• загрузка...
    5

3. Размеры неравенства и масштабы мобильности по доходам

загрузка...

Обсуждение вопросов о величине и динамике неравенства и ро-

ли мобильности в изменении неравенства полезно начать с краткого

экскурса в ретроспективу, поскольку это позволит лучше понять и

оценить масштабы и характер произошедших в России изменений в

течение трансформационного периода.

В социально-экономической истории неравенства в распределе-

нии доходов последних 20 – 30 лет в России просматриваются два

Рис. 7. Кривые Лоренца по доходу для исходной (1998 г.)

и консистентной выборок (1996 – 1998 гг.)

этапа: советский и постсоветский. Этим двум периодам была свой-

ственна своя динамика неравенства.

Для первого, советского этапа, характерны относительно низкие

показатели неравенства. Восстановить динамику неравенства в тот

период можно по работам тех лет [Ракитский Б. В., Шохин А. Н.,

1987, с. 56; Саркисян Г. С., 1983, с. 187]. Начиная с середины

50-х годов наблюдалась устойчивая тенденция к уменьшению нера-

венства. Наиболее заметное снижение дифференциации произошло

с середины 60-х годов в связи с увеличением минимума заработной

платы и повышением оплаты труда низко оплачиваемых категорий

работников. Децильный коэффициент снизился с 4,4 в 1956 до 3,1 в

1970 г. Дальнейшее упорядочение заработной платы, проведенное в

середине 70-х годов, направленное на сокращение межотраслевых

различий в оплате труда работников сквозных профессий, очеред-

ное повышение минимума заработной платы, ставок и окладов

среднеоплачиваемых работников повлекли за собой сокращение

различий в оплате труда. В результате значение коэффициента

дифференциации к 1980 г. составило 3,0. В первой половине

80-х годов наблюдалось некоторое увеличение дифференциации,

что было вызвано главным образом усилением отраслевых и регио-

нальных различий в оплате труда. В 1985 г. значение децильного

коэффициента оценивалось равным 3,3 – 3,4 [Благосостояние го-

родского населения Сибири: проблемы дифференциации, 1990,

c. 56]. Во второй половине 80-х годов в России началось преобразо-

вание "командной" экономики в рыночную: активнее стали исполь-

зоваться экономические механизмы распределения благ, стали ле-

гитимными новые формы собственности, а с ними и новые соци-

альные группы – кооператоры, арендаторы, предприниматели. И

как следствие в 1989 г. децильный коэффициент дифференциации,

по данным Госкомстата, повысился до 5,9.

Относительно низкий уровень неравенства в советский период

был результатом целенаправленной уравнительной политики, дос-

таточно легко осуществляемой государством в условиях господства

государственной собственности посредством жесткого регулирова-

ния всех видов доходов. Однако, согласно данным социологических

исследований, официально регистрируемое неравенство в распре-

делении денежных доходов этого периода было во многом фор-

мальной стороной реально существовавшего социально-

экономического неравенства. В условиях дефицитной экономики

неравенство носило явно выраженный статусный характер. Матери-

альное благосостояние различных групп населения определялось

степенью доступности потребительских благ и услуг. Одинаковые

суммы денег в руках партийного работника, заведующего магази-

ном, учителя, шофера и т. д. имели различный вес [Богомоло-

ва Т. Ю., Тапилина В. С., Михеева А. Р., 1992].

Радикальное реформирование общества и экономики, начавшее-

ся в начале 90-х годов, открыло новую станицу динамики неравен-

ства в распределении доходов в России. В первой половине

90-х годов наблюдались динамичные сдвиги в величине и характере

неравенства. В этот период произошло удвоение показателей нера-

венства, а в советское время для этого потребовалось 30 лет. Дина-

мика показателей неравенства представлена в таблице 7.

Т а бл и ца 7

Динамика дифференциации доходов в России

по данным Госкомстата 8

Показа-

тели

нера-

венства

1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998

Коэф-

фици-

ент

фондов

4,5 8,0 11,2 15,1 13,5 13,0 13,5 13,4

Коэф-

фици-

ент

Джини

0,260 0,289 0,398 0,409 0,381 0,375 0,381 0,379

Рост неравенства в России в 90-х годах, в период радикальных

социально-экономических преобразований, – явление в определен-

ных пределах закономерное.

Институциональные изменения привели к возникновению новых

высокооплачиваемых рабочих мест, появлению новых профессий,

обслуживающих рынок; появились доходы от собственности, пред-

8 Российский статистический ежегодник. Официальные материалы. М: Статис-

тика, 1999. С. 141, 155.

принимательские доходы, доходы от спекуляции на фондовом и

валютном рынках дивиденды от инвестиций и пр. Была легитими-

зирована дополнительная занятость. В силу ослабления государст-

венного контроля расширились возможности для криминального

обогащения. Различия в рыночной конкурентоспособности отрас-

лей привели к их резкому размежеванию в оплате труда. Особенно

быстрыми темпами относительно среднероссийского уровня росли

доходы работников топливно-энергетического комплекса, прежде

всего добывающих отраслей, имеющих ярко выраженную экспорт-

ную ориентацию. Аутсайдерами оказались отрасли с ограниченны-

ми возможностями приспособления к условиям рынка – машино-

строение, легкая промышленность, сельское хозяйство. Так, в

1996 г. средняя заработная плата в двух последних отраслях была

ниже прожиточного минимума для трудоспособного населения

[Экономика переходного периода. Очерки экономической политики

посткоммунистической России, 1999, с. 906]. Рост межотраслевой

дифференциации усилил дифференциацию регионов по уровню

душевых доходов населения в силу специфики отраслевой специа-

лизации регионов.

В ходе реформ предполагалось и, так или иначе, была установ-

лена более тесная взаимосвязь между результатами труда и дохода-

ми. Одновременно расширившаяся самостоятельность руководите-

лей предприятий вылилась в слабо контролируемый процесс уста-

новления должностных окладов, прежде всего собственных. Это

привело к существенному увеличению внутриотраслевой диффе-

ренциации оплаты труда. В 1995 г. децильный коэффициент диф-

ференциации среднемесячной заработной платы в промышленности

составил 20,6; максимальный уровень дифференциации был в

строительстве (24,7), а минимальный – в электроэнергетике (9,6)

[Уровень жизни населения России, 1996, c. 85].

Как по данным государственной статистики, так и по данным

РЭМЗ пик в росте неравенства приходится на 1994 год, затем начи-

нается некоторое снижение. Экспертами Института проблем пере-

ходного периода это снижение объясняется как результат действия

программы финансовой стабилизации, позволившей ликвидировать

источник инфляционных доходов [Экономика переходного перио-

да… 1999, с. 906 – 907]. Видимо, зафиксированный уровень нера-

венства – это лишь приближение к границе реально существующего

неравенства, если иметь в виду погрешности выборки, масштабы

долгов предприятий и государства перед населением по зарплате,

пособиям, пенсиям. Примечательно, что некоторое снижение вели-

чины неравенства по доходам началось с момента интенсивного

роста невыплат различных видов доходов населению.

Результаты изучения динамики неравенства и мобильности по дохо-

дам в нашем исследовании, рассчитанные на данных РМЭЗ, хорошо

вписываются в рассмотренный выше социально-экономический кон-

текст. Они демонстрируют, что показатели неравенства достигли очень

высокой отметки и колеблются вокруг нее (табл. 8).

На основе приближенного вычисления доверительных интервалов

разности математических ожиданий Ime в рассматриваемые периоды

можно сделать вывод, что различия показателей промедианной меры не-

равенства в 1994 и 1995 гг. являются незначимыми, а для периодов 1995 –

1996 и 1996 – 1998 гг. – значимыми. Следовательно, динамика Ime пока-

зывает, что в период 1994 – 1995 гг. неравенство фактически не измени-

лось, в 1995 – 1996 гг. – выросло, в 1996 – 1998 гг. – уменьшилось.

Т а бл и ца 8

Показатели неравенства в распределении

доходов по периодам наблюдения

Периоды наблюдения

1994 – 1995 1995 – 1996 1996 – 1998

Показатели

1994 1995 1995 1996 1996 1998

Коэффициент

Джини

0,477 0,473 0,461 0,488 0,487 0,471

Коэффициент

Аткинсона

(epsilon = 0,5)

0,194 0,193 0,184 0,203 0,201 0,192

Коэффициент

Аткинсона

(epsilon = 1)

0,343 0,344 0,326 0,364 0,365 0,348

Промедианная

мера неравен-

ства ( Ime)

0,773 0,810 0,749 0,893 0,915 0,829

Децильный ко-

эффициент

25,71 28,67 25,04 31,91 32,27 27,68

Квинтильный

коэффициент

11,74 12,34 11,39 13,87 13,93 12,32

Иллюстрирует это и сравнение распределений в разные годы с

помощью кривой Лоренца (рис. 8, 9, 10). Они показывают отсутст-

вие различий в распределениях 1994 – 1995 гг., и существование

различий для 1995 – 1996 гг. (кривая распределения 1995 г. ближе к

диагонали, чем кривая распределения 1996 г.) и для 1996 – 1998 гг.

(ближе к диагонали кривая распределения 1998 г.).

Для приведенных в таблице 6 значений показателей неравенства,

измеренных различными способами, в целом характерна согласо-

ванность в оценке направлений изменения неравенства, за исключе-

нием децильного и квинтильного показателей дифференциации в

1994 – 1995 гг.

Измерение мобильности по доходам с помощью наиболее широ-

ко употребляемых и простых показателей дает следующую картину

масштабов и динамики этого процесса в 1994 – 1998 гг. (табл. 9).

Рис. 8. Кривые Лоренца по доходу для 1994 и 1995 гг.

Т а бл и ца 9

Показатели мобильности по доходам

Динамика показателей по периодам

1994 – 1995 1995 – 1996 1996 – 1998

Коэффициент корреляции Пирсона 0,518 0,476 0,479

Коэффициент регрессии

(угол наклона ) логарифма дохода

0,530 0,520 0,456

Доля (%) оставшихся

в той же группе абсолютного дохода

25,8 22,1 21,5

Доля (%) оставшихся

в той же децили

25,8 21,2 21,0

Доля (%) оставшихся

в том же квинтиле

40,7 37,9 37,0

Практически все показатели мобильности по доходам, приведенные

в таблице 9, свидетельствуют об увеличении масштабов мобильности

Рис. 9. Кривые Лоренца по доходу для 1995 и 1996 гг.

в России в анализируемый период 9. При этом увеличилось количество

случаев, когда изменение дохода приводило к перемещению индивида

не в соседнюю доходную группу (short-range mobility), а через одну и

более (long-range mobility), то есть увеличивалась интенсивность пере-

мещений (табл. 10).

9 Для сравнения, в Великобритании в 1991 – 1992, 1992 – 1993, 1993 – 1994 гг.

наблюдались следующие масштабы мобильности по доходам: коэффициент корре-

ляции Пирсона – 0,62, 0,56, 0,69, соответственно, и угол наклона в регрессии лога-

рифма доходов – 0,69, 0,68, 0,73, соответственно [Jarvis S., Jenkins, 1998. Р. 431].

Рис. 10. Кривые Лоренца по доходу для 1996 и 1998 гг.

Т а бл и ца 10

Мобильность по доходам: количество переходов

более чем на один уровень

Периоды наблюдения

1994 – 1995 1995 – 1996 1996 – 1998

Доля перешедших в группах

абсолютного дохода, %

43,8 44,4 50,5

Доля перешедших в децилях, % 45,6 50,2 51,1

Доля перешедших

в квинтилях, %

23,0 26,0 26,1

Видно, что с 1994 по 1998 гг. колебания величины неравенства

происходили на фоне поступательного роста масштабов мобильно-

сти. Отсутствие согласованности в динамике мобильности по дохо-

дам и неравенства является для исследователей поводом для выво-

дов об отсутствии связи между мобильностью и неравенством. На-

пример, в работе "Неравенство и мобильность по доходам в скан-

динавских странах в сравнении с Соединенными Штатами", наибо-

лее близкой нам по постановке проблемы, шведские исследователи

под руководством М. Пальме пытались выявить связь между нера-

венством и мобильностью по доходам через согласованность пока-

зателей неравенства и показателей мобильности. Не обнаружив та-

кой согласованности, они сделали вывод об отсутствии позитивной

связи между неравенством, с одной стороны, и мобильностью по

доходам, с другой [Aaberge R. et al., 1996]. Эта мысль прослежива-

ется у авторов обзора исследований мобильности по доходам в Со-

единенных Штатах Америки Соухилл и МакМаррер [Sawhill I. V.,

McMurrer D. P., 1996]. Они пишут, что в США имела место сущест-

венная мобильность по доходам как кратковременная, так и долговре-

менная на протяжении среднего жизненного цикла. Обзор исследований

мобильности по доходам в конце 60-х – начале 90-х показывает, что

примерно от одной четверти до одной трети населения переходило в

другой доходный квинтиль в течение каждого года. За более длитель-

ный период наблюдалась еще большая доля индивидов, переместив-

шихся в другой доходный квинтиль, – примерно половина населения за

пятилетний период и около 60 % за десятилетний период 10. Эти мас-

штабы мобильности авторы оценивают как существенные и отмечают,

что существует мало свидетельств в пользу того, что и на сегодня в

масштабах мобильности произошли изменения. Наблюдавшиеся в кон-

це рассматриваемого периода всплески в повышении неравенства в

США, по мнению Соухилл и МакМаррер, нельзя считать результатом

динамики мобильности, поскольку мобильность практически не меня-

лась. Однако, на наш взгляд, связь между мобильностью по доходам и

динамикой неравенства не лежит на поверхности и было бы ошибочно

искать ее только в согласованности изменений показателей мобильно-

сти и неравенства и, главное, делать вывод о ее отсутствии. Это мы по-

пытаемся показать в следующем разделе.

Авторы: 1379 А Б В Г Д Е З И Й К Л М Н О П Р С Т У Ф Х Ц Ч Ш Щ Э Ю Я

Книги: 1908 А Б В Г Д Е З И Й К Л М Н О П Р С Т У Ф Х Ц Ч Ш Щ Э Ю Я