WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 2 | 3 || 5 | 6 |   ...   | 8 |

Методология исследования мобильности населения по доходам предполагает, что 1) наблюдаются одни и те же объекты (индивиды или домохозяйства) на начало и конец анализируемого периода времени, 2) у наблюдаемых объектов имеется информация о доходах на начало и конец анализируемого периода времени. Совокупность объектов, отвечающих этим требованиям, условно называют консистентной выборкой [Buchisky M., Hunt J., 1999]. Характеристики консистентной выборки могут отличаться от характеристик исходной выборки из-за ротации состава выборочных совокупностей в различные годы и отказов от ответа на вопросы о доходах.

В обследованиях, проводимых в рамках РМЭЗ, наблюдались колебания количества опрошенных домохозяйств и индивидов: в 1994 году – 3975 домохозяйств и 11 290 индивидов (взрослых и детей); в 1995 году – 3 783 домохозяйства и 10 666 индивидов; в 1996 году – 3750 домохозяйств и 10 465 индивидов; в 1998 году – 3830 домохозяйств и 10 675 индивидов. Помимо изменения количества наблюдаемых объектов происходила их ротация – замена выбывших домохозяйств другими, что повлекло за собой уменьшение объема консистентных выборок. Прежде чем приступить к содержательному анализу важно выяснить, в какой мере половозрастная и поселенческая структура консистентных выборок отличается от исходной: какие есть ограничения для распространения на всю совокупность опрошенных выводов, полученных на основе консистентных выборок.

Половозрастная структура генеральной совокупности, исходной выборки РМЭЗ и консистентной выборки за 1996 г. представлена в таблице 3.

Таблица Распределение населения по полу и возрасту по расчетным данным Госкомстата, РМЭЗ и консистентной выборки в 1996 г., % Возраст Все население, РМЭЗ, Консистентная Госкомстат, 1996 выборка, 01.01.97 Мужчины 0 – 15 11,2 11,4 11,16 – 59 29,9 27,7 26,60 5,8 6,0 6,и старше Женщины 0 – 15 10,7 11,0 10,16 – 54 27,4 27,8 28,55 15,0 16,0 16,и старше В целом, пропорции крупных групп выборочных совокупностей достаточно близки к их пропорциям в генеральной совокупности.

Имеющиеся отклонения от генеральной совокупности становятся более явными при анализе более дробных возрастных групп особенно в разрезе города и села (приложение 4, таблица П 4.1). Для сельского населения наблюдается большая согласованность половозрастных структур исходной и консистентной выборок, чем для городского. Заметны и устойчивы различия в сравниваемых выборках долей населения в возрасте от 18 до 29 лет, особенно доля мужчин.

Более важно для нас то, что выбывают, как правило, более состоятельные домохозяйства (табл. 4). Это подтверждают и расчеты С. Айвазяна и С. Коленикова, показывающие, что выбытие из панельного обследования более состоятельных домохозяйств – прогнозируемая тенденция [Айвазян С. А., Колеников С. О., 1999].

Таблица Средний размер промедианного дохода для выбывших, оставшихся и прибывших респондентов в консистентной выборке по периодам наблюдения 1994 – 98 гг.

1994 – 1995 1995 – 1996 1996 – Выбывшие 1,98 1,81 1,Оставшиеся 1,44 1,40 1,Прибывшие 6 1,64 1,62 1,Таким образом, выбывали из панельной выборки, как правило, более молодые и (или) более состоятельные люди. И это понятно – молодые более мобильны в силу того, что на период 18 – 30 лет приходятся перемещения связанные со службой в армии, получением образования и профессии в другом населенном пункте, люди, еще не обремененные собственной семьей, более свободны в принятии решения о переезде в другой город. В то же время состояКоллектив исследователей, проводивших РМЭЗ, осуществлял замену выбывших объектами, имеющими сопоставимые социально-демографические характеристики, и выборка каждой волны репрезентировала половозрастную структуру населения России. Вместе с тем, как видно из таблицы 4, пополняющие исходную выборку были менее состоятельны, чем выбывающие.

тельные люди в любом возрасте при прочих равных условиях имеют больше материальных возможностей осуществлять территориальную мобильность: переехать из города в город, поменять место жительства внутри города, уехать в длительный отпуск. Поэтому консистентная выборка в силу объективных причин имеет более взрослое и менее состоятельное население, чем исходные выборки и генеральная совокупность (табл. 5).

Таблица Средний промедианный доход и средний возраст в исходной и консистентной выборках в 1994, 1995, 1996 гг.

1994 1995 Доход Воз Доход Воз Доход Возраст раст раст (лет) (лет) (лет) Выборка 1,55 35,70 1,48 36,04 1,51 36,РМЭЗ Консис- 1,44 36,46 1,40 36,33 1,43 35,тентная выборка Вместе с тем, было бы ошибочно полагать, что наблюдаемое уменьшение средней величины дохода – лишь следствие старения выборки. И исходная и консистентная выборки отражают одновременно реально происходящие процессы сокращения доходов населения. Согласно данным Госкомстата, реальные денежные доходы населения в 1995 г. составили 84 % от уровня 1994 г.; в 1996 г. – 99,6 % от уровня 1995 г.; в 1998 г. – 82 % от уровня 1997 г. [Регионы России, 1999, с. 104].

При отмеченных различиях уровней доходов в исходной и консистентной выборках наблюдается одинаковая динамика этих уровней в анализируемый период (рис. 1). Сходство профилей динамики доходов в выборках показывает, что консистентная выборка позволяет отслеживать те же процессы изменения доходов, что и исходная выборка. Это также подтверждает и сходство профилей динамики средних промедианных доходов квинтилей (рис. 2, 3).

1,1,1,РМЭЗ 1,45 Консист.

1,1,1994 1995 1996 Рис. 1. Профили изменений среднего размера промедианного дохода в РМЭЗ и консистентной выборках Сравнивая исходную и консистентную выборку, важно обратить внимание на различия в распределении населения по доходам (табл. 6).

4,3,2,1,5 0,1994 1995 1996 Рис. 2. Динамика средних значений промедианного дохода в квинтильных группах выборки РМЭЗ Таблица Распределение населения по доходам в исходной и консистентной выборках в 1994 – 1998 гг., % Группа по 1994 1995 1996 доходу 7 РМЭЗ Консист. РМЭЗ Консист. РМЭЗ Консист. РМЭЗ Консист.

до 25% 6,41 6,47 7,78 6,65 8,22 8,37 8,19 7,25 – 50 11,54 11,13 11,26 11,50 12,36 12,25 12,24 12,50 – 75 16,29 16,07 15,21 15,46 14,99 15,49 13,57 13,75 – 100 15,85 16,38 15,89 16,68 14,45 13,74 16,01 16,100 – 125 11,34 12,11 11,57 12,26 10,92 11,60 12,43 11,125 – 150 8,05 8,00 8,80 8,66 8,52 8,86 8,55 8,150 – 175 6,44 6,24 4,67 4,94 6,47 6,44 5,02 6,175 – 200 5,41 4,94 5,64 6,19 3,87 4,06 5,48 4,200 – 300 9,55 9,90 10,21 9,56 9,67 9,54 10,12 10,300 9,12 8,76 8,63 8,10 10,53 9,65 8,38 8,и более Всего 100 100 100 100 100 100 100 4,3,3 2,1,0,1994 1995 1996 Рис. 3. Д инам ика сре дних значе ний пром е дианного дохода в квинтил ь ны х группах консисте нтной выборки Сравнение показывает, что нет доходных групп, удельный вес которых существенно отличался бы в консистентной выборке от исходной. При том, что доля самых богатых в консистентной выборке несколько меньше, чем в исходной в каждом году наблюдения, и колебания наблюдаются в группах всех других доходных уровней, в целом структуры исходной и консистентной выборок не выглядят существенно отличающимися. Это подтверждается и при сравнении кривых Лоренца, построенных для этих выборок. Для данных за 1994 г. наблюдается совпадение кривых Лоренца для исходной и консистентной выборок, по остальным годам они очень близки, но все же кривая Лоренца исходной выборки несколько дальше от идеальной прямой, чем консистентной (см. рис. 4, 5, 6, 7).

Рис. 4. Кривые Лоренца по доходу для исходной (1994 г.) и консистентной выборок (1994 – 1995 гг.) Абсолютные доходные группы определяются в соответствии с интервалами доходов, кратными величине медианы: 1) до 0,25; 2) 0,26 – 0,50; 3) 0,51 – 0,75; 4) 0,76 – 1,00;

5) 1,01 – 1,25; 6) 1,26 – 1,50; 7) 1,51 – 1,75; 8) 1,76 – 2,00; 9) 2,01 – 3,00; 10) более 3,00.

Рис. 5. Кривые Лоренца по доходу для исходной (1995 г.) и консистентной выборок (1995 – 1996 гг.) Рис. 6. Кривые Лоренца по доходу для исходной (1996 г.) и консистентной выборок (1996 – 1998 гг.) Рис. 7. Кривые Лоренца по доходу для исходной (1998 г.) и консистентной выборок (1996 – 1998 гг.) Сходство динамики показателей доходов, структур распределения населения по доходам в исходной и консистентной выборках дает основание считать, что в области доходов консистентная выборка отражает те же процессы, что и исходная. Но установленные различия между выборками дают основание говорить о том, что консистентная выборка будет менее ярко отражать характер динамики неравенства и мобильности населения по доходам и показывать меньший уровень дифференциации, чем исходная.

3. Размеры неравенства и масштабы мобильности по доходам Обсуждение вопросов о величине и динамике неравенства и роли 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 распределении доходов последних 20 – 30 лет в России просматриваются два этапа: советский и постсоветский. Этим двум периодам была свойственна 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 неравенства. 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, очередное 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 региональных различий в оплате труда. В 1985 г. значение децильного коэффициента оценивалось равным 3,3 – 3,4 [Благосостояние городского населения Сибири: проблемы дифференциации, 1990, c. 56]. Во второй половине 80-х годов в России началось преобразование "командной" экономики в рыночную: активнее стали использоваться экономические механизмы распределения благ, стали легитимными новые формы собственности, а с ними и новые социальные 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, достаточно легко осуществляемой государством в условиях господства государственной собственности посредством жесткого регулирования всех видов доходов. Однако, согласно данным социологических исследований, официально регистрируемое неравенство в распределении денежных доходов этого периода было во многом формальной стороной реально существовавшего социально экономического неравенства. В условиях дефицитной экономики неравенство носило явно выраженный статусный характер. Материальное благосостояние различных групп населения определялось степенью доступности потребительских благ и услуг. Одинаковые суммы денег в руках партийного работника, заведующего магазином, учителя, шофера и т. д. имели различный вес [Богомолова Т. Ю., Тапилина В. С., Михеева А. Р., 1992].

Радикальное реформирование общества и экономики, начавшееся в начале 90-х годов, открыло новую станицу динамики неравенства 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 неравенства, а в советское время для этого потребовалось 30 лет. Динамика показателей неравенства представлена в таблице 7.

Таблица Динамика дифференциации доходов в России по данным Госкомстата Показа- 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 тели неравенства Коэф- 4,5 8,0 11,2 15,1 13,5 13,0 13,5 13,фициент фондов Коэф- 0,260 0,289 0,398 0,409 0,381 0,375 0,381 0,фициент Джини Рост неравенства в России в 90-х годах, в период радикальных социально-экономических преобразований, – явление в определенных пределах закономерное.

Институциональные изменения привели к возникновению новых высокооплачиваемых рабочих мест, появлению новых профессий, обслуживающих рынок; появились доходы от собственности, предРоссийский статистический ежегодник. Официальные материалы. М: Статистика, 1999. С. 141, 155.

принимательские доходы, доходы от спекуляции на фондовом и валютном рынках дивиденды от инвестиций и пр. Была легитимизирована дополнительная занятость. В силу ослабления государственного контроля расширились возможности для криминального обогащения. Различия в рыночной конкурентоспособности отраслей 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 экспортную ориентацию. Аутсайдерами оказались отрасли с ограниченными возможностями приспособления к условиям рынка – машиностроение, 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 специализации регионов.

В ходе реформ предполагалось и, так или иначе, была установлена более тесная взаимосвязь между результатами труда и доходами. Одновременно расширившаяся самостоятельность руководителей предприятий вылилась в слабо контролируемый процесс установления должностных окладов, прежде всего собственных. Это привело к существенному увеличению внутриотраслевой дифференциации оплаты труда. В 1995 г. децильный коэффициент дифференциации 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].

Pages:     | 1 |   ...   | 2 | 3 || 5 | 6 |   ...   | 8 |



© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.