхода к определению бедности сопоставлять различные оценки ее уровня невозможно.

В данном докладе на основе изучения мирового опыта исследования бедности сделана попытка переоценки официальных данных о масштабах бедности в России. Вместо душевых денежных доходов для сопоставления с величиной прожиточного минимума предлагается использовать показатель душевых потребительских расходов семьи, включающий в себя не только денежные расходы домохозяйств, но и денежную оценку потребления продуктов питания, произведенных в личном подсобном хозяйстве.

Принимая во внимание то обстоятельство, что доходы и расходы семей не всегда являются единственно надежным измерителем бедности, в докладе предложено более широкое понимание бедности, с учетом наличия таких важнейших составных частей экономического потенциала домохозяйств, как собственность, жилье и имущество. На основе данного подхода рассматриваются интегральная оценка бедности и факторная методика оценки нуждаемости семей в дополнительной социальной защите.

2. ОПРЕДЕЛЕНИЕ ЧЕРТЫ БЕДНОСТИ В РОССИИ В ПЕРЕХОДНЫЙ ПЕРИОД.

Проблема бедности в той или иной форме проявляется в любом обществе. В этом смысле она универсальна и повсеместно является объектом пристального внимания. Между тем, однозначного, общепринятого определения бедности не существует и существовать не может. Оно дискуссионно по своей природе и постоянно конкретизируется и модифицируется.

Первые серьезные попытки изучения и измерения бедности были осуществлены в Великобритании в конце прошлого века. Они связаны с именами Ч.Бута (Booth 1889)и С.Роунтри (Rowentree 1901) работы которых положили начало широким исследованиям в этой области. За последние два десятилетия в мире накопилась обширная научная литература, посвященная вопросам бедности. Объектом дискуссии по-прежнему остается само понятие "бедность". Диапазон мнений здесь исключительно широк, предлагаемые границы бедности колеблются от физиологического минимума до исторически сложившегося уровня жизни большинства населения.

Проводимые в различных странах многочисленные исследования, различающиеся по методологии и масштабам, с трудом поддаются сравнению и обобщению. Из-за нечеткости критериев и низкого уровня достоверности статистических сведений определение масштабов бедности бывает затруднено даже в пределах одной страны и колеблется от исследования к исследованию.

В целом, борьба с бедностью преследует две основные цели: изыскание необходимых ресурсов для помощи бедным и предоставление им возможностей для самостоятельного выхода из создавшегося положения. Отсюда вытекает и центральная проблема: определение минимального уровня дохода, необходимого индивиду для обеспечения его повседневных потребностей.

В мировой практике четко прослеживаются три основных подхода к определению и измерению бедности: абсолютный, относительный и субъективный.

Абсолютная концепция бедности базируется на установлении минимума средств существования. Минимальный уровень жизни обычно считается стабильным и не зависящим от времени. Минимальные потребности человека в питательных веществах считаются в основном одинаковыми во всех странах и требуют лишь незначительных поправок на природноклиматические условия.

Критики абсолютной концепции бедности обычно указывают на невозможность определения такого минимума в связи с различным стилем жизни людей (Townsend 1979).

В соответствии с относительной концепцией бедности бедным признается тот, чей доход не позволяет жить в рамках признанного и преобладающего в данном обществе стандарта потребления. Поскольку дифференциация благосостояния характерна для любого общества, постольку согласно данной концепции бедность будет существовать всегда.

Концепция субъективной бедности основывается на субъективных оценках людьми своего материального положения. Критики этого сравнительно нового подхода к определению бедности ссылаются на невозможность сопоставления уровней благосостояния и сравнения субъективных данных.

Каждая из концепций, взятая в чистом виде, обладает недостатками, серьезно затрудняющими ее использование в качестве исходного пункта измерения бедности. Поэтому статистическая практика пошла по пути комбинирования элементов нескольких концепций.

В настоящее время государственные органы социальной поддержки в России ориентируются на абсолютную концепцию бедности, используя при этом некоторые элементы относительного подхода. Расчеты стоимостной величины прожиточного минимума осуществляются на основании Методических рекомендаций по расчетам прожиточного минимума по регионам Российской Федерации.

В России прожиточный минимум рассчитывается на основе нормативностатистического метода, в соответствии с которым минимальная потребительская корзина складывается из минимальной продуктовой корзины, учитывающей диетологические ограничения и обеспечивающей минимально необходимое количество калорий, а также расходов на непродовольственные товары и услуги, налоги и обязательные платежи, которые составляют определенную долю от стоимости продуктового набора и соответствуют по структуре затрат на эти цели бюджетам низкодоходных семей.

Стоимостная величина прожиточного минимума представляет собой суммарную стоимостную оценку продуктового набора и соответствующих ей по доле затрат стоимости непродовольственных товаров и услуг с добавлением величины налогов:

C(min)i = Cf, + Cg, + Cs, + Ct,

Cf - стоимостная оценка продуктового набора i-ой половозрастной группы населения;

Cgi - стоимостная оценка потребления непродовольственных товаров i-ой половозрастной группой;

Cs_i - стоимостная оценка расходов на платные услуги i-ой половозрастной группой;

Ct_i - расходы на налоги i-ой половозрастной группы населения.

Cgi.si.ti = Cfi * (Kgi,si,ti : Kfi)

Kg_i,s_i,t_i - показатели структуры прожиточного минимума i-ой

половозрастной группы населения.

i - принимает значения от 1 до 5:

i =1 - для трудоспособного населения,

i =2 - для пенсионеров,

i =3 - для детей в возрасте до 6 лет,

i =4 - для детей в возрасте 7-15 лет,

i =5 - в среднем для всех половозрастных групп.

В прожиточном минимуме трудоспособного работника доля расходов на питание составляет 61.6% (см. табл.1), у пенсионера - 82.9%, а в среднем на душу населения - 68.3%.

С 1992 года состав и структура официального прожиточного минимума не изменялись, несмотря на то, что низкая доля расходов на непродовольственные товары в структуре прожиточного минимума предполагала удовлетворение потребности населения в этих товарах в основном за счет некоторых имеющихся у населения запасов. В дальнейшем предполагался пересмотр прожиточного минимума в сторону увеличения доли расходов на непродовольственные товары и услуги.

Таблица 1. Структура величины прожиточного минимума по социальнодемографическим группам населения (в процентах).

Всего расходов Питание Непродоволь ственные товары Услуги Налоги и платежи Все население 100 68,3 19,1 7,4 5,2 Трудоспособное население 100 61,6 21,4 8,9 8,1 Пенсионеры 100 82,9 10,0 7,1 - Дети: 0-6 лет 100 74,5 18,9 6,6 - 7-15 лет 100 73,4 19,8 6,8 -

3. ОЦЕНКИ УРОВНЯ БЕДНОСТИ В РОССИИ.

3.1 Душевые денежные доходы как критерий уровня бедности

Источники информации об уровне бедности. На макроэкономическом уровне основным статистическим индикатором, характеризующим распространенность бедности, является доля населения с душевыми денежными доходами ниже стоимости прожиточного минимума. Среди экспертов нет единого мнения относительно масштабов распространения бедности в постсоветской России. В соответствии с этим можно выделить три основных источника информации об уровне бедности в России.

1. Данные государственной статистики. Для органов государственной статистики основным источником информации об уровне жизни населения является проводимое во всех субъектах Федерации Госкомстатом РФ обследование семейных бюджетов, охватывающее 48.6 тыс. домохозяйств. Выборочная совокупность домашних хозяйств организуется на принципах представительности категории "все население" в пределах отдельного региона РФ.

2. Российский мониторинг экономического положения и здоровья населения (RLMS). Данное обследование проводится с 1992 года при финансовой поддержке Мирового банка. Всего организовано семь раундов данного обследования, последний из которых проводился в октябре 1996 года. RLMS основано на репрезентативной выборке 6.5 тыс. домохозяйств, представляющих население Российской Федерации в целом. В 1994 году организаторы данного исследования существенно изменили выборку, что необходимо учитывать при анализе динамики уровня бедности.

3. Специально организованные одномоментные обследования. К числу таких исследований относится, например, опрос 8 тыс. домохозяйств, проведенный по заказу Центрального банка РФ Институтом социальноэкономических проблем народонаселения (ИСЭПН) РАН в октябре 1996 года при участии авторов данного доклада. Это исследование проводилось с целью изучения сберегательного поведения населения. Основным источником прироста сбережений являются текущие денежные доходы населения, поэтому основу программы опроса составляли вопросы, связанные с уровнем жизни населения. Единицей наблюдения в исследовании было принято домохозяйство. Выборка проектировалась как случайная, стратифицированная, многоступенчатая. Стратегия отбора единиц наблюдения реализовывалась четырехступенчатой процедурой отбора: выбор субъектов федерации; выбор населенных пунктов; выбор опросных участков; выбор домохозяйств. На первой ступени на основе кластерного анализа основных характеристик уровня жизни было отобрано 13 регионов, представляющих Россию в целом. В результате была получена совокупность с минимальным отклонением выборочных оценок от среднероссийского уровня (см. Приложение 2).

Таблица 2. Доля населения с доходами ниже прожиточного минимума

Источники информации 1992 г. 1993 г. 1994 г. 1995г. 1996г. По данным Госкомстата РФ, после дооценки ряда распределения по доходам (в среднем за год) - - 22,4 24,7 22, 0 По данным Госкомстата РФ, без дооценки ряда распределения по доходам, с учетом начисленной заработной платы (в среднем за год) 33,5 31,5 42,0 - 34,5 январь- декабрь По данным RLMS 11,1 сентябрь 13,1 ноябрь 17,2 декабрь 29,5 октябрь 36,3 октябрь По данным ИСЭПН РАН, после корректировки ряда распределения по доходам - - - - 38,6 октябрь По данным ИСЭПН РАН, без корректировки ряда распределения по доходам - - - - 44,4 октябрь

В соответствии с приведенными в таблице 2 расчетами исследователи по-разному оценивают не только масштабы распространения бедности за отдельно взятые годы, но и динамику его изменения. Так, по официальным данным Госкомстата РФ (см.табл.2), за годы реформ доля бедных уменьшилась с 33% до 22%, а по данным RLMS, наоборот, возросла с 11,1% до 36,3%.

В основном такие различия в оценках уровня бедности обусловлены методологическими особенностями исчисления душевого денежного дохода.

Здесь следует отметить, что с 1993 года ряд распределения по доходам, полученный на базе выборочных бюджетных обследований, дооценивается

примерно на 20% на основе данных о розничном товарообороте, включая услуги, с учетом экспертной оценки объема торговли неорганизованного рынка, а также прочих расходов населения и прироста наличных денег и сбережений (Волкова, Мигранова, Римашевская 1997, с.30)

Используемая Госкомстатом методика дооценки ряда распределения по доходам критикуется большинством российских исследователей.

В дальнейшем в проекте мы будем использовать данные бюджетной статистики без учета дооценки ИСЭПН РАН осуществлял корректировку доли бедных посредством исключения из их числа двух категорий респондентов, которые на момент проведения обследования не имели текущих денежных доходов и использовали для текущего потребления свои сбережения, общий объем которых превышал 10 млн. руб. Первая категория - это домохозяйства, сдающие внаем жилье и другую недвижимость и получившие ранее плату за аренду. Вторая категория - это семьи предпринимателей и занятых индивидуальной трудовой деятельностью, которые в силу специфики организации их бизнеса не получили дохода в текущем месяце. Данные категории домохозяйств практически отсутствуют в выборках RLMS и бюджетной статистике. Если сопоставить оценки RLMS с данными бюджетных обследований, не учитывающих корректировку ряда распределения по доходам, то по состоянию на 1996 год два этих обследования фиксируют одинаковую степень распространения бедности. К этой оценке близка и скорректированная доля населения с доходами ниже прожиточного минимума, рассчитанная на основе данных ИСЭПН РАН. Следовательно, если бедными считать тех, кто имеет душевые денежные доходы ниже прожиточного минимума, то в 1996 году 34-38% населения России были бедными.

Показатели глубины и остроты бедности. Индикатор уровня бедности, исчисляемый как доля населения с доходами ниже прожиточного минимума, не дает информации о глубине бедности. Поэтому его использование для оценки динамики уровня бедности или измерения эффективности проводимых государством мер по борьбе с бедностью может повлечь за собой серьезные погрешности. Например, в тех случаях, когда доходы бедняков подтягиваются ближе к черте бедности, но не достигают ее, доля бедных остается неизменной, хотя на борьбу с бедностью тратятся значительные финансовые ресурсы. Наиболее полную характеристику масштабов распространения бедности дает использование трех значений индекса FGT (Foster-Greer-Thorbecke Index) при Q = 0,1,2 (Ravallion 1994,pp. 37-39):

FGT = 1/N E_n [ (Z-Yi) /Z ] ^Q , где

Y_i - душевой доход, n - численность бедных,

Z - величина прожиточного минимума (черта бедности),

N - численность генеральной совокупности, Q - степень индекса.

Если Q=0 , то индекс превращается в оценку доли населения с доходами ниже прожиточного минимума. Если Q=1, то индекс Фостера-Грира-Торбека дает оценку (в % от прожиточного минимума - черты бедности) величины недостающего дохода (дохода, который необходимо доплатить, чтобы преодолеть бедность - poverty-gap) в расчете на одну единицу генеральной совокупности (либо гражданина государства, либо жителя города, либо представителя отдельной категории населения.). Если Q= 2, то индекс показывает глубину бедности. При расчете данного индекса, когда Q=2, для каждого бедного величина индивидуального недостающего дохода возводится в квадрат, что приводит к усилению значимости больших значений недостающего дохода. Поэтому данный индекс можно рассматривать как характеристику глубины бедности. В том случае, когда сравниваются две совокупности с равными значениями индекса при Q=1, бедность будет более серьезной проблемой в той совокупности, для которой характерно большее значение индекса Фостера-Грира-Торбека при Q=2.

В Приложении 1 приведены расчеты индекса FGT на примере данных квартальной бюджетной статистики за 1996 год. Анализ этих данных показывает, что снижение доли бедных в течение 1996 года в основном происходило за счет повышения доходов наиболее обеспеченных категорий бедняков. В частности, если рассматривать семьи одиноких пенсионеров , то среди них в первом квартале 1996 года 17.7% имели доходы ниже прожиточного минимума и средний недостающий доход в расчете на одного пенсионера составлял 5.9% от величины прожиточного минимума. В четвертом квартале 1996 года доля бедных среди одиноких пенсионеров снизилась более, чем в 2 раза, и составляла 7.3%, а средний недостающий доход, наоборот, увеличился до 8,5% от величины прожиточного минимума. Следовательно, если судить о динамике бедности по доле бедных, то в конце 1996 года по сравнению с началом года среди пенсионеров уровень бедности снизился. Если же ориентироваться на изменение среднего недостающего дохода, то можно сделать вывод об обострении проблем бедности среди пенсионеров. В случае использования индекса FGT при Q= 2 масштабы этого обострения становятся еще более значимыми.

При анализе трех значений индекса FGT, характеризующих динамику распространения бедности в 1996 году среди самой представительной группы населения - домашних хозяйств с детьми в возрасте до 16 лет, очевидным становится следующее. Доля бедных (значение индекса FGT при Q=0) достигала своего максимального значения (53.8%) в первом квартале 1996 года и далее в течение года постоянно снижалась, особенно быстрыми темпами в IV квартале, до величины 33.7%. Недостающий доход ( значение индекса FGT при Q=1) был максимальным в III квартале 1996 года, при том, что доля бедных среди домохозяйств с детьми в возрасте до 16 лет сократилась с начала года на 8.6 процентных

пункта Однозначно позитивные изменения произошли в течение IV квартала. Все значения индекса FGT по сравнению с III кварталом стали меньше, что свидетельствует о сокращении бедности в обоих ее аспектах - масштабах распространения и глубине.

Проводимые в России экономические реформы сопровождаются таким негативным явлением, как задержка выплаты заработной платы, пенсий и других социальных пособий. Нерегулярность получения доходов отдельными членами домохозяйств существенно влияет на величину месячных душевых доходов населения. В этом контексте заслуживают также внимания показатели остроты и продолжительности бедности. Если бедными считать только тех, кто в течение трех месяцев постоянно имел доходы ниже прожиточного минимума, то полученные оценки масштабов распространения бедности будут существенно отличаться от ежемесячных характеристик уровня бедности. Так, по данным бюджетной статистики Госкомстата (см. Приложение 2), на протяжении 1996 года доля домохозяйств с денежными доходами ниже прожиточного минимума постоянно в течение трех месяцев была в 1.5-2 раза ниже среднемесячных оценок данного показателя: в среднем за 1996 год месячные доходы ниже прожиточного минимума имели 34.5% обследованных домохозяйств, а постоянно в течение трех месяцев только 20.1%.

Здесь следует также отметить, что при оценке уровня бедности через сопоставление текущих денежных доходов с величиной прожиточного минимума наблюдается концентрация бедных семей в сельской местности: в соответствии с приведенными в Приложении 2 данными, в среднем за 1996 год 26.4% обследованных городских семей и 59.2% обследованных сельских семей имели душевые доходы ниже прожиточного минимума. Соответственно, 14% городских семей и 39% сельских располагали такими доходами постоянно в течение трех месяцев.

Среднедушевые и эквивалентные доходы. При сравнении уровня жизни домохозяйств нельзя не принимать во внимание проблемы, связанные с сопоставлением доходов семей различного размера и социальнодемографического состава. В настоящее время большинство аналитиков признает эту проблему и использует тот или иной метод получения эквивалентных доходов. Однако в реальной российской статистической практике до сих пор применяется следующее правило соизмерения доходов различных семей: суммарный доход всех членов семьи делится на количество членов семьи, и, при сравнении, более обеспеченной считается та семья, среднедушевые доходы которой выше. Такой подход находится в явном противоречии с реально существующим явлением

экономии на размере семьи. Имеется в виду возникающая при совместном проживании экономия за счет потребления общесемейных благ. Это такие предметы длительного пользования, как холодильник, телевизор, предметы мебели, телефон и т.д. Например, международные организации ОЭСР и ЛЦД (Люксембургский центр по исследованию доходов) используют следующие шкалы пересчета суммарных доходов семьи в эквивалентные:

	ОЭСР	ЛЦД
Одиночки	1,0	1,0
1 взрослый + 1 ребенок	1,5	1,5
1 взрослый + 2 детей	2,0	2,0
2 взрослых	1,7	1,5
2 взрослых + 1 ребенок	2,2	2,0
2 взрослых + 2 детей	2,7	2,5
2 взрослых + 3 детей	3,2	3,0

На практике при построении шкал эквивалентности чаще всего берется за основу анализ потребительского поведения. Для российской действительности актуальны шкалы эквивалентности, учитывающие не столько экономию за счет расходов на общесемейные нужды, сколько возможную экономию на питании, поскольку в российском прожиточном минимуме доля расходов на питание составляет 68.3%, а его непродуктовая часть настолько мала, что практически не предполагает приобретения предметов длительного пользования. Источником экономии в данном случае обычно служит замена относительно дорогих полуфабрикатов дешевыми продуктами питания, прошедшими минимальную предварительную обработку. Еще один источник экономии состоит в том, что закупка продуктов питания, особенно скоропортящихся, в больших количествах обходится дешевле.

Вместе с тем, следует помнить, что со времени установления прожиточного минимума резко выросли цены на непродовольственные товары и услуги, и бедные семьи вынуждены экономить на питании, для того чтобы оплатить коммунальные услуги, лекарства, транспорт и прочие жизненно необходимые расходы. Эта вынужденная экономия приводит к тому, что питание примерно 5 - 10% российского населения не только несбалансированно с точки зрения необходимого количества белков,

жиров, углеводов, минеральных веществ и витаминов, но и недостаточно калорийно. У многодетных семей вероятность оказаться среди бедных выше, чем в среднем по всем домохозяйствам. Поэтому при использовании шкал эквивалентности нельзя допускать дискриминации больших семей с точки зрения их права на обеспечение минимального потребления каждому члену семьи.

В соответствии с программой нашего проекта, пользуясь данными бюджетной статистики по Волгоградской области, мы попытались использовать подход к построению шкал эквивалентности на основе модели спроса, в которой посредством множественной регрессии находится зависимость доли расходов на питание (зависимая переменная) от величины дохода и численности семьи:

ІпУ = а + b lnX + c N , где

У - душевые расходы на питание;

X - душевой доход;

N - вектор дихотомических переменных , отображающих влияние размера семьи.

В результате была получена следующая модель:

lnY = 10.1 + 0.2LnX - 0.17N2 - 0.33N3 - 0.35N4 - 0.34N5

N2 = 1, если семья состоит из двух человек;

N3 = 1, если семья состоит из трех человек;

N4 = 1, если семья состоит из четырех человек;

N5 = 1, если семья состоит из пяти и более человек.

Значения оценочных параметров и статистических критериев для данной модели приведены в Приложении 3. В данном случае все коэффициенты при переменных N2 - N4 присутствуют в уравнении со знаком -. Это означает, что при фиксированном значении душевого дохода душевые расходы на питание в семьях большего размера уменьшаются, что подтверждает факт наличия экономии “ на большой семье”. Соответствующая шкала коэффициентов эквивалентности доходов семей различного состава, полученных на основе регрессионной модели, приведена в Таблице.3.

Полученные коэффициенты показывают довольно существенную экономию для семей большого состава. Несмотря на присущие данному методу ограничения (дискуссионными являются следующие вопросы: во-первых, спорна сама гипотеза, что семьи с одинаковой долей расходов на питание

имеют одинаковые доходы; во-вторых, имеется множество функций полезности, отображающих одну и ту же динамику), он достаточно широко используется на практике. Аналогичные расчеты, обосновывающие экономию на питании в больших семьях, были выполнены разработчиками RLMS (Попкин, Батурин, Можина, Мроз 1995). Полученные ими коэффициенты пересчета семейных доходов в эквивалентные душевые доходы близки к нашим расчетам (см. Таблицу. 3).

Таблица 3. Коэффициенты пересчета общесемейных доходов в душевые.

Коэффициенты Размер семьи 1 2 3 4 5 Коэффициенты пересчета, полученные разработчиками проекта 1 1,69 2,16 2,81 3,6 Коэффициенты пересчета, полученные разработчиками RLMS 1 1,78 2,42 2,99 3,53

Таблица 4. Оценка доли бедных семей на основе критерия эквивалентного дохода.

Доля в общей численности семей (в % от общей численности семей) Среди них семьи, состоящие из (в % от числа семей данной группы) 1 чел. 2 чел. 3 чел. 4 чел. 5 и более чел. Все семьи 100 12,0 24,2 28,6 27,6 7,6 Бедные семьи при использовании критерия среднедушевых доходов 30.2 4,3 13,4 22,6 43,0 16,5 Бедные семьи при использовании критерия эквивалентных доходов 15.9 8,1 17,3 22,4 34,7 17,5

В целом вопросы построения новых шкал эквивалентности или обоснование использования уже имеющихся очень сложны и могут являться предметом рассмотрения для каждого отдельного проекта. В

частности, нерешенным остался вопрос о том, как избежать дискриминации семей, для которых реальная экономия на питании стала угрозой нормальной жизнедеятельности. Однако, для решения этой проблемы необходимы базы данных с качественными характеристиками потребляемых продуктов питания. Поэтому в данном проекте мы ограничились полученными результатами и пересчитали общие денежные доходы семей в эквивалентные доходы в соответствии с вычисленными нами коэффициентами пересчета. В результате доля семей с доходами ниже прожиточного минимума сократилась с 30.2% до 15.9% (см. Таблицу 4) .

При этом в случае определения душевого дохода путем деления семейного дохода на количество членов семьи (методика Госкомстата РФ) 66% семей, состоящих из 5 и более членов, считаются бедными, а в случае применения эквивалентных коэффициентов пересчета - только 36%.

Использование коэффициентов пересчета существенно влияет и на представительство среди бедных самых распространенных категорий семей (семьи, состоящие из 3 или 4 членов). Среди семей с 3-4 членами, составляющих 56% всех обследованных семей, при использовании методики Госкомстата РФ бедными оказываются 35.3%, а при использовании полученных нами эквивалентных коэффициентов пересчета - 16.1%.

Учитывая полученный эффект экономии на большой семье на основе данных бюджетных обследований Госкомстата РФ в Волгоградской области, мы попытались применить данную методику пересчета среднедушевых доходов в эквивалентные ко всей базе данных бюджетной статистики, соответствующие расчеты представлены в Таблице 5. Как и в случае с Волгоградской областью, применение эквивалентных доходов для оценки уровня жизни ведет к существенному сокращению масштабов бедности: с 34.5% до 21.8%. При этом для городских домохозяйств доля бедных сократилась с 26 4% до 14.2%, а для сельских - с 59. 2 % до 42.1%. Следует отметить, что многие сельские домохозяйства (особенно те, которые в среднем за 1996 г. имели среднедушевые доходы ниже 150 тыс. руб. после пересчета на эквивалентные доходы сохранили статус бедных семей, поскольку уровень их дохода настолько низкий, что даже эффект “экономии на большой семье” не позволил им преодолеть границу бедности. Среди городских домохозяйств в результате пересчета среднедушевых доходов в эквивалентные доля бедных сократилась с 26.4% до 14.2%.

Таблица 5. Распределение населения России по уровням дохода (данные бюджетной статистики, 1996 г., в среднем за месяц)

Все население Город Село Интервалы Средне- Эквива- Средне- Эквива- Средне- Эквива- дохода, душевой лентный душевой лентный душевой лентный тыс. руб. доход* доход доход** доход доход*** доход до 100 5,5 2,6 2,4 0,9 13,7 7,2 100.1 - 150 5,7 2,7 2,5 0,9 14,2 7,6 150.1 - 200 6,8 4,5 5,7 2,1 15,3 13,4 200.1 - 250 7,2 4,7 6,1 2,3 14,9 13,0 250.1 - 300 7,3 4,9 6,2 3,3 13,0 11,4 300.1 - 350 6,7 6,4 7,1 5,0 7,7 11,3 350.1 - 400 6,1 5,8 6,8 5,7 7,3 10,7 400.1 - 600 18,8 22,8 21,8 26,6 5,5 10,1 600.1 - 800 12,4 15,6 14,7 17,7 3,6 6,6 800.1 - 1000 7,4 10,2 7,6 11,8 1,5 2,7 1000.1 - 2000 12,0 13,4 14,1 17,4 2,4 4,4 свыше 2000 4,1 6,4 4,9 6,3 0,9 1,6 Итого 100 100 100 100 100 100

Продолжение таблицы 5.

*В 1996 г. Госкомстат России публикует несколько рядов распределения населения по доходам: с дооценкой данных бюджетной статистики и без таковой; по данным бюджетной статистики по сквозным семьям (семьи, участвующие в обследовании целый год) и по всем семьям бюджетного обследования; ряды, перевзвешенные (и неперевзвешенные) по структуре городского и сельского населения. В данном случае приведен ряд распределения по доходам, построенный на основе данных бюджетной статистики (без дооценки) по сквозным семьям, перевзвешенный по структуре городского и сельского населения и с учетом влияния семей, выбывших из состава сквозных семей. Именно этот ряд распределения дает оценку доли бедных на уровне 34.5%. Следует также отметить, что для данного ряда распределения необходимо учитывать прожиточный минимум, несколько отличающийся от величины среднегодового прожиточного минимума: 325 тыс. руб вместо 369.4 тыс. руб. Обусловлено это тем, что социальнодемографическая структура выборки несколько отличается от

среднероссийской структуры: в выборке больше детей (28 .0 % против 23.3% ) и меньше лиц трудоспособного возраста ( 54.3% против 59.0%). ** По городу приведен ряд распределения, на основании которого определяется доля бедных, равная 26.4%. Соответственно и для данного ряда учитывается прожиточный минимум (335 тыс. руб.), отличный от среднероссийского из-за структурных сдвигов в социально

демографическом составе.

***Для сельского населения приведен ряд распределения, на основании которого определяется доля бедных, равная 59.2%. Социальнодемографический состав домохозяйств сельской местности еще больше отличается от среднероссийской структуры в сторону увеличения доли пенсионеров и детей, поэтому реальный прожиточный минимум для села составил 260 тыс. руб.

Как показывают полученные результаты, эффекты сокращения бедности за счет применения критерия эквивалентных доходов настолько значимы, что заслуживают пристального внимания и детального изучения с целью внедрения в российскую практику оценки масштабов распространения бедности. Однако, как уже отмечалось ранее, применение коэффициентов “экономии на большой семье” не должно повлечь за собой дискриминацию домохозяйств большого размера. Если эти эффекты получены не за счет особенностей ведения домашнего хозяйства больших семей (покупка продуктов в больших объемах за более низкие цены; преобладание в питании продуктов, требующих длительной дальнейшей обработки и т.д.), а за счет реального сокращения объемов потребляемых продуктов и несбалансированности питания, то использование эквивалентных шкал становится проблематичным.

3.2. Душевые расходы как критерий уровня бедности.

За годы проводимых в России радикальных рыночных реформ широкое распространение получили такие явления, как занятость в личном подсобном хозяйстве и извлечение доходов из занятости в теневой экономике. Поэтому сопоставление прожиточного минимума с величиной декларируемых текущих денежных доходов не совсем корректно, так как последние не учитывают всех реально потребленных товаров и услуг.

В такой ситуации наиболее объективную характеристику уровня бедности можно получить на основе анализа реального потребления и реальных расходов населения. Наиболее полная информация о расходах российских домохозяйств представлена в данных бюджетной статистики Госкомстата .

Вместе с тем, структура расходов даже первой децильной группы (см. Приложение 4.1- 4.3) существенно отличается от нормативов прожиточного минимума. В частности, на затраты на питание приходится только 50.6% (при норме 68.3%) всех расходов домохозяйств первой децильной доходной группы. При этом реальные денежные расходы на питание данной группы населения составили только 24.8% (см. Таблицу 6) от стоимости минимальной продуктовой корзины. Если оценивать расходы на питание 10% самых бедных сельских жителей, то их денежные траты на продукты в 1996 году соответствуют всего лишь 15% стоимости минимального продуктового набора.

Ситуация, при которой бедные домохозяйства прежде всего экономят на питании, требует дополнительных разъяснений, так как потребность в продуктах питания считается самой низкоэластичной потребностью.

Разработчики данного проекта поставили перед собой задачу объяснить, почему самые бедные домохозяйства, при том, что в общей структуре их реальных расходов доля затрат на питание ниже, чем предусмотрено в прожиточном минимуме, так мало тратят на еду?

Мы предложили две гипотезы: во-первых, помимо денежных расходов, есть неучтенные ресурсы домашних хозяйств, используемые на личное потребление продуктов питания; во-вторых, бедные действительно голодают и не получают полноценного питания.

Для подтверждения или опровержения этих гипотез мы, пользуясь данными бюджетной статистики о наличии и использовании продуктов питания в домохозяйствах, проанализировали все источники поступления продуктов питания. Соответствующие данные приведены в Таблице7. Из них следует, что в питании семей существенная роль отводится личному подсобному хозяйству (ЛПХ).

Таблица 6. Денежные расходы на покупку продуктов питания (в среднем за январь-декабрь 1996 г.).

Все домо- в том числе доходные группы: хозяйства 1ый 2ой 3ий 4ый 5ый дециль дециль дециль дециль дециль ВСЕ ДОМАШНИЕ ХОЗЯЙСТВА Денежные расходы* на питание: 127,4 62,5 90,7 102,8 104,6 123,5 тыс. руб. % от стоимости** мин. продуктовой 50,6 24,8 36,0 40,9 41,5 49,0 корзины ДОМАШНИЕ ХОЗЯЙСТВА В ГОРОДСКОЙ МЕСТНОСТИ Денежные расходы на питание: тыс. руб. 146,6 71,8 105,3 118,3 121,0 142,6 % от стоимости мин. продуктовой 58,2 28,2 41,2 46,9 48,0 56,6 корзины ДОМАШНИЕ ХОЗЯЙСТВА В СЕЛЬСКОЙ МЕСТНОСТИ Денежные расходы на питание: тыс. руб. 73,6 36,6 49,2 58,2 58,3 70,1 % от стоимости мин. продуктовой 29,2 14,5 19,5 23,1 23,1 27,8 корзины * - В расходы на покупку продуктов питания не включены расходы на алкоголь и на общественное питание **- Стоимость минимальной продуктовой корзины в среднем за январь-декабрь 1996 года составила 252 тыс. руб

Располагая данными о ценах и месячных оборотах продуктов питания в домашних хозяйствах по всей номенклатуре продуктов, мы оценили в денежном выражении потребление продуктов питания из личного подсобного хозяйства как в целом по всем обследуемым домохозяйствам, так и по каждой децильной группе. При этом для каждой децильной группы использовались разные цены продуктов питания, рассчитанные исходя из средневзвешенных цен покупки в каждой децильной группе:

Z ^Hk, *^Рк,.

j=1

Hkji- среднедушевое потребление /-ой децильной группой, в j-ом месяце k-го продукта питания (кг.), полученного из личного подсобного хозяйства и других неденежных источников;

Pkji - средняя цена покупки в /-ой децильной группе, в j-ом месяце, k-го продукта питания.

На основании полученных результатов можно сделать вывод о том, что в стоимостном измерении в среднем по всей выборочной совокупности около 40% потребляемых домохозяйствами продуктов питания производится в личном подсобном хозяйстве. Обращает на себя внимание тот факт, что при учете всех источников поступления продуктов питания в наибольшей степени корректируются расходы на питание домашних хозяйств в сельской местности.

Так, после дооценки расходов (см. Таблицу 7) в первой децильной доходной группе сельских жителей покупка продуктов питания за счет денежного дохода составила 21% от общей стоимости израсходованных продуктов питания. В среднем по всем обследуемым сельским домохозяйствам денежные расходы на питание составляют только 25% от общей стоимости израсходованных продуктов питания.

Следовательно, сопоставление денежных доходов с прожиточным минимумом при оценке бедности не совсем корректно.

Таблица 7. Стоимостная оценка потребления продуктов питания домохозяйствами по данным бюджетного обследования в среднем за январь-декабрь 1996 года

всего израсходовано продуктов питания на сумму (руб.) из них (в %): пошло на личное потребление куплено за счет денежного дохода произведено в личном подсобном хозяйстве Первая децильная группа Вся совокупность 125182 49,9 50,1 70,0 Город 101227 70,9 29,1 90,1 Село 174125 21,0 79,0 64,0

Продолжение таблицы 7.

Вторая децильная группа Вся совокупность 166173 54,5 45,5 78,4 Город 145041 72,6 27,4 86,1 Село 216390 22,7 77,3 62,0 Третья децильная группа Вся совокупность 186184 55,2 44,8 76,7 Город 159032 74,4 25,6 86,3 Село 258686 22,5 77,5 58,4 Четвертая децильная группа Вся совокупность 188864 55,4 44,6 64,0 Город 160608 75,3 24,7 86,6 Село 234392 24,9 75,1 59,3 Пятая децильная группа Вся совокупность 221663 55,7 44,3 75,6 Город 188619 75,6 24,5 86,0 Село 284911 24,6 75,4 59,8 Шестая децильная группа Вся совокупность 203407 57,6 42,4 76,4 Город 181159 75,0 25,0 84,9 Село 274640 23,4 76,6 53,3 Седьмая децильная группа Вся совокупность 237283 57,0 43,0 75,3 Город 201954 77,6 22,4 88,1 Село 282703 26,5 73,5 58,2 Восьмая децильная группа Вся совокупность 240669 59,1 40,9 75,8 Город 202513 79,0 21,0 87,2 Село 340056 27,0 73,0 58,6

Продолжение таблицы 7.

Девятая децильная группа Вся совокупность 294595 57,9 42,1 74,7 Город 250360 78,3 21,7 86,2 Село 374413 26,4 73,6 55,6 Десятая децильная группа Вся совокупность 365269 59,6 40,4 74,0 Город 310707 79,8 20,2 86,8 Село 486716 26,9 73,1 53,4 В среднем по России Вся совокупность 223465 57,0 43,0 76,2 Город 191298 76,6 23,4 86,3 Село 292174 25,2 74,8 58,4

Таблица 8. Совокупные расходы домашних хозяйств с учетом дооценки в среднем за январь-декабрь 1996г.

1 дециль 2 дециль 3 дециль 4 дециль 5 дециль 1. Весь денежный расход* в тыс. руб. Вся совокупность город село 170,6 197,2 92,5 234,4 269.2 134.2 274.4 317.5 157,3 318,3 364,8 185,5 360,4 411,8 212,0 2. Денежная дооценка потребленных продуктов питания из неденежных источников Вся совокупность город село 62,7 29,4 137,3 75.6 39.7 167,3 83,4 40,7 200,5 84,2 39,7 176,0 98,2 46,0 215,1 Совокупный Расход (1+2) Вся совокупность город село 233,3 226,6 229,8 310,0 308,9 301,5 359.8 358,2 357.8 402.5 404.5 361.5 458,6 458.0 427.1 *) - весь денежный расход в данном случае не включает затраты на организованные сбережения и остаток денег на руках

Эти данные позволяют сделать два достаточно важных вывода.

Наиболее объективным индикатором реального текущего уровня бедности является сопоставление со стоимостью прожиточного минимума общих расходов, включающих и остаток наличных денег на руках, и расходы,

направленные на прирост организованных сбережений, и стоимостную оценку потребления продуктов питания из неденежных источников потребления. Соответствующие расчеты приведены в Таблице 8.

Во-первых, с учетом потребления продуктов питания, произведенных в ЛПХ, в среднем за 1996 год по данным бюджетной статистики 25.4% домохозяйств не могли себе позволить совокупные расходы на уровне стоимости прожиточного минимума и 10% не располагали достаточными ресурсами для покрытия расходов на уровне стоимости минимального продуктового набора, т.е. находились в крайней бедности.

Если сравнивать значения этих показателей с оценками уровня бедности по доходным характеристикам, то очевидно, что оценки уровня бедности на основе совокупных расходов домохозяйств более оптимистичны. Они близки к оценкам доли населения, имеющего доходы ниже прожиточного минимума постоянно в течение трех месяцев ( см. Приложение 2) и к оценке масштабов бедности с применением эквивалентных шкал.

Во-вторых, дооценка расходов на величину стоимости потребленных в домашнем хозяйстве продуктов питания из личного подсобного хозяйства и других неденежных источников практически сближает потенциальные возможности сельских и городских домохозяйств в потреблении на уровне прожиточного минимума. Так, по данным таблицы 8, в среднем в 1996 году как в городе, так и на селе доля населения, совокупные расходы которого были ниже стоимости прожиточного минимума, колебалась в пределах 24-28%. Тот факт, что по денежным доходам сельские жители существенно отстают от горожан - скорее всего, следствие более широкого распространения на селе натуральных форм хозяйствования и сопутствующих им неденежных форм обмена.

Таким образом, по сравнению с показателем среднедушевых доходов, являющимся в России основным индикатором для оценки уровня бедности, как применение шкал пересчета душевых доходов в эквивалентные, так и использование показателя совокупных расходов фиксируют значительно меньший масштаб распространения бедности. Следует заметить, что “эффекты сокращения бедности” как за счет перехода на эквивалентные доходы, так и за счет дооценки расходов, в значительной степени взаимосвязаны и обусловлены одними и теми же причинами. Например, большие семьи чаще встречаются среди бедных, и для них, как правило, характерны большие объемы продуктов питания,

получаемых за счет личного подсобного хозяйства. Кроме того, для сельского населения, значимость личного подсобного хозяйства намного выше, а удельный вес больших семей превышает среднероссийский уровень. Поэтому “эффекты сокращения бедности”, полученные за счет перехода от среднедушевых доходов к эквивалентным и за счет дооценки расходов, нельзя суммировать. Необходим анализ их совместного влияния, что не входило в программу данного проекта и может стать предметом отдельного научного проекта, поскольку требует значительных финансовых и интеллектуальных затрат.

При оценке корректности различных подходов к измерению уровня бедности дополнительным аргументом является информация о качественных характеристиках питания бедных и небедных категорий населения. Бюджетные обследования располагают уникальной информацией, необходимой для расчетов этих параметров по данным потребления продуктов питания внутри домашнего хозяйства. На основании этих данных и норм содержания пищевых веществ и энергетической ценности потребляемых продуктов питания рассчитаны приведенные в Таблице 9 качественные параметры суточного рациона питания.

При сопоставлении данных о суточном рационе с оценками уровня бедности следует учитывать, что дополнительно, по экспертным оценкам заместителя директора Института Питания РАМН А.К. Батурина, около 15-20% суточной энергетической нормы городское население получает вне домохозяйства (в общественном питании, в школе и детском саду и т.д.) и за счет потребления алкоголя. Поэтому проблема голодания, проявляющаяся в недостаточной калорийности потребляемых продуктов питания, если и актуальна, то для 10% городских и 5% сельских жителей, участвующих в бюджетных обследованиях.

Данные оценки близки по своему значению к оценкам уровня крайней бедности на основании критерия совокупных расходов.

Поэтому, если говорить о бедности, следствием которой является фактическое недоедание, то степень ее распространения значительно ниже, чем доля населения с доходами, не превышающими стоимости продуктовой корзины.

Что касается состава пищевых веществ в суточном рационе обследованных домохозяйств, то здесь налицо недостаточное потребление белка. Даже если увеличить суточное потребление белка на 15-20% за счет питания вне дома (хотя здесь уровень корректировки должен бы быть несколько ниже, т.к. алкоголь содержит только калории), суточное потребление белка ниже нормы будет сохраняться у 50% респондентов бюджетной статистики. На селе проблема недостаточного потребления белка актуальна для 20-30% опрашиваемых домохозяйств. При этом наблюдается явная тенденция потребления излишнего количества жира.

Таблица 9. Состав пищевых веществ и калорийность суточного рациона по данным бюджетного обследования в среднем за январь-декабрь 1996 года.

Энергетическая ценность Белки Жиры Углеводы в ккал в % к норме в граммах в % к норме в граммах в % к норме в граммах в % к норме Первая децильная группа Вся совокупность Город Село 1738,7 1605,4 2096,3 77.7 71.7 93.7 44.0 40.0 55.1 59.8 54,3 74.9 52,8 48,7 63,5 93,0 85,7 111,8 270.7 250.8 323.9 76.6 71,0 91.7 Вторая децильная группа Вся совокупность Город Село 1888,6 1767.4 2216.5 84,4 79.0 99.0 48,1 44,3 58,8 65,4 60,2 79,9 59,4 55,8 69,0 104,6 98,2 121,5 287,8 269,6 337,5 81.5 76,3 95.5 Третья децильная группа Вся совокупность Город Село 2117.2 1867,5 2813.2 94,7 83,5 125,6 52,6 48.5 64.6 71,5 65,9 87,8 68,0 60,7 89,2 119,7 106,9 157,0 320,8 280,0 439,2 90,8 79.3 124.3 Четвертая децильная группа Вся совокупность Город Село 1952.8 1932.9 2006,2 87,0 86,4 89,7 53,7 50,4 62,6 73.0 68,5 85.1 63.3 63.4 64,2 111,4 111,6 113,0 289,1 287,5 293,0 81,8 81,4 82,9 Пятая децильная группа Вся совокупность Город Село 2152,7 1996,3 2575,0 96.2 89.3 115,1 56,5 52,3 67,8 76,8 71.1 92.1 71.8 67.8 83,0 126.4 119.4 146,1 318,9 293,5 386,8 90,3 83,1 109,5

Продолжение таблицы 9.

Шестая децильная группа Вся сово- купность 2221,8 99,3 58,4 79,3 75,3 132,6 325,9 92,2 Город 2066,4 92,3 54,4 73,9 71,4 125,7 300,7 85,1 Село 2651,2 118,5 69,5 94,4 86,3 151,9 396,1 112,1 Седьмая децильная группа Вся сово- купность 2268,1 101,4 60,0 81,5 78,0 137,3 329,1 93,2 Город 2098,7 93,8 56,0 76,1 73,7 129,8 301,2 85,3 Село 2728,5 122,0 71,3 96,9 89,7 157,9 405,2 114,7 Восьмая децильная группа Вся сово- купность 2366,7 105,8 62,9 85,5 82,3 144,9 340,9 96,5 Город 2190,2 98,0 58,4 79,3 77,9 137,1 311,4 88,1 Село 2860,3 127,9 76,1 103,4 93,9 165,3 424,0 120,0 Девятая децильная группа Вся сово- купность 2472,5 110,5 67,0 91,0 87,7 154,4 350,7 99,3 Город 2290,2 102,4 61,8 84,0 82,6 145,4 321,8 91,1 Село 2965,8 132,5 79,1 107,5 102,5 180,5 429,0 121,4 Десятая децильная группа Вся сово- купность 2649,5 118,5 72,7 98,8 95,9 168,8 369,6 104,6 Город 2464,8 110,2 68,2 92,7 91,7 161,4 338,5 95,8 Село 3167,7 141,6 85,0 115,5 109,4 192,6 457,1 129,4 В среднем по России Вся сово- купность 2193,3 98,0 57,8 78,5 74,3 130,8 321,4 91,0 Город 2038,7 91,1 53,9 73,2 70,3 123,8 296,6 84,0 Село 2617,7 117,0 69,1 93,9 85,5 150,5 389,9 110,4 Норма (в среднем на душу населения) 2236,7 100 73,6 100 56,8 100 353,3 100

Несбалансированность питания характерна не только для бедных, но и для средне- и высокообеспеченных категорий населения, что свидетельствует о некотором несоответствии вкусовых традиций правилам здорового питания.

3.3 Региональные различия в уровне бедности

Россия относится к странам, отличающимся широкомасштабной межрегиональной дифференциацией, которая прежде всего обусловлена значимыми различиями в стоимости жизни. Масштаб межрегиональной дифференциации стоимости жизни можно оценить по соотношению стоимостей минимальной потребительской корзины в регионах с самыми высокими и самыми низкими ценами на товары первой необходимости. По данным Госкомстата РФ, в среднем за 1996 г. самой дорогой минимальная потребительская корзина была в Республике Саха (Якутия) -879 тыс. руб.; Камчатской области- 828.3 тыс. руб. и Магаданской области - 789.8 тыс. руб. (см. Табл. 10). При этом самые низкие стоимости минимальной потребительской корзины были зафиксированы в Ульяновской (216.9 тыс. руб.) и Тамбовской ( 240.7 тыс. руб.) областях. Если региональную дифференциацию стоимости жизни измерять соотношением максимальной и минимальной стоимости регионального прожиточного минимума, то приведенные выше цифры свидетельствуют о том, что в 1996 году это соотношение равнялось 4. Такие различия в стоимости жизни не могут остаться без внимания при расчете среднероссийского уровня бедности. Поэтому в России доля населения с доходами ниже прожиточного минимума определяется следующим образом:

1. Для каждого региона фиксируется численность населения с доходами ниже регионального прожиточного минимума и именно эта категория населения (домохозяйств) считается бедными.

2. Путем суммирования определяется общая численность населения с доходами ниже региональной стоимости минимальной потребительской корзины.

3. Определяется доля бедного населения в общей численности населения страны.

Таким образом, принятая в России практика оценки уровня бедности учитывает региональные различия в стоимости жизни, что позволяет использовать данные бюджетной статистики без дефлирования влияния стоимости жизни.

Однако следует отметить, что региональная дифференциация уровней бедности зависит не только от различий в стоимости жизни, она также опосредована неравенством в уровне душевых денежных доходов, что наглядно продемонстрировано в Таблице 10. Если в качестве индикатора уровня бедности использовать сопоставление душевых денежных доходов с величиной прожиточного минимума, то в число самых бедных регионов

попадут: Республика Тыва (82.8% имеют среднедушевые доходы ниже прожиточного минимума); Читинская область (77.4); Республика Дагестан (73.4); Республика Бурятия (70.8%) ; Республика Калмыкия (70.2%) и Республика Алтай (67%). Эти территории Российской Федерации можно назвать очагами концентрации бедности, поскольку к бедным относится большая часть населения, а более половины жителей данных регионов находятся в постоянной бедности. Бедное население данных регионов составляет 7.8% от общей численности бедных, в том числе: Тыва - 0.5%; Читинская область - 1.7%; Республика Дагестан - 3.5% ; Республика Бурятия - 1.5%; Республика Калмыкия - 0.4% и Республика Алтай - 0.3%. В целом можно отметить , что повышенная плотность бедности наблюдается в Восточной Сибири и Республиках Северного Кавказа. При этом в Восточной Сибири с бедными территориями соседствует преуспевающий Красноярский край (24.4% имеют среднемесячные доходы ниже прожиточного минимума, а в постоянной бедности находятся только 6.6%). Решить проблемы бедности на данных территориях можно только путем кардинальных изменений в экономике регионов в целом. Здесь адресная социальная поддержка мало эффективна, поскольку бедны практически все.

С точки зрения масштабов распространения бедности самыми благополучными являются Липецкая область (19.5%); г. Москва (19.5%); Мурманская область (20.7%); Нижегородская область (20.8%); г. Санкт-Петербург (22.3% бедных); Челябинская обл. (23.7%). Несмотря на то, что эти регионы одни из самых богатых, на их территории проживает 9.5% от общей численности бедного населения. В богатых регионах проблема преодоления бедности может решаться за счет перераспределения внутренних источников посредством адресной социальной поддержки.

Использование критерия совокупных расходов семей для оценки бедности (Таблица 10) существенно сокращает уровень бедности во всех регионах России, за исключением городских мегаполисов: г. Москва и г. Санкт-Петербург. В данном случае при построении показателя совокупных расходов, в частности, при дооценке потребления из личного подсобного хозяйства, использовались региональные цены на продукты питания. Однако, как уже отмечалось, для каждой децильной группы распределения по доходам использовались средние цены покупки именно данной децильной группы. Применение показателя совокупных расходов для сравнительного анализа бедности не вносит серьезных изменений в список самых бедных регионов. Однако, при этом некоторые территории (Орловская область, Краснодарский край, Ростовская область, Тульская область, Калининградская область и др.) по уровню бедности не только приблизились к ранее выделенным шести благополучным регионам, но и стали лидерами в этой группе: по показателю совокупных расходов самая низкая доля бедных в Орловской области (10.7%).

Таблица 10. Региональные оценки уровня бедности.

Регионы Средне душевой прожиточ ный минимум (тыс. руб. в месяц.) Доля населения с доходами ниже прожиточного минимума (%) Доля населения с совокупными потребительскими расходами ниже прожиточного минимума (%) РОССИЯ В ЦЕЛОМ 369,4 34,5 25,4 СЕВЕРНЫЙ РАЙОН Республика Карелия 478,4 43,0 37,0 Республика Коми 477,5 33,2 26,2 Архангельская область 446,9 42,0 28,1 Вологодская область 365,1 37,4 22,8 Мурманская 499,1 20,7 16,2 СЕВЕРО-ЗАПАДНЫЙ РАЙОН Г. Санкт-Петербург 316,8 22,3 18,6 Ленинградская область 318,1 28,2 22,6 Новгородская область 325,3 36,4 26,6 Псковская область 330,2 54,9 36,2 ЦЕНТРАЛЬНЫЙ РАЙОН Брянская область 264,0 35,7 23,7 Владимирская область 310,6 35,9 22,7 Ивановская область 303,8 48,7 34,9 Калужская область 294,2 28,2 19,1 Костромская область 304,3 44,3 30,1 Г. Москва 463,5 19,5 19,8 Московская область 339,6 27,1 21,6 Орловская область 259,2 28,1 10,7 Рязанская область 285,7 45,8 29,9 Смоленская область 281,8 37,2 22,6 Тверская область 293,6 40,0 31,6

Продолжение таблицы 10.

Регионы Среднедушевой прожиточный мин. (тыс.руб. в месяц.) Доля населения с доходами ниже прожиточного минимума (%) Доля населения с совокупными потребительскими расходами ниже прожиточного минимума (%) Тульская область 280,3 29,3 16,7 Ярославская область 329,3 28,8 21,4 ВОЛГО-ВЯТСКИЙ РАЙОН Республика Марий Эл 339,0 64,4 50,0 Республика Мордовия 335,5 61,5 47,2 Чувашская Республика 278,6 53,0 39,2 Кировская область 354,9 45,9 33,2 Нижегородская область 282,1 20,8 13,6 ЦЕНТРАЛЬНО ЧЕРНОЗЕМНЫЙ РАЙОН Белгородская область 265,1 29,0 13,9 Воронежская область 271,6 36,1 21,6 Курская область 263,8 34,0 24,7 Липецкая область 267,3 19,5 13,2 Тамбовская область 240,7 36,4 26,8 ПОВОЛЖСКИЙ РАЙОН Республика Калмыкия 306,3 70,2 55,1 Республика Татарстан 251,3 27,5 21,2 Астраханская область 347,3 52,5 38,2 Волгоградская область 321,5 38,6 26,4 Пензенская область 318,7 46,5 36,9 Самарская область 351,2 31,7 24,4 Саратовская область 349,7 53,9 32,6 Ульяновская область 216,9 24,4 18,6 СЕВЕРО-КАВКАЗСКИЙ РАЙОН Республика Адыгея 332,1 58,6 28,6 Республика Дагестан 270,5 73,4 57,2 Кабардино-Балкарская Республика 288,2 59,4 43,6

Продолжение таблицы 10.

Регионы Среднедушевой прожиточный мин. (тыс.руб. в месяц.) Доля населения с доходами ниже прожиточного минимума (%) Доля населения с совокупными потребительскими расходами ниже прожиточного минимума (%) Карачаево-Черкесская Республика 290,2 61,4 45,6 Республика Северная Осетия-Алания 325,9 51,2 34,3 Краснодарский край 273,5 34,1 20,6 Ставропольский край 268,5 30,6 21,6 Ростовская область 269,9 38,6 21,2 УРАЛЬСКИЙ РАЙОН Республика Башкортостан 276,2 33,1 24,6 Удмурдская Республика 367,3 39,7 30,6 Курганская область 311,0 55,6 33,6 Оренбургская область 307,9 48,0 35,8 Пермская область 338,6 28,1 21,2 Свердловская область 397,5 25,3 18,6 Челябинская область 334,6 23,7 19,6 ЗАПАДНОСИБИРСКИЙ РАЙОН Республика Алтай 358,8 67,0 47,2 Алтайский край 330,2 48,0 32,4 Кемеровская область 383,2 24,7 19,9 Новосибирская область 387,2 35,5 22,3 Омская область 322,0 42,8 27,2 Томская область 372,7 37,9 28,4 Тюменская область 530,4 28,9 19,7 ВОСТОЧНОСИБИРСКИЙ РАЙОН Республика Бурятия 395,5 70,8 60,1

Продолжение таблицы 10.

Регионы Среднедушевой прожиточный мин. (тыс.руб. в месяц.) Доля населения с доходами ниже прожиточного минимума (%) Доля населения с совокупными потребительскими расходами ниже прожиточного минимума (%) Республика Тыва 528,2 82,2 63,6 Республика Хакасия 411,8 50,6 38,2 Красноярский Край 366,1 24,4 20,7 Иркутская область 440,5 36,0 25,8 Читинская область 541,4 77,4 62,6 ДАЛЬНЕ-ВОСТОЧНЫЙ РАЙОН Республика Саха (Якутия) 879,4 52,6 42,6 Приморский край 468,5 33,2 23,1 Хабаровский край 469,1 35,1 26,5 Амурская область 441,6 61,6 43,6 Камчатская область 828,3 38,7 31,5 Магаданская область 789,8 50,3 40,6 Сахалинская область 660,3 47,9 32,6 Калининградская область 302,2 29,3 19,8

В целом, как по показателю душевых доходов, так и по совокупным расходам домохозяйств в России наблюдается существенная (в 5-6 раз) межрегиональная дифференциация по уровню бедности. Несомненно, это в значительной степени обусловлено неравенством в экономическом развитии, которое в советское время в некоторой степени компенсировалось за счет межрегионального перераспределения и преобладания фиксированных цен на товары и услуги. Либерализация цен и усилившаяся самостоятельность субъектов федерации обнажили экономические диспропорции, что и проявилось в усилении межрегиональных различий в уровне жизни .

4. ИНТЕГРАЛЬНОЕ ИЗМЕРЕНИЕ БЕДНОСТИ

Наряду с текущими денежными доходами , важнейшей составной частью экономического потенциала домашних хозяйств является их обеспеченность такими материальными активами, как собственность и имущество. Характеристики этих активов, поскольку в них отражена долговременная связь доходов семей с реальными возможностями потребления, обладают свойствами важнейших индикаторов уровня жизни и социального расслоения. Неденежные материальные активы в кризисных условиях переходного периода являются также теми стратегическими ресурсами домашних микроэкономик, которые могут способствовать их успешной адаптации к новым макроэкономическим условиям. Широкая трактовка социально-экономической дифференциации (базирующаяся на учете не только доходов, но и других материальных активов домашних хозяйств), может поэтому скорректировать в сторону большей реалистичности как общую картину существующего в России расслоения по уровню благосостояния, так и сложившиеся на основе анализа текущих доходов представления об уровне жизни больших социально-демографических групп населения, их месте в новой социальной иерархии.

В теории и практике социальной политики использование такого широкого подхода к трактовке проблем социального расслоения и бедности восходит, с одной стороны, к исследованиям домашних хозяйств,

проводимых с конца 60-х годов в Великобритании П.Таунсендом. В его

работах (Townsend 1970; 1979)"обездоленность" связывалась с

определенным набором материальных активов домашних хозяйств, гарантирующим возможность поддержания хотя бы минимального уровня социальных связей. Отсутствие таких активов означает фактическое выпадение людей из общества.

С другой стороны, широкая трактовка социальной дифференциации была вызвана к жизни одной из ключевых проблем практического

осуществления мер социальной политики, направленных на искоренение бедности., Это проблема массового сокрытия доходов в условиях широкого распространения теневых форм хозяйственной активности, с которой столкнулись с началом либеральных реформ в середине семидесятых годов в странах Латинской Америки. Примечательно, что в современной России одними из самых болевых точек в социальной сфере как раз и являются проблемы, связанные с недостатком материальных ресурсов для полноценного участия в резко меняющейся социальной жизни у значительной части населения. Все возрастающая зависимость

благосостояния средних слоев от теневых секторов экономики порождает в официальной статистике доходов иллюзию тотальной бедности.

В последнее время в ряде российских (Богомолова, Тапилина, Михеева 1992; Khakhulina, Tucek 1994 Турунцев 1994) и зарубежных (Blaszczak-Przybycinska 1992; Cheli, Lemmi 1995)исследований уже были опробованы экспертные методики сопоставления благосостояния населения на базе комплексных оценок уровня жизни. Большей частью предложенные методики ориентированы на построение такого интегрального индикатора, который позволил бы избежать сложностей, связанных с определением денежного эквивалента всех материальных активов домохозяйств. Финансовые возможности данного проекта не позволяют сделать расчеты интегрального индикатора уровня бедности на основе базы данных бюджетной статистики. Поэтому на примере данных, собранных нами в составе исследовательской группы под рук. Аластера Маколи и Марины Можиной в ходе социологического опроса "Бедность в России" (объект -домохозяйства г. Санкт-Петербурга; N=900; время проведения опроса -май 1997 г.), мы попытались проиллюстрировать такую методику анализа процессов социального расслоения на основе комплексной оценки благосостояния населения.

Комплексная оценка строится в две итерации.

На первой - благосостояние семьи определяется на трех пятиинтервальных факторных шкалах:

а) текущих доходов;

б) жилищных условий;

в) размеров располагаемой собственности.

На второй итерации, в соответствии с положением семей на этих факторных шкалах, определяется позиция домашних хозяйств на интегральной шкале с градацией также по пяти группам:

а) малообеспеченные;

б) обеспеченные ниже среднего уровня;

в) среднеобеспеченные;

г) обеспеченные выше среднего уровня;

д) состоятельные.

Иерархическое распределение домохозяйств по интегральному показателю может быть интерпретировано как стратификация населения по благосостоянию, а сама типология рассматривается как стратификационная шкала. При этом в нижней части социального спектра окажутся семьи, которые можно было бы назвать бедными "по всем статьям", а в верхней - семьи, отличающиеся не только доходами, но и

более высокими материальными активами по всем остальным параметрам уровня жизни в целом .

На данном этапе исследования, при установлении градации признаков на факторных шкалах, мы сочли целесообразным принять во внимание те социальные нормы и практические подходы к решению проблем бедности, которые уже заложены в новых российских законодательных актах и инициативах.

Согласно "Закону об основах жилищной политики в РФ" (1992), основным показателем жилищных условий домохозяйств становится общепринятый в международной статистике показатель душевой обеспеченности общей площадью. Ранее и в советской статистике, и на практике распределения бесплатного государственного жилья, традиционно использовался показатель душевой обеспеченности жилой площадью.

Именно на основе средних значений обеспеченности общей площадью по РФ установлены те новые социальные нормативы, которые в ходе реформирования жилищно-коммунальной сферы уже в ближайшем будущем станут критерием для предоставления льгот по оплате жилья.

С учетом этого выбирались основные параметры для построения шкалы доходов и жилищных условий и правила группировки их значений. За основную доходную характеристику принимался показатель

эквивалентного дохода , рассчитанный с учетом эффекта “экономии на большой семье”. За основную характеристику жилищных условий домохозяйств принимался показатель душевой обеспеченности общей площадью.

Градации значений признака определялись по отношению к среднему показателю по всей выборочной совокупности. При этом граница первой группы не должна опускаться ниже установленного минимального норматива. В соответствии с этим были установлены следующие правила разделения шкал:

1. На шкалах распределения по эквивалентному доходу (I) и обеспеченности общей площадью (H) определялось среднее значение по выборочной совокупности: Ime (медианный эквивалентный доход) и H (средняя обеспеченность общей площадью, рассчитываемая как среднее арифметическое). Эти средние значения (Ime, H) принимались за середину третьего интервала пятиинтервальной шкалы.

2. Исходя из этого, граница между первым и вторым интервалами 1(1) и H(1) устанавливалась на уровне 40% соответственно от Ime и H. Если полученная таким образом первая граница оказывается меньше минимального норматива, то она приравнивается к значению минимального норматива.

3. Дальнейшее деление шкалы осуществлялось от границы первого и второго интервала 1(1) или H(1) также с шагом в 40% от среднего значения Ime или H. Последний интервал оставался открытым.

Соответствующие расчеты по жилищной дифференциации приведены в таблице 11.

Таблица 11. Дифференциация домохозяйств по жилищным условиям

интервалы на шкале жилищных условий* по всей H(1) H(2) H(3) H(4) H(5) совокупности доля семей (в %) 7,1 32,9 39,4 11,6 9,0 100 средняя душевая обеспеченность общей площадью (кв. м.) 5,4 11,7 18,7 25,2 41,8 18,3

* H(1) - до 0.4* H H(2) - от 0.41*H до 0.8*H H(3) - от 0.81*H до 1.2*H H(4) - от 1.21*H до 1.6*H H(5) - свыше 1.6*H

Корректировка положения домохозяйств на шкале осуществлялась с учетом существующих социальных нормативов по жилью. Так, если для семей, состоящих более чем из трех человек, социальная норма, согласно законодательству РФ, составляет 18 метров на человека, то для двух человек она составляет 21 кв. м. на человека, а для одиночек она колеблется по разным регионам страны от 32 (в Москве) до 40 кв. м. Соответственно, одиночки и пары, имеющие обеспеченность в пределах социальной нормы, были перемещены из высокообеспеченных групп (4-ый-5-ый интервалы) в среднеобеспеченные (3-ий интервал).

Для доходной шкалы граница первого и второго интервала установлена нами по величине регионального прожиточного минимума в г. Санкт-Петербурге (477 000 руб.), который был принят городской

администрацией в марте 1997 г. Расчеты производятся, исходя из доли расходов на питание, равной не 68,3%, как это принято на федеральном уровне, а 45% бюджета домохозяйств. Распределение по дифференциации душевых доходов представлено в таблице 12.

социального расслоения, а какими можно пренебречь. Данная сторона экономического потенциала имеет множество измерений. Домохозяйства различаются не только по наборам находящихся в их владении материальных активов, но и в не меньшей мере по их качеству (новые -старые, модные - традиционные, дорогие - дешевые).

Таблица 12. Дифференциация домохозяйств по доходам

интервалы на шкале эквивалентных доходов* по всей совокупности /(і) /(2) /(3) /(4) /(5) доля семей (в %) 21,2 13,0 28,6 14,3 22,9 100 средний душевой доход (в пересчете на прожиточный минимум) 0,7 1,1 1,6 2,2 5,0 2,2

* /(1) - до прожиточного минимума 1(2) - от прожиточного минимума до 0.8*Ime I(3) - от 0.81*Ime до 1.2*Ime I(4) - от 1.21*Ime до 1.6*Ime I(5) - свыше 1.6*Ime

В настоящее время в России просматривается общая тенденция, характерная для рыночного хозяйства: снижение ликвидности (а потому и значимости как экономического ресурса) всех видов домашнего имущества, которые являются продуктами массового производства.

Приближаясь к рыночной, значительно изменяется, в сравнении с предшествующим периодом, относительная стоимость различных составляющих семейного имущества и собственности. Так, после 1992 года резко снизилась, по сравнению с дореформенным периодом, относительная ценность тех видов товаров длительного пользования, которые определяли в советское время стандарты престижного потребления (прежде всего импортной аудио-видеотехники и компьютеров, цены на которые 7-10 лет назад были сопоставимы с ценами на строительство собственного кооперативного жилья). В то же время повысилась относительная стоимость и сохранилась достаточно высокая ликвидность других материальных активов. Прежде всего это касается всех видов недвижимости. За исключением Москвы и Петербурга, стоимость отечественного автомобиля также до сих пор сопоставима со стоимостью частного жилья.

Наряду с транспортными средствами, наиболее распространенными в средних слоях населения видами собственности остаются жилье, дачи и земельные участки. Приняв во внимание происходящее падение

значимости основной массы товаров длительного пользования в качестве ликвидного ресурса, мы определяли градации на третьей факторной шкале - размеров собственности домохозяйств - с учетом наличия:

- жилья, которым владеет домохозяйство (отдельные квартиры, дома);

- второго жилья/дачи;

- автомобиля;

- земельного участка.

Наличие всех четырех видов собственности соответствует на шкале пятому интервалу, трех видов собственности - четвертому, двух видов собственности - третьему, одного - второму и полное отсутствие принятой во внимание собственности - первому. Распределение семей на шкале размеров собственности представлено в таблице 13.

Таблица 13. Распределение домохозяйств по размеру располагаемой собственности

интервалы на шкале размеров собственности по всей совокупности 1 2 3 4 5 доля семей (в %) 11,7 37,8 20,2 19,1 11,2 100

После того как домохозяйства были распределены по трем факторным шкалам, путем суммирования баллов, соответствовавших порядковому номеру интервала на факторных шкалах, строилась интегральная (стратификационная) шкала. На ней иерархически располагались пять групп:

- домохозяйства, у которых совокупный балл не превышает 5, определяются как малообеспеченные ( группа 1),

- 6-7 баллов соответствуют обеспеченности ниже среднего уровня (группа 2),

- 8-10 баллов - средней обеспеченности (группа 3),

- 11-12 баллов - обеспеченности выше среднего уровня (группа 4);

- 13 баллов и более имеют состоятельные домохозяйства (группа 5).

В результате описанных процедур была получена многофакторная доходно-имущественная типология домашних хозяйств (см. табл. 14).

Таблица 14. Характеристики домохозяйств по стратификационным группам.

Стратификационные группы по всей 1 2 3 4 5 совокупности доля семей (в %) 11,3 20,1 44,1 19,2 5,2 100 Средние характеристики: душевой доход (в пересчете на стоимость прожит. минимума) 0, 9 1,1 2,0 3,6 5,8 2,2 общая площадь жилья на душу (кв. м.) 10,6 14,6 19,6 21,5 26,1 18,3 сбережения свыше 1 млн. руб. (в %) 7 6 22 37 70 22 имеют сбережения свыше 5 млн. руб. (в %) 1 0 6 14 40 8 жилье (в %) 31 74 88 97 100 81 дача (в %) 0 13 35 62 83 34 машина (в %) 0 8 19 48 85 24 земельный участок (в %) 4 22 45 75 85 43

Распределения по объективным характеристикам уровня жизни (Таблица 14), создают целостную и непротиворечивую картину складывающейся в обществе доходно-имущественной дифференциации и служат подтверждением необходимости использования многофакторных подходов к социальной типологии благосостояния, на основе которых могут быть усовершенствованы методики определения социально неблагополучных групп.

Как видно из Таблицы 14, в целом распределение по стратификационным группам имеет смещение в сторону малообеспеченности. Так, если ниже среднего уровня (гр.1+гр.2) живет примерно третья часть домохозяйств (31.4%), то благосостояние выше среднего уровня (гр.4+гр.5) имеет только около одной четверти домохозяйств (24,4%).

В то же время по уровню эквивалентных текущих доходов и особенно денежных сбережений нижние (гр.1 и гр.2) группы довольно похожи друг на друга. Из данных Таблицы 14 видно, что основное различие между двумя нижними группами наблюдается по линии владения собственным жильем и накопленным имуществом.

Число самых бедных домохозяйств по интегральной оценке - 11,3% -значительно сокращается по сравнению с тем, которое было получено на основании официально принятой в г. Санкт- Петербурге "черты бедности" - 21,2% (см. Таб. 12). Таким образом, относительно среднего уровня благосостояния, существующего в городе, более половины домохозяйств, признанных бедными, таковыми не являются, исходя из уровня текущих эквивалентных денежных доходов с учетом обладания другими экономическими активами. Вместе с тем, некоторая часть домохозяйств (3% от их общего числа) не является бедной по доходам, но в то же время попадает в группу с наихудшими жизненными условиями по имеющимся у них совокупным активам. И она также должна стать объектом проводимой государством социальной политики в области борьбы с бедностью.

Таким образом, на основе построенной типологии можно выделить три различающихся между собой типа бедных домохозяйств. Во-первых, группа "устойчиво" бедных (8,3%) - те домохозяйства, которые попадают в число самых неблагополучных как по официально установленной на основе прожиточного минимума черте бедности, так и на основе комплексной оценки. Вторая группа (12,9%), при привлечении наряду с доходами дополнительных факторов, по сравнению с первой группой может считаться имеющей лучшие шансы , для опоры на собственные силы в борьбе за повышение уровня своего благосостояния. Наконец, третья группа (3%), наоборот, имеет меньше шансов на поддержание достойного существования без государственной поддержки, поскольку, несмотря на уровень доходов, превышающий прожиточный минимум, по совокупным активам она попадает в разряд беднейших домохозяйств.

Рассмотрим положение этих типов домохозяйств на трех факторных шкалах: располагаемой собственности, жилищной обеспеченности и эквивалентных доходов. По данным Таблицы15 можно судить об удельном весе различных факторов, влияющих на бедность домохозяйств различных типов.

Из Таблицы 15 видно, что домохозяйства, относящиеся ко второму типу бедных домохозяйств, имеют достаточно высокий накопленный потенциал благосостояния. Так, по обеспеченности жильем они превосходят средний уровень по городу, а по собственности соответствуют ему. Одна треть этих домохозяйств попадает в верхнюю часть распределения по жилью и одна четверть — в верхнюю часть распределения по располагаемой собственности.

Таблица 15. Положение различных типов бедных домохозяйств на 5-ти балльных факторных шкалах.

Шкалы Типы бедных домохозяйств* по всей 1 2 3 Выборке Собственность 1,4 2,7 1,2 2,8 Жилье 2,1 3,4 1,4 2,8 Доходы 1,0 1,0 2,2 3,1 Сумма баллов 4,5 7,1 4,8 8,7

* типы бедных домохозяйств:

1 - бедные по доходам и интегральной оценке

2 - бедные по доходам, но не бедные по интегральной оценке

3 - не бедные по доходам, но бедные по интегральной оценке

Именно накопленный в советский период потенциал семейного благосостояния, прежде всего собственного жилья, стал на первом этапе реформирования важным фактором, действующим в сторону смягчения последствий резкого (в 2,5 раза) падения реальных доходов. Вместе с тем, владеют собственным жильем в большей степени семьи среднего и старшего возрастов, которые получили его в собственность в процессе приватизации. Что касается молодых семей, то даже сравнительно высокие доходы еще не гарантируют им в нынешних условиях крышу над головой ввиду уровня цен на новое жилье и неразвитости арендного рынка.

Третью группу, хотя она и составляет всего 3% от общего числа домохозяйств, образует один из отрядов новых бедных, который характеризуется минимальным имущественным потенциалом. Консолидирует эту небольшую группу крайне пессимистическое отношение к возможностям решения острой жилищной проблемы - не видят таких возможностей 77% глав семей, при среднем по выборке уровне пессимизма в 33% среди тех, кто нуждается в решении жилищной проблемы. Эта группа довольно полно отражает основные виды жилищных лишений, распространенных среди людей, имеющих "определенное" место жительства - теснота существующего жилья (обеспеченность жилплощадью - 6,9 кв. м.) и отсутствие ресурсов для маневра на жилищном рынке (не реализовано право на приватизацию части государственного жилищного фонда): проживание в общежитии, ведомственной коммуналке, в арендованном жилье. Уровень душевого дохода в этой группе - выше прожиточного минимума, но ниже медианного дохода - также не дает возможности решить остро стоящую жилищную проблему.

Это семьи (преимущественно полные) с детьми школьного возраста. Во всех семьях как минимум один работник, в основном это специалисты и квалифицированные рабочие на госпредприятиях. Существующая законодательно-нормативная база по оказанию социальной помощи оставляет, между тем, эти неблагополучные семьи за рамками государственной поддержки.

5. ИЗМЕРЕНИЕ БЕДНОСТИ И АДРЕСНАЯ СОЦИАЛЬНАЯ ПОЛИТИКА

При разработке программы исследования участники данного проекта планировали, наряду с оценкой неденежных активов домохозяйств, предложить новую схему дооценки их доходов, следствием чего стала бы корректировка уровня бедности. Исходная гипотеза предполагала выделение двух подмножеств: а) домохозяйств, где работники преимущественно заняты в частном секторе, и б) домохозяйств, где работники в основном заняты в государственном секторе. Далее предполагалось дооценивать доходы каждой из этих групп по индивидуально отобранным для них параметрам.

Однако во втором полугодии 1996 года значительно усилилось влияние неблагоприятных тенденций в оплате труда работников, занятых на предприятиях всех форм собственности, которые делают реализацию намеченного подхода задачей с заведомо ненадежными результатами. Так, с одной стороны, увеличились масштабы задержек выплаты заработной платы как на государственных, так и на частных предприятиях. С другой стороны, постоянно расширяются различные формы оплаты натурой, реальный денежный эквивалент которых определить крайне сложно. По-прежнему велика зона сокрытия получаемых доходов. Исходя из этого, мы стали искать возможность использовать такую методику, которая позволяла бы производить дооценку официально декларируемых денежных доходов через набор параметров, поддающийся простому измерению и большему, нежели доходы, социальному контролю.

Работая над данным проектом, мы пришли к выводу, что основной характеристикой, которая могла бы наиболее достоверно в сложившихся условиях (задержка зарплаты, расширение натуральных выплат, широкое распространение теневых доходов) отражать реальное материальное положение семьи, должны стать не текущие доходы, а совокупные расходы с учетом стоимости продукции (в основном продуктов питания), производимой и потребляемой внутри домохозяйства.

В ходе консультаций со специалистами Мирового Банка, для реализации такого подхода мы приняли факторную методику оценки уровня бедности, сходную с использованной в Чили в 1980 году (в рамках программы

выдачи карточек на получение социальной помощи). Некоторые расчеты для России с использованием этой методики уже были выполнены Жанин Брейтвейт на основе информационной базы третьей волны RLMS в феврале 1997 года.

Использование базы RLMS для подобных расчетов существенно затруднено, так как становятся региональные факторы, а, как известно, данные RLMS не репрезентативны в региональном разрезе. Поэтому для апробации факторной методики оценки уровня бедности Госкомстатом РФ и Мировым Банком при нашем участии на основе данных бюджетной статистики была сформирована база данных индивидуальных бюджетов 616 домохозяйств Волгоградской области, включающая информацию о денежных доходах и расходах домохозяйств в среднем за 1996 год, оценки потребленных продуктов питания в ценах июля 1996 года, а также данные о жилищных условиях и количестве имеющихся предметов длительного пользования.

Применяя факторную методику оценки уровня бедности к российской ситуации, Ж.Брейтвейт в качестве меры благосостояния также использовала показатель душевых совокупных потребительских расходов.

Для построения уравнения регрессии использовались стандартные процедуры множественной регрессии SPSS. Расчетный показатель душевых потенциальных потребительских расходов домохозяйств (С) определялся как сумма различных расходных составляющих :

С = С-| + C2 + Сз + С4, где

С! - оценка стоимости потребленных продовольственных товаров, включая потребление продуктов из личного подсобного хозяйства;

С₂ - расходы на непродовольственные товары;

С₃ - расходы на услуги;

С₄ - прочие расходы.

На первом этапе построения регрессионной модели были рассчитаны парные коэффициенты корреляции для переменных, которые, с нашей точки зрения, могут быть включены в уравнение множественной регрессии. Значимые парные коэффициенты корреляции (см. Таблицу 16) были получены для следующих переменных:

D - душевые эквивалентные доходы домохозяйства;

X! - число детей в возрасте до 16 лет;

Х₂ - число женщин в возрасте 30 - 54 лет;

Х₃ - число мужчин в возрасте старше 60 лет;

Х₄ - число женщин в возрасте старше 55 лет;

Х₅ - факт проживания в сельской местности;

Х₆ - количество комнат в квартире (доме), где проживает семья;

Х₇ - факт наличия дачи;

Хд - факт наличия в доме водопровода.

Таблица 16. Значения t-статистики для выбранных переменных на первом этапе построения модели

Имя переменной Описание переменной t-stat Significance t-stat Переменные со значимой величиной t-stat D Душевой денежный доход 28,038 ,0000 Хі Число детей в возрасте до 16 лет -8,781 ,0000 Х2 Число женщин в возрасте 30 - 54 лет -2,967 ,005 Хз Число мужчин в возрасте старше 60 лет -2,864 ,005 Х4 Число женщин в возрасте старше 55 лет -3,196 ,001 Х5 Факт проживания в сельской местности -8,037 ,0000 Хб Количество комнат в квартире (доме), где проживает семья 3,028 ,005 Х7 Факт наличия дачи 2,958 ,005 Хд Факт наличия водопровода -2,932 ,005 Переменные с незначимой величиной t-stat Аі Число мужчин в возрасте 16-29 лет -1,162 ,2457 А2 Размер общей площади на человека 0,618 ,5369 А3 Размер жилой площади на человека 0,540 ,5891 А4 Наличие гаража 1,047 ,2956 А5 Наличие автомобиля 1,352 ,1772 А6 Наличие холодильника -0,527 ,5987 А7 Наличие стиральной машины 0,165 ,8690 Ад Наличие телевизора 0,798 ,4249 А9 Наличие видеомагнитофона 0,037 ,9701 А10 Наличие центрального отопления -0,882 ,3782 Аіі Наличие ванны (душа) 0,802 ,4227 А12 Наличие газа -1,511 ,1313 А13 Наличие телефона 0,267 ,7882

Ситуация, при которой присутствие в семье женщины в трудоспособном возрасте является фактором бедности (переменная Х₂ со знаком “-”), требовала дополнительных разъяснений. Кроме того, для фактора А-| (число мужчин в возрасте 16-29) величина t-статистики оказалась достаточно близкой к значимой. Содержательный анализ данных факторов показал, что среди рассматриваемых категорий граждан много тех, кто получал зарплату со значительными задержками. Это предопределило наши действия по созданию дополнительных переменных, характеризующих в той или иной степени задержки выплаты заработной платы и трансфертов (пенсий, пособий и т.д.). В результате вместо переменных Х₂ и А₁ были сконструированы новые переменные:

Хіо - число членов семьи, в возрасте 16-29 лет, у которых в 1996 году было 3 и более месяца с нулевыми индивидуальными доходами, при условии, что таковые должны быть (т.е. 3 и более месяца в году, когда либо зарплата, либо стипендия, либо пособие не выплачены, и других индивидуальных доходов нет);

Х₁₁ - число членов семьи, в возрасте 30-54 лет, у которых в 1996 году было 3 и более месяца с нулевыми индивидуальными доходами, при условии, что таковые должны быть.

Дополнительно были также проанализированы и проверены на автокорреляцию с другими переменными факты задержки выплаты отдельных видов доходов (заработной платы, пенсий, стипендий, пособий по безработице и детских пособий). В результате в уравнение была включена еще одна переменная:

Х₁₂ - факт невыплаты в 1996 году пособий на детей в течение 6 и более месяцев .

Здравый смысл требовал также дополнительного анализа влияния фактора Хд (наличие в жилье водопровода), поскольку данный фактор входил в уравнение со знаком -, а это означает, что доходы семей, проживающих в жилище с водопроводом, при дооценке будут увеличиваться в меньшей степени, чем доходы семей, не имеющих водопровода. Детальный качественный анализ показал, что к числу семей, не имеющих водопровода, в основном относятся жители сельской местности и малых городов. Все эти домохозяйства отличаются высоким значением С₁ (расходы на потребление продуктов питания, включая стоимостную оценку продуктов, поступивших из личного подсобного хозяйства). Именно эта величина является объективной экономической основой для значимости фактора Х₅ (проживание в сельской местности). Однако наличие больших значений С₁ у части домохозяйств, проживающих

в основном в малых городах и поселках городского типа и частично в областном центре (это в основном частные дома, не имеющие водопровода) проявилось в том, что значимым ( со знаком _ ) стало влияние фактора Х₈ (наличие в доме водопровода). Попытки ввести в уравнение вместо переменной Х₈ другие переменные (например, признак наличия поступлений из личного подсобного хозяйства или признак проживания в малых городах и сельской местности) только ухудшили статистические параметры модели.

В результате из всех значимых моделей лучшей была признана следующая:

С = 251.4 + 0.61D - 42.1X-I - 43.2X₃ - 37X4 + 115.2X₅ + 17.9X₆ +13.3X₇ -24.7X₈ - 39.2X₁₀ - 32.3X-I1 - 22.6X₁₂, где

С - расчетный показатель душевых потенциальных потребительских расходов домохозяйства;

251.4 - константа уравнения регрессии;

D - эквивалентные доходы домохозяйства;

X! - число детей в возрасте до 16 лет;

Х₂ - число женщин в возрасте 30 - 54 лет;

Х₃ - число мужчин в возрасте старше 60 лет;

Х₄ - число женщин в возрасте старше 55 лет;

Х₅ - факт проживания в сельской местности;

Х₆ - количество комнат в квартире (доме), где проживает семья;

Х₇ - факт наличия дачи;

Х₈ - факт наличия в доме водопровода;

Х₁₀ - число членов семьи, в возрасте 16-29 лет, у которых в 1996 году было 3 и более месяца с нулевыми индивидуальными доходами, при условии, что таковые должны быть;

Х11 - число членов семьи, в возрасте 30-54 лет, у которых в 1996 году было 3 и более месяца с нулевыми индивидуальными доходами, при условии, что таковые должны быть.

Х₁₂ - факт невыплаты в 1996 году пособий на детей в течение 6 и более месяцев .

Для данного уравнения (см. Приложение 5) коэффициент множественной корреляции ( Multiple R) , определяющий долю объясненной вариации в общей вариации переменной С, равен 81.4%. F- критерий, оценивающий отношение средних квадратов отклонений, обусловленных и не

обусловленных регрессией, равен 198.9 и намного превышает критическое значение при 95% доверительной вероятности (signif F=0.000 ).

В ближайшее время в России не будет решена проблема подтягивания гарантированного дохода до уровня прожиточного минимума, и борьба с бедностью будет опираться на адресную поддержку, факторная оценка бедности, учитывающая не только уровень текущих денежных доходов, но и другие параметры, в наибольшей степени влияющие на ухудшение благосостояния, может быть использована региональными властями для идентификации семей, имеющих право на пособие по нуждаемости.

Можно продемонстрировать на примере, как данная методика изменяет оценку материального благосостояния семьи по сравнению с текущими доходами. Допустим, супружеская пара в трудоспособном возрасте не имеет детей, оба супруга не имеют статуса безработного, не имеют никаких доходов, но имеют машину, проживают в Москве. После дооценки их потенциальные потребительские возможности соответствуют 483.2 тыс. руб. Это означает, что семья не бедная, т.к. прожиточный минимум равен 369 тыс. руб.

Использование предлагаемого нами широкого подхода к проблемам реалистичной оценки бедности, с одной стороны, может способствовать стимулированию более активного рыночного использования накопленных в семьях материальных активов. С другой стороны, такой подход позволяет строить перераспределительную политику на более прочном статистическом базисе, поскольку факторная оценка бедности точнее учитывает как специфику, связанную с различиями в стоимости жизни и демографической ситуации в регионах, так и недемографические факторы, которые при прочих равных условиях могут способствовать процессам адаптации домашних хозяйств к рыночной среде или, наоборот, препятствовать этому.

ПРИЛОЖЕНИЯ

Приложение 1. Квартальная динамика коэффициентов глубины и остроты

бедности в России в 1996г. (по материалам бюджетной статистики)

	FGT для Q=0	FGT для Q=1	FGT для Q=2
семьи без детей	семьи с детьми до 16 лет	семьи одино ких пенсио неров	семьи без детей	семьи с детьми до 16 лет	семьи одино ких пенсио неров	семьи без детей	семьи с детьми до 16 лет	семьи одино ких пенсио неров
I квартал	27,4	53,8	17,7	13,6	27,8	5,85	8,57	17,87	3,6
II квартал	24,4	48,4	18,0	12,7	26,3	6,9	8,1	16,57	4,54
III квартал	23,5	45,2	18,2	15,1	27,4	10,9	10,9	18,38	9,34
IV квартал	14,7	33,7	7,3	11,5	21,6	8,5	8,39	14,2	7,62

Приложение 2. Показатели остроты и продолжительности пребывания в бедности по домашним хозяйствам в 1996 году (по материалам бюджетной статистики ; в % ко всем обследуемым домохозяйствам)

	Доля домохозяйств с денежными доходами ниже прожиточного минимума	Доля домохозяйств с денежными доходами ниже прожиточного минимума постоянно в течение квартала	Доля домохозяйств с денежными доходами в 2 и более раз ниже прожиточного минимума
Все домохозяйства: -
1 квартал	42,3	26,5	13,1
- 2 квартал	36,7	22,4	10,3
- 3 квартал	34,5	18,8	9,8
- 4 квартал	24,2	12,6	6,4

Домохозяй ства городской местности: - 1 квартал	32,5	18,2	5,9
- 2 квартал	28,6	15,9	5,1
- 3 квартал	27,0	13,4	5,1
- 4 квартал	17,7	8,3	3,2
Домохозяй ства сельской
местности:	70,5	50,4	33,9
- 1 квартал
- 2 квартал	62,5	43,1	26,6
- 3 квартал	58,7	36,5	24,7
- 4 квартал	45,2	26,1	16,5

Источник: Мониторинг социально-экономического потенциала семей за IV квартал 1996 г. М., Министерство труда и социального развития РФ и Госкомстат РФ., стр. 43-44.

Приложение 3. Оценочные параметры и статистические критерии уравнения регрессии для шкалы эквивалентных доходов.

Multiple R (Коэффициент детерминации 0.51129

R Square (Множественный коэффициент регрессии)- 0.26142F = критерий 43.18124

Значимость F критерия - 0

Коэффициенты SE B T статистика Критерий значимости T lnX 0,195667 0,02486 7,871 ,0000 N2 -0,172463 0,048475 -3,558 ,0004 N3 -0,332406 0,047994 -6,926 ,0000 N4 -0,334587 0,050631 -7,003 ,0000 N5 -0,340162 0,067354 -5,050 ,0000 Константа 10,108391 0,3365 30,035 ,0000

Приложение 4.1. Структура расходов российских домохозяйств по данным бюджетной статистики Госкомстата за 3 квартал 1996 года, в % (все

население России)

Доходные группы	Покупка продук тов питания	Покупка непродовольственных товаров	Оплата услуг	Покупка алкоголь ных напитков	Прочие рас ходы	Итого денеж ных расходов
Первая децильная группа	51,4	23,2	15,9	1,6	7,9	100
Вторая децильная группа	54,7	20,4	14,5	1,6	8,8	100
Третья децильная группа	53,2	20,7	14,4	1,6	10,1	100
Четвертая децильная группа	51,2	22,1	14,0	1,7	11,0	100
Пятая децильная группа	49,5	23,2	13,9	1,8	11,6	100
Шестая децильная группа	46,8	25,6	13,3	1,8	12,5	100
Седьмая децильная группа	44,5	25,5	14,2	1,9	13,9	100
Восьмая децильная группа	41,9	26,9	13,7	2,0	15,5	100
Девятая децильная группа	38,3	29,3	14,0	2,0	16,4	100
Десятая децильная группа	27,7	35,2	15,4	1,8	19,9	100
В среднем по всем домохозяйствам	41,4	27,6	14,4	1,8	14,8	100

Приложение 4.2. Структура расходов российских домохозяйств по данным бюджетной статистики Госкомстата за III квартал 1996 года , в % (городское население России)

Доходные группы Покупка продук тов питания Покупка непродовольственных товаров Оплата услуг Покупка алкоголь ных напитков Прочие рас ходы Итого денеж ных расходов Первая децильная группа 52,2 22,1 17,0 1,4 7,3 100 Вторая децильная группа 55,3 19,3 15,5 1,4 8,5 100 Третья децильная группа 53,9 19,4 15,4 1,5 9,8 100 Четвертая децильная группа 51,9 20,9 14,9 1,5 10,8 100 Пятая децильная группа 50,2 21,9 14,9 1,6 11,4 100 Шестая децильная группа 47,2 24,6 14,2 1,7 12,3 100 Седьмая децильная группа 45,0 24,6 15,1 1,7 13,6 100 Восьмая децильная группа 42,4 25,8 14,7 1,8 15,3 100 Девятая децильная группа 38,6 28,6 14,9 1,8 16,1 100 Десятая децильная группа 28,3 33,6 16,6 1,7 19,8 100 В среднем по всем домо- хозяйст вам 42,0 26,4 15,4 1,7 14,5 100

Источник: Мониторинг социально-экономического потенциала семей за

Приложение 4.3.Структура расходов российских домохозяйств по данным бюджетной статистики Госкомстата за III квартал 1996 года, в % (сельское население России)

Доходные группы	Покупка продук тов питания	Покупка непродовольственных товаров	Оплата услуг	Покупка алкого льных напитков	Прочие расходы	Итого денеж ных расходов
Первая децильная группа	47,3	29,0	10,3	2,9	10,5	100
Вторая децильная группа	51,1	26,8	9,1	2,6	10,4	100
Третья децильная группа	49,5	28,0	8,7	2,5	11,3	100
Четвертая децильная группа	47,6	28,6	9,2	2,6	12	100
Пятая децильная группа	45,6	29,8	8,7	2,8	13,1	100
Шестая децильная группа	44,4	31,2	8,5	2,6	13,3	100
Седьмая децильная группа	41,9	30,4	9,2	2,5	16,0	100
Восьмая децильная группа	39,4	32,5	9,1	2,7	16,3	100
Девятая децильная группа	36,6	32,7	9,5	2,6	18,6	100
Десятая децильная группа	25,2	43,3	9,6	2,3	19,6	100
В среднем по всем домо хозяйствам	38,4	37,5	9,5	2,4	12,2	100

Приложение 5. Оценочные параметры и статистические критерии уравнения расчета душевых потенциальных потребительских расходов.

Multiple R (Множественный коэффициент регрессии) - 0.81375 R - Square (Коэффициент детерминации) - 0.66219 F -критерий^ 198.9 Значимость F критерия - 0

	Коэффициенты	T статистика	Критерий значимости T
D	0,61	26,678	,000
X1	-42068	-5,968	,000
X3	-43236	-1,988	,047
X4	-36981	-2,814	,005
X5	115225	7,256	,000
X6	17921	3,844	,000
X7	13277	3,610	,000
X8	-24654	-3,435	,001
X10	-39180	-4,205	,000
X11	-32297	-2,833	,005
X12	-22620	-1,758	,009
Конс танта	251422	11,192	,000

ЛИТЕРАТУРА

Т. Богомолова, В. Тапилина, Н. Михеева. (1993) Социальная структура: неравенство в материальном благосостоянии., Новосибирск, ИЭиОПП.

Г.Н Волкова., Л.А. Мигранова, Н.М. Римашевская. (1997) Вопросы методики оценки дифференциации доходов населения. Вопросы статистики. N2

Л.Г. Зубова, Н.В. Ковалева, Л.А. Хахулина. (1995) Бедность в новых экономических условиях, Москва, ВЦИОМ, Информационный бюллетень, №4: 25-29.

Мировой банк. (1995) Оценка бедности в России, №14110-RU, Вашингтон.

М.А. Можина (ред.). (1994) Бедность: Взгляд ученых на проблему, Москва, ИСЭПН РАН.

М.А. Можина. (1995a) Анализ дифференциации доходов населения, Экономист, №1: 33-42.

М.А. Можина (ред.). (1995b) Уровень жизни городского населения России и социальные проблемы реформ, Москва, ИСЭПН РАН - Интерцентр.

Мониторинг социально-экономического потенциала семей за I квартал 1996 года, Министерство труда и социального развития РФ , Госкомстат РФ , М , 1996.

Мониторинг социально-экономического потенциала семей за III квартал 1996 года. Министерство труда и социального развития РФ , Госкомстат РФ , М , 1996.

Л. Овчарова. (1996) «Старые» и «новые» бедные и возможные пути сокращения бедности, в кн. Уровень жизни населения: социальноэкономический потенциал семьи, Москва, Министерство социальной защиты населения РФ: 80-93.

Л. Овчарова, Е. Турунцев, И. Корчагина. (1998) Бедность - где порог? (Альтернативные оценки малообеспеченное™ в переходный период.), Вопросы экономики, №2.

Б. Попкин, А. Батурин, М.Можина , Т.Мроз. (1995) Прожиточный минимум в Российской Федерации: разработка региональных вариантов и другие методологические положения. Доклад по результатам RLMS в 1994-1995 гг.

Н.Римашевская (ред.) (1992) Социально-экономические исследования благосостояния, образа и уровня жизни населения города ( проект Таганрог - III), М., ИСЭПН РАН.

Е. Турунцев. (1994) Социальные позиции: тенденции изменения в оценках населения, в кн. Изменения в уровне жизни и социальные проблемы адаптации населения к рынку (под ред. М. Можиной), Москва, ИСЭПН РАН: 95-110.

A.B. Atkinson. (1987) On the Measurement of Poverty, Econometrica Vol. 55, №4; 749-764.

A.B. Atkinson. (1993) The Institution of an Official Poverty Line and Economic Policy, London School of Economics, WSP/98, December.

A. B. Atkinson, L. Rаinwater, T. Smeeding. (1995) Income distribution in European Countries. LIS Working Paper Series.

B. Bidani, M. Ravallion. (1994) How Robust is a Poverty Profile, The World Bank Economic Review, 8: 75-102.

L. Blaszczak- Przybycinska. (1992) “Multidimensional Statistical Analysis of Poverty in Poland”, in: Polish Statistical Association & Central Statistical Office eds., pp. 307-327

A. Bokor. (1984) Deprivation; Dimensions and Indices, in Stratification and Inequality, (R. Andorka, T. Kolosi, Eds.), Institute fir Social Sciences, Budapest.

Ch. Booth. (1889) The Life and Labour of the People. L..

B. Bradbury. (1989) Family Size Equivalence Scales and Survey Evaluations of Income and Well-Being, Journal of Social Policy 18(3): 383-408.

B. Cheli., A. Lemmi. (1995)Totally Fuzzy and Relative Approach to the Multidimensional Analysis of Poverty , Economic Notes, 1, pp. 115-134.

K. De Vos, A. Hagenaars. (1988) A Comparison between the Poverty Concepts of Sen and Townsend, Erasmus University, Rotterdam.

M. Desai, A. Shan. (1988) An Economic Approach to the Measurement of Poverty, Oxford Economic Papers, 40: 505-522.

B.S. Everitt. (1993) Cluster Analysis, 3^rd edn., Edward Arnold (Hodder & Stoughton), London, Melbourne, Auckland and Halsted Press, New York and Toronto.

G. M. Fisher. (1992) The Development and History of the Poverty Thresholds, Social Security Bulletin, 67: 570-582.

J. Foster. (1984) On Economic Poverty: a Survey of Aggregate Measures, Advances in Econometrics, 3: 215-251.

J. Foster, A. Shorrocks. Inequality and Poverty Orderings, European Economic Review, 1988, vol. 32: 654-662

J. Foster, J. Grur, I. Thorbecke. (1984) A Class of Decomposable Poverty Measures, Econometrica, vol. 52: 173-177

D. Gordon, P. Townsend. (1990) Measuring of Poverty line, Radical Statistics, 47: 5-12.

B. Hallerqd. (1995) The Truly Poor: Indirect and Direct Measurements of Consensual Poverty in Sweden, Journal of European Social Policy, 5(2): 112129.

O. Kangas, V. Ritakallio. (1995) Different Methods - Different Results? Approaches to Multidimensional Poverty. Paper presented at the ISA RS 19 conference, Pavi, Italy.

L Khakhulina., M Tucek. (1994) Material Well-being in Post- Socialist Countries: Comparative Analysis. Moscow,VCIOM

R. Lister. (1991) Concepts of Poverty, Social Studies Review, May: 192-195.

R. Muffels, J. Berghman, H.J. Dirven. (1992) A Multi-Method Approach to Monitor the Evolution of Poverty, Journal of European Social Policy, 2(3): 193213.

T. Mroz, B.Popkin, D.Mancini, E. Glinskaya, M.Lokshin. (1997) Monitoring Economic Conditions in the Russian Federation: The Russian Longitudinal Monitoring Survey 1992-96. Agency for International Development . Carolina Population Center , University of North Carolina at Chapen Hill, North Carolina.

J. A. Neson. (1993) Household Equivalence Scales: Theory and Policy, Journal of Labor Economics, 11: 471-493.

M. Orshansky. (1965) Counting The Poor; Another Look at the Poverty Profile, Social Security Bulletin, 28, №3.

M. Orshansky. (1966) How Poverty is Measured, Social Security Bulletin, vol.29, №2: 37-41.

L. Ovcharova, E. Turuntsev, I. Korchagina. (1998) A Reassessment of the Poor in Transitional Russia, in Russian Social Policy in the Early 1990s (E. Turuntsev, J. Simpura, Eds.), Moscow, Foundation of Economic Policy.

D. Piachaud. (1987) Problems in the Definition and Measurements of Poverty, Journal of Social Policy, 16(2): 125-146.

M. Ravallion. (1993) Poverty Comparisons: a Guide to Concepts and Methods, LSMS Working Paper, 88, Washington, D.C., World Bank.

Rowentree S. (1901) Poverty: a Study of Town Life . L

A.K. Sen. (1976) Poverty: an Ordinal Approach to Measurement, Econometrica, 46: 437-46.

Sen A.K. (1979) Issues in the Measurement of Poverty, Scandinavian Journal of Economics, 1, Vol.81: 285- 307

A.K. Sen. (1985a) A Sociological Approach to the Measurement of Poverty: A Reply to Professor Peter Townsend, Oxford Economic Papers, 37:669-676.

Sen A.K. (1985b) Commodities and Capabilities, Amsterdam, North Holland

P. Townsend. (1970) The Concept of Poverty, Heinemann, London.

P.Townsend. (1979) Poverty in the United Kingdom, Allen lane and Penguin Books, Harmondsworth, Middlesex and Berkeley, University of California Press.

B. Van Praag, R.J. Flik. (1991) Poverty Lines and Equivalence Scale. A Theoretical and Empirical Evaluation, Poverty Measurement for Economies in Transition in Eastern European Countries, International Scientific Conference , Warsaw, October: 65-99.

P. Whiteford. (1985) A Family's Needs: equivalence scales, poverty and social security, Research paper No.27, Development Division, department of Social Security, Canberra, Australia.

World Bank. (1993) Implementing the World Bank’s Strategy to Reduce Poverty: Progress and Challenges, World Bank, Washington D.C.

62



поступала по ценам в 2-3 раза выше официальных цен. С учетом цен «черного рынка» оценки стоимости прожиточного минимума колебались в пределах от 100 до 120 рублей. В соответствии с этим различаются и оценки уровня бедности.



Разработаны в соответствии с Указом Президента Российской Федерации от 2 марта 1992 г. №210 «О системе минимальных потребительских бюджетов.»



Рассчитано по: Уровень жизни населения Росии. Госкомстат России. Статистический сборник: М., 1996, стр.8687.



Рассчитано по: 1. Мониторинг социально-экономического потенциала семей. Министерство социальной защиты населения РФ и Госкомстат РФ (второй этап - 1995). М., 1996, стр.342. 2. То же за третий квартал 1996 г. М., 1996, стр.64.



Рассчитано по: T.Mroz, B.Popkin, D.Manchini, E.Glinskaya, M.Lokshin (1997), p.13.



Большинство используемых в данном проекте данных ранее не публиковалось и расчитано сотрудниками Госкомстата специально по заявке разработчиков проекта. В данном варианте отчета используются прямые расчеты по базе данных бюджетных обследований. Возможно, в дальнейшем будет производиться корректировка некоторых показателей с учетом дополнительных источников информации.



При непосредственной поддержке Российской программы экономических исследований сотрудникам управления статистики уровня жизни Госкомстата РФ был заказан расчет эквивалентных доходов семей по коэффициентам, полученным на основе Волгоградской базы данных.



- стоимость прожиточного минимума в среднем за 1996 год- 369.4 тыс. руб., а стоимость прожиточного минимума для выборки бюджетной статистики- 325 тыс. руб.



Расчеты проф. Батурина выполнялись для презентации результатов 7-го раунда RLMS и базируются на сопоставлении данных о весе и росте опрашиваемых и данных суточного потребления внутри домашнего хозяйства.



Жанин Брейтвейт - консультант Всемирного банка, отдел бедности, гендерного анализа и управления государственным сектором.

    Экономика: Знания - Циклы - Макроэкономика

• Введение в экономику
  
• Виды экономик
  
• Экология в экономике
  
• Экономическая теория
  
• Экономическая география
  
  
• Экономические знания
  
• Экономика России
  
  
• Циклы в экономике
  
  
• Макроэкономика
  
• Макроэкономика в России
  

---

---