Полная версия

Главная arrow Статистика arrow Социально-экономическая статистика

  • Увеличить шрифт
  • Уменьшить шрифт


<<   СОДЕРЖАНИЕ   >>

7.4. Методы анализа дифференциации доходов населения и изучение его социальной стратификации

Для обеспечения эффективного управления социально-экономическими процессами в стране среди прочих мер необходим мониторинг изменений в социально-экономической структуре общества.

Изучение экономического неравенства и бедности населения приобретает особую значимость для экономики переходного типа. Значительная часть населения России в годы преобразований оказалась за чертой бедности, но в то же время весьма ограниченная часть населения стала приближаться по уровню доходов к наиболее богатым людям в развитых странах мира. Высокий уровень имущественной дифференциации населения и повышение уровня бедности рассматриваются в качестве угроз экономической безопасности страны.

Оценка неравенства населения в той или иной степени основывается на выделении социально-экономических слоев и групп населения. Такие группировки могут опираться на способы получения и размеры той доли общественного богатства, которой располагают определенные группы.

Источником первичной информации о социально-экономической дифференциации населения России являются данные ежемесячных бюджетных обследований, проводимых Росстатом. На их основе осуществляется анализ распределения доходов, показателей потребления и различных составляющих национального богатства в генеральной совокупности домашних хозяйств.

А. Е. Суринов считает, что в рыночной экономике главным фактором социального неравенства, представляющим результат действия всех остальных, являются уровень дохода и стоимость имущества населения, которые имеют между собой сильную положительную связь[1].

В статистических публикациях приводятся два вида распределения доходов среди населения:

  • • распределение населения по величине среднедушевых денежных доходов;
  • • распределение общего объема денежных доходов населения.

Данные о распределении населения по величине среднедушевых денежных доходов позволяют дать характеристику средних показателей: модального дохода, медианного значения дохода и среднего дохода, а также целого ряда показателей структуры распределения дохода: квартилей, квинтелей и децилей.

Расчет этих показателей рассмотрим на примере распределений населения по величине среднедушевых денежных доходов за 2000 и 2004 гг. (табл. 7.20).

Таблица 7.20

Распределение населения России по величине среднедушевых денежных доходов

Среднедушевой денежный доход, руб. в месяц

Центральное значение интервала (дА)

Доля

населения, % к итогу (ωi)

Плотность

распределения (mi)

Накопленная

частость

i), %

2000 г.

2004 г.

2000 г.

2004 г.

2000 г.

2004 г.

До 1000,0

750,0

20,4

1,9

0,041

0,004

20,4

1,9

1000,0-1500,0

1250,0

19,9

4,4

0,040

0,009

40,3

6,3

1500,0-2000,0

1750,0

16,4

6,2

0,033

0,012

56,7

12,5

2000,0-3000,0

2500,0

20,7

14,5

0,021

0,015

77,4

27,0

3000,0-4000,0

3500,0

10,4

13,8

0,010

0,014

87,8

40,8

4000,0-5000,0

4500,0

5,3

11,7

0,005

0,012

93,1

52,5

5000,0-7000,0

6000,0

4,4

17,0

0,002

0,009

97,5

69,5

7000,0 и выше

8000,0

2,5

30,5

0,001

0,015

100,0

100,0

Значения обобщающих показателей приведены в табл. 7.21. Поскольку мы имеем дело с рядом распределения с неравными интервалами, при определении модального значения в качестве веса использовались показатели плотности распределения соответствующего интервала.

Уровень среднедушевого дохода, наиболее часто встречавшийся у населения России в 2000 г., составил 988,1 руб., в 2004 г. – 7571,4 руб., у 50% населения в 2000 г. среднедушевой доход был ниже 1795,7 руб. (медиана), а в 2004 г. – ниже 4786,3 руб. В целом по России размер среднедушевого дохода в 2000 г. составил 2272,8 руб., в 2004 г. – 5009,8 руб.

Таблица 7.21

Обобщающие показатели, характеризующие распределение населения России по размеру среднедушевых денежных доходов за месяц

Показатели

Интерват значений показателей, руб. в месяц

Значение показателей, руб. в месяц

2000 г.

2004 г.

2000 г.

2004 г.

Мода

До 1000,0

7000,0 и выше

988,1

7571,4

Медиана

1500,0-2000,0

4000,0-5000,0

1795,7

4786,3

Средний доход

2000,0-3000,0

5000,0-7000,0

2272,8

5009,8

Первая дециль

До 1000,0

1500,0-2000,0

745,1

1798,4

Девятая дециль

4000,0-5000,0

7000,0 и выше

4415,1

8344,3

Соотношение средних показателей в 2000 г. (мода имеет минимальное значение из трех показателей) свидетельствует о наличии правосторонней асимметрии в распределении населения России по размеру среднедушевого дохода. В 2004 г., напротив, мода является максимальным показателем, что свидетельствует о наличии в распределении левосторонней асимметрии. Кроме того, в 2004 г. плотность распределения в четвертом интервале (0,014) несущественно меньше максимальной плотности последнего интервала, что свидетельствует о приближении распределения к бимодальному.

Здесь следует сказать о том, что данные выборочных бюджетных обследований населения в любой стране всегда несколько смещены по той причине, что в них слабо представлены (или не представлены совсем) наиболее богатые слои населения. В связи с этим и расчеты среднего дохода малоинформативны, поскольку верхняя граница последнего интервала не может быть оценена с достаточной степенью точности, а использование для ее определения величины предшествующего интервала приводит к получению весьма приближенной оценки.

Ниже приводится расчет показателей центра распределения для каждого года по данным табл. 7.20:

• 2000 г.

• 2004 г.

где i – величина модального (медианного) интервала.

Структурную характеристику доходов населения могут дать следующие оценки:

  • квартили распределения – значения, делящие всю совокупность на четыре равные по объему части. Так, первая квартиль характеризует тот среднедушевой доход, нс выше которого будут иметь 25% населения; третья квартиль характеризует ту величину, нс выше которой будут иметь среднедушевой доход 75% населения. По данным 2004 г. 25% населения имели среднедушевые доходы ниже 2862,1 руб.;
  • квинтили распределения – значения, которые делят совокупность на пять равных по объему групп, т.е. по 20% населения в каждой группе. Первая квинтиль по распределению 2004 г. составила 2517,2 руб., а это означает, что 20% населения имели среднедушевые доходы ниже этой суммы;
  • децили – значения, которые делят совокупность на 10 равных по объему частей, т.е. по 10% в каждой. Первая группа состоит из значений, которые не превышают первой децили и т.д., а десятая группа – из значений, которые выше девятой децили.

К наиболее часто применяемым и публикуемым коэффициентам дифференциации населения по денежным доходам относятся следующие.

1. Децильный коэффициент дифференциации доходов населения (), который показывает, во сколько раз минимальные доходы 10% наиболее обеспеченного населения превышают максимальные доходы 10% наименее обеспеченного населения:

где – соответственно девятая и первая децили.

Приведем расчет децильных коэффициентов дифференциации:

• 2000 г.

, т.е. 10% населения имели доход не более 745,1 руб.;

, т.е. 10% населения имели среднедушевой доход более 4415,1 руб.

Используя значения девятой и первой децили, получаем

Следовательно, в 2000 г. минимальный доход 10% наиболее обеспеченного населения в 5,93 раза превышает максимальный доход 10% наименее обеспеченного населения.

• 2004 г.

Следовательно, в 2004 г. минимальный доход 10% наиболее обеспеченного населения в 4,64 раза превышает максимальный доход 10% наименее обеспеченного населения.

Таким образом, в 2004 г. по сравнению с 2000 г. величина децильного коэффициента дифференциации доходов населения снизилась на 21,75%.

2. По несгруппированным данным определяется коэффициент фондов как соотношение средних доходов населения в десятой и первой децильных группах.

И коэффициент фондов, и децильный коэффициент дифференциации доходов рассчитываются на основе информации о распределении населения по доходам только в нижней и верхней группах. Для изучения дифференциации доходов по всему распределению используется группировка населения по квинтильным группам, которая в наглядной форме иллюстрирует дифференциацию доходов. В табл. 7.22 приведены данные о распределении общего объема денежных доходов населения за 2000–2008 гг.

Таблица 7.22

Распределение общего объема доходов населения, %

Показатели

Годы

2000

2004

2005

2006

2007

2008

Денежные доходы, всего

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

В том числе во 20%-ным группам населения:

первая (с наименьшими доходами)

5,9

5,4

5,4

5,3

5,1

5,1

вторая

10,4

10,2

10,1

9,9

9,7

9,7

третья

15,1

15,1

15,1

14,9

14,8

14,8

четвертая

21,9

22,7

22,7

22,6

22,5

22,5

пятая (с наибольшими доходами)

46,7

46,6

46,7

47,3

47,9

47,9

Так, в 2008 г. на долю 20% наименее обеспеченного населения приходилось 5,4% общего объема денежных доходов населения, а 20% наиболее обеспеченного населения располагали 47,9% совокупного денежного дохода. Отсюда следует, что совокупный доход населения пятой квинтильной группы в 9,39 раза превышал совокупный денежный доход 20% населения первой группы.

Указателем дифференциации, использующим всю информацию о распределении населения по доходам, является индекс концентрации доходов (коэффициент Джини – G). Он рассчитывается поданным о накопленных частостях численности населения и денежного дохода (табл. 7.23):

где k – число интервалов группировки; pi – доля населения, имеющего среднедушевой доход, не превышающий верхнюю границу i-го интервата (гр. 3 и 4 табл. 7.23); qi – доля доходов i-й группы населения в общей сумме доходов, рассчитанная нарастающим итогом (гр. 9 и 10 табл. 7.23).

Для расчета накопленной частости денежного дохода нужно определить долю совокупного дохода каждой группы (интервала распределения) в общей сумме доходов населения. В свою очередь совокупный доход соответствующсго интервала может быть получен путем умножения центрального значения интервала () на численность населения в этом интервале (), т.е. рассчитываются величины . Совокупный доход (% к итогу) определяется отношением • или, если разделить числитель и знаменатель на общую численность населения, получим . Результаты расчетов представлены в гр. 7 и 8 табл. 7.23. Накопленные частости денежного дохода (Qi) получают последовательным суммирование частотей интервалов. Так, для 2000 г. (см. гр. 9 табл. 7.23) накопленные частости определяются следующим образом: Q1 = 6,732; Q2 = 6,732 + 10,945= 17,677; Q3 = 6,732 + 10,945 + 12,628 = 30,305 и т.д.

Поскольку накопленные частости в табл. 7.23 представлены в% к итогу, для определения коэффициента Джини нужно разделить каждую сумму (итоги гр. 11, 12, 13 и 14) на 10 000.

Величина коэффициента Джини изменяется в пределах от 0 до 1: чем ближе его величина к единице, тем выше уровень концентрации дохода. По данным табл. 7.23 величина коэффициента Джини за 2000 г. составила 0,358; за 2004 г. – 0,271.

Приведенные в статистическом ежегоднике индексы концентрации доходов рассчитаны по квинтильным группам, их значение за 1991–2008 гг. показаны в табл. 7.24.

Таблица 7.23

Коэффициент Джини

Годы

Значение коэффициента Джини

1991

0,250

1992

0,289

1993

0,398

1994

0,409

1995

0,381

1996

0,375

1997

0,381

1998

0,398

1999

0,394

2000

0,395

2001

0,397

2002

0,397

2003

0,402

2004

0,407

2005

0,409

2006

0,416

2007

0,423

2008

0,423

Таблица 7.24

Расчет коэффициента Джини

Среднедушевые денежные доходы, руб.

Накопленная частость (Pi) численности населения

Совокупный доход, % к итогу

Накопленная частость (Qi) денежного дохода, %

2000 г.

2004 г.

2000 г.

2004 г.

2000 г.

2004 г.

2000 г.

2004 г.

2000 г.

2004 г.

2000 г.

2004 г.

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

13

14

До 1 000.0

750,0

20.4

1.9

15 300,0

1425,0

6,732

0,284

6.732

0,284

360.61

2,63

271,30

1,79

1000.0-1500,0

1250,0

40.3

6.3

24 875,0

5500,0

10,945

1,098

17,677

1,382

1221,28

22,35

1002,28

17,28

1500,0 2000,0

1750,0

56.7

12,5

28 700,0

10 850,0

12,628

2,166

30,305

3,548

3009,32

134,80

2345,58

95,80

2000,0-3000,0

2500,0

77,4

27,0

51 750,0

36 250,0

22,770

7,236

53,074

10,784

5347,59

551,48

4659,94

439,99

3000,0-4000.0

3500,0

87,8

40,8

36 400,0

48 300,0

16,016

9,641

69,090

20,425

6987,49

1262,13

6432,31

1072,32

4000.0-5000.0

4500,0

93.1

52,5

23 850,0

52 650,0

10,494

10,510

79.584

30,935

8490,73

2692,99

7759,46

2149,96

5000.0-7000,0

6000,0

97.5

69,5

26 400,0

102 000,0

11,616

20,360

91,200

51,295

9750,00

6950.00

9120,01

5129,50

7000.0 и выше

8000,0

100,0

100,0

20 000,0

244 000,0

8,800

48,705

100,000

100,000

-

-

-

-

Итого

227 275,0

500 975,0

100,000

100,000

35 167,02

11616,38

31 590,87

8906,63

458

Тенденция к росту коэффициента Джини в 1991–1994 гг. сменилась некоторым снижением его величины в 1995 и 1996 гг., однако с 1997 г. вновь наблюдается повышение значений коэффициента, что свидетельствует об усилении неравенства в распределении денежных доходов населения в России.

Для более наглядной оценки дифференциации населения по среднедушевым доходам и, с нашей точки зрения, более адекватной задачам социальной стратификации общества, целесообразно соотнести уровень среднедушевых доходов с величиной прожиточного минимума. Так, в публикациях Института социально-экономических проблем народонаселения РАН предлагается разбить население на четыре социальных слоя[2]: бедные – со среднедушевым доходом на уровне и ниже прожиточного минимума (ПМ); малообеспеченные – семьи с душевым доходом до двух ΓΙΜ; относительно обеспеченные – со среднедушевым доходом больше трех ПМ; состоятельные и богатые – от 5 ПМ и выше. Есть предложения использовать для стратификации шесть категорий в зависимости от стоимости минимальной потребительской корзины (МПК)[3] (табл. 7.25).

Таблица 7.25

Категории населения в зависимости от соотношения среднедушевых денежных доходов и стоимости минимальной потребительской корзины

Категория

Соотношение среднедушевого дохода и МПК

  • 1. Порог нищеты
  • 2. Уровень бедности
  • 3. Малообеспеченные
  • 4. Обеспеченные
  • 5. Состоятельные
  • 6. Богатые

Менее 0,5 МПК

0,5-1,0 МПК

Более 1,0 МПК, но менее среднего значения по стране

2,0-5,0 МПК

Более 5,0 МПК

С доходом, превышающим среднедушевой доход в 10 раз и более

Величина ПМ и стоимость МПК за 2008 г. по всему населению и основным социально-демографическим группам в расчете на душу населения в целом по Российской Федерации приводятся в табл. 7.26.

Приведенные в табл. 7.26 данные свидетельствуют о различиях в величине ПМ в укрупненных социально-демографических группах населения, особенно эти различия значительны при сопоставлении с соответствующими показателями категории пенсионеров.

Безусловно, использование данных о доходах необходимо для выделения различных слоев общества, однако нельзя не видеть, что сами доходы являются следствием социальных, статусных и демографических признаков, обусловливающих процесс формирования социально-экономических слоев и групп населения.

Таблица 7.26

Показатели прожиточного минимума и минимальной потребительской корзины в России в 2008 г., руб.

Показатели

Все население

В том числе

трудоспособное

пенсионеры

дети

Величина прожиточного минимума

Из нее:

4593,0

4971,0

3644,0

4389,0

стоимость потребительской корзины

4280,7

4464,0

3644,0

4389,0

В связи с этим предлагается для выделения однородных совокупностей домохозяйств или населения опираться на следующие группы признаков:

  • • доходно-имущественные;
  • • социально-демографические;
  • • структурно-доходные;
  • • структурно-потребительские;
  • • поведенческие;
  • • статусные характеристики;
  • • стиль жизни.

Таким образом можно говорить о значении многомерных классификаций для социальной стратификации общества. Какую классификацию использовать, зависит прежде всего от поставленной задачи выделения отдельных страт. В качестве одной из важнейших проблем выделяется оценка социально-политической устойчивости общества, его стабильности. В этом случае основываются на самой простой и наиболее распространенной классификации слоев населения и выделяют три группы: бедные, богатые и средний класс. Центральное место в такой группировке принадлежит оценке численности и доли среднего класса. В устойчивом обществе 30–40% населения должно быть средним классом. В России по оценкам авторов монографии "Экономическая безопасность России"[4] приблизительно лишь 15–20% населения в 2003 г. можно отнести к среднему классу. Они включают в его состав социально-разнородную совокупность населения – преимущественно среднюю и крупную буржуазию, местную бюрократию, частично верхнюю прослойку интеллигенции.

В составе современного социального пространства предлагается выделить шесть групп, каждая из которых включает определенную часть населения:

  • • первая группа – самая малочисленная часть сверхбогатого населения – руководители финансово-промышленных групп и крупнейших корпораций; доля этой группы оценивается в 0,1%;
  • • вторая группа – правящая государственная бюрократия; на ее долю приходится 2%;
  • • третья группа – средний слой (его состав приведен выше) – 15%;
  • • четвертая группа – базовый слой населения, к которому относится низшая и средняя часть чиновничества, ученые, врачи, учителя, инженеры, квалифицированные рабочие и служащие государственных и муниципальных предприятий и т.п.; их доля оценивается в 66%;
  • • пятая группа – бедное население, нуждающееся в социальной защите, составляет 10%;
  • • шестая группа – криминальные и полукриминальные группы населения, и их доля оценивается в размере 7%.

Использование распределения населения по уровню доходов автоматически не позволяет выделить группу, относящуюся к среднему классу. Предварительно нужно определить нижнюю и верхнюю границу среднедушевого дохода, в соответствии с которым будет производиться выделение среднего класса.

Какие подходы можно предложить для определения границ среднедушевого дохода для населения, относимого к среднему классу? Во-первых, данные бюджетных обследований показывают, что уровень среднедушевого дохода, эквивалентный по покупательной способности не более удвоенной величины ПМ, дает возможность обеспечить лишь текущие расходы.

Вместе с тем Министерство экономического развития и торговли РФ для отнесения населения к среднему классу рассматривает такие критерии, как наличие отдельной квартиры, загородного дома (дачи), а также автомобиля. Конечно, и здесь необходима предварительная группировка перечисленных компонентов по размерам и качеству, поскольку наличие названных видов имущества, но с очень высокой стоимостью может быть характерно для состоятельных, богатых и очень богатых людей.

Но если исходить из минимальных требований, то в качестве нижней границы среднего класса можно воспользоваться удвоенной или даже утроенной величиной ПМ. Верхнюю границу доходов среднего класса предлагается рассчитывать путем умножения медианного дохода на коэффициент, равный двум, что также представляется не бесспорным. Сказанное свидетельствует о необходимости дальнейшей работы по обоснованию совокупности признаков и границ отнесения населения к среднему классу.

  • [1] Суринов, А. Е. Доходы населения. Опыт количественных измерений / А. Е. Суринов. – М.: Финансы и статистика, 2000.
  • [2] Вопросы статистики. – 2001. – № 6. – С. 5–6.
  • [3] Вопросы статистики. – 2000. – № 8. – С. 20.
  • [4] Экономическая безопасность России: Общий курс: учебник / под ред. В. К. Сенчагова. – М.: Дело, 2005. – С. 670-673.
 
<<   СОДЕРЖАНИЕ   >>