CC BY
82
АНАЛИЗ ПАРАМЕТРОВ СОЦИАЛЬНОЙ ПОЛИТИКИ НА ОСНОВЕ ПРОГНОЗИРОВАНИЯ ПОКАЗАТЕЛЕЙ ФИНАНСИРОВАНИЯ СОЦИАЛЬНОЙ СФЕРЫ
Статья продолжает начатую в нашем журнале (2007 г. № 1) публикацию результатов прогнозов в комплексной системе «Население, доходы, потребление», разработанной в ЦЭМИ РАН. Соответствующие прогнозы охватывают показатели финансирования социальной сферы на макроуровне, по группам населения и типам семей. Показано, что расширение статистической базы исследования и ее модернизация после переписи населения 2002 г. привели к существенным изменениям в прогнозе важнейших параметров социальной политики. Приводятся их подробный анализ и выводы.
В ЦЭМИ РАН разработана многоуровневая модель финансирования социальной сферы России, понимаемого в широком смысле как покрытие из всех источников затрат на потребительские товары и социальные услуги1. Она реализована в комплексной информационно-аналитической системе «Население, доходы, потребление» (НДП) с учетом официальных и скрываемых (теневых и скрытых) показателей [1-6]. Прогнозы, рассчитываемые на основе статистической базы системы (1995-2005 гг.), - от макроэкономического до детализированных структурных (вплоть до показателей по типам семей) - представляют и самостоятельный интерес, и используются для анализа и обоснованной оценки параметров и вариантов социальной политики [7-10]. При этом особое внимание уделяется тщательному анализу различных социально-экономических аспектов на разных уровнях моделирования и соответствующему многоаспектному контролю, учитывающему взаимосвязи показателей и обеспечивающему достоверность информации на всех этапах исследования. Такой подход осуществлен на основе предложенной авторами общей семиотической методологии обеспечения достоверности результатов исследований [9-11].
Опубликованные в 2007 г. в работе [8] результаты прогнозирования в системе НДП доходов, потребления и состава населения к настоящему времени уже устарели. Дело не только в том, что ранее базовые оценки ограничивались 2002 г.; главное - к началу 2007 г. появились существенно обновленные данные государственной статистики за много лет начиная с 1990 г. Они были пересчитаны и досчитаны Росстатом в соответствии с итогами переписи населения 2002 г., с учетом новых реалий при изменении миграционной политики по отношению к трудовым мигрантам и их семьям. Этот новый, ранее не учтенный миграционными службами контингент был включен в состав постоянного населения РФ (по общим правилам - в случае проживания в России не менее года). Обновленные базовые оценки заметно повлияли на результаты моделирования и прогнозирования вплоть до кардинального изменения макропрогноза. Расширение статистической базы исследования по 2005 г. и ее модернизация показали постоянное увеличение численности трудящихся, естественное при учете трудовых мигрантов, в том числе теневых, и снижение численности остальных занятых. Максимальной численность теневых трудящихся (11,8 млн. чел.) была в 1998 г. при последующем ее снижении до 3,2 млн. чел. в 2001 г. Общая оценка теневой занятости в системе НДП, в которой была учтена лишь незарегистрированная первичная занятость лиц без официального статуса, варьируется от 8,3 до 13,3 млн. чел. в базовом периоде (по публикациям Росстата, это 10 млн. чел.).
1 Формализованное изложение модели частично приведено в Приложении.
В условиях финансового кризиса 1998 г. наименее устойчивыми оказались официальные доходы (легальные доходы официально занятых), наиболее стабильными -теневые. Потребление населения в этот период обеспечивалось в основном за счет сбережений, поэтому их норма к концу базового периода еще не достигла уровня 1995 г. По другим показателям (в реальном исчислении) - чистым доходам, налогу на доходы физических лиц (НДФЛ) и потреблению населения - к 2005 г. уровень 1995 г. был превышен в 1,5-2 раза. Аналогичная картина динамики показателей может оказаться характерной и для текущего кризиса.
На основе моделирования показателей в базовом периоде проводился их прогноз по инерционному варианту, при котором на прогнозный период сохраняется базовая динамика развития. При этом учитывается реально возросшая существенная зависимость будущего развития от принимаемых властями решений, определяющих основные макропоказатели. На макроуровне выделяются три пересекающихся функциональных слоя: два слоя занятых, получающих так называемые активные доходы, - это трудящиеся, или наемные работники (Т), с трудовыми доходами (УТ) и прочие занятые, условно именуемые в целом предпринимателями (П), с доходами (УП); третий слой (5) - получатели «пассивных» доходов, или социальных трансфертов в денежной форме (V?). Эти слои образуются из 14 групп населения, социальные роли которых определяются различными источниками дохода.
Отмеченная выше зависимость характера развития от решений «сверху» более весома в последнее время, чем динамика детализированных показателей, логика их изменения, определяемая «снизу». Поэтому после расчета макропрогнозов согласованные с их динамикой детализированные (структурные) прогнозы строятся «сверху». Анализ результатов инерционного прогнозирования до 2010 г. позволил сделать, в частности, выводы, которые подробно рассматриваются ниже.
Отрицательная прогнозная динамика общей функциональной структуры доходов населения. К весьма существенному выводу приводит сопоставление характера представленных в таблице соотношений макропрогнозов функциональных доходов населения - полученного в последнее время (вариант I) [4, 9, 10] и ранее, при прежней статистической базе за 1995-2002 гг. (вариант II) [8].
Таблица
Варианты базовой и прогнозной динамики общей функциональной структуры доходов населения, %
Доля доходов 1995 г. 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г. 2005 г. 2006 г. 2007 г. 2008 г. 2009 г. 2010 г.
Вариант I* Ут / V 53,0 56,0 56,8 58,1 55,0 56,2 57,1 57,1 56,9 56,7 56,2 56,3
Уп / V 34,7 30,5 28,4 27,0 31,3 31,5 30,7 31,2 31,5 32,0 32,7 33,1
У? / V 12,3 13,4 14,8 14,8 13,7 12,3 12,2 11,7 11,6 11,3 11,0 10,7
Отношение вариантов I и II** по Ут/ У 100 99,8 99,6 99,5 93,5 94,8 85,4 85,9 80,3
по УП / У 100 100 101,4 101,5 124,7 144,5 179,5 194,8 248,5 - - -
по У? / У 100 100 98,7 98,7 85,1 76,4 93,1 70,8 64,2 - - -
* Расчеты авторов по [12, 13](базовый период 1995-2005 гг., прогнозный — ** Вариант II — прежние расчеты авторов [8] по прогнозу ВВП от МЭРТ 2006-2010 гг.) на сентябрь 2005 г. (базовый
период 1995-2002 гг. и прогнозный — 2003-2007 гг.).
Общий анализ проведенных по варианту II прогнозных расчетов для 2003-2007 гг. показал, что наблюдалась положительная тенденция роста доли трудовых доходов в общих доходах населения (УТ1У) и снижения доли предпринимательских (УП/У,
где У^УТ+УП+У?). Это означало некоторое приближение общей функциональной структуры доходов населения (УТ: Уп: V?) к структуре, свойственной социально ориентированным рыночным экономикам. При этом инерционность развития российской экономики в то же время могла укрепить преграды на пути развития страны, т.е. возрастание непрозрачности предпринимательских доходов (повышение степени их сокрытия) и недопустимой дифференциации населения по доходам. Кроме того, усиливалась тенденция концентрации капитала при возможном росте трудностей с выплатой социальных трансфертов V? (из-за наличия скрываемых доходов и недостаточного для оплаты V? объема единого социального налога (ЕСН) при низком уровне официальной оплаты труда, особенно бюджетников).
Прогнозы на 2006-2010 гг. (вариант I) были рассчитаны после публикации уточненных многолетних данных государственной статистики при соответствующей модернизации расширенной статистической базы исследования, методов моделирования и прогнозирования. Сопоставление двух вариантов прогнозов выявило следующее. При определенном росте общих и чистых доходов и потребления населения произошло принципиальное изменение прогнозной динамики общей функциональной структуры доходов населения, которое может еще более отдалить Россию от развитых стран. Оно состоит в увеличении и без того чрезмерно высокой дифференциации российского населения по доходам: наблюдается, во-первых, относительное снижение (на 20% в 2007 г.) доли УТ/У и, во-вторых, существенный постоянный рост (в 2,5 раза в 2007 г.) доли предпринимательских доходов (см. соотношение І/ІІ в таблице). Они обгоняют по темпам роста трудовые доходы, тем более -денежные социальные трансферты, доля которых снизилась в 2007 г. более чем на треть. Величина предпринимательских доходов (УП) может составить к 2010 г. уже около трети общих доходов (V) при снижении трудовых (УТ) до 56,3% (вместо их повышения до 2/3 и более, что характерно для большинства развитых стран). И это - без учета возможной (обусловленной данными Росстата) недооценки УП (точнее, его скрытой части) и соответственно переоценки УТ. Доля же трансфертов V?, важных для населения России, может снизиться к 2010 г. до 10,7%. Таким образом, в социальном плане вместо прежнего прогноза, осторожно оптимистического (хотя и с оговорками), получен достаточно пессимистический.
Динамика скрываемых доходов. К скрываемым показателям относятся: во-первых, теневая занятость (только первичная) и соответствующие теневые доходы (У); во-вторых, скрытые доходы (Усс) официально занятых: трудящихся (УТСС ) и предпринимателей (УПСС). Рассчитанный рост теневой занятости в прогнозном периоде на 65% (с превышением с 2006 г. уровня 1995 г.) должен привести к снижению доли официальной занятости на 6,7%. При этом наблюдается положительная тенденция некоторого уменьшения доли скрываемых доходов в чистых доходах населения (на 9%). Возможно, это результат настойчивости налоговых органов по выявлению скрытых трудовых доходов в виде так называемой «серой» заработной платы официально занятых, признаком которой служит необоснованное занижение среднего уровня официальной заработной платы на частных предприятиях. Стимулом к легализации оплаты труда является и влияние ее на размер пенсии (так, легализация этого «серого» сектора в 2007 г. могла бы удвоить трудовые пенсии [4]).
Степени сокрытия активных доходов могут снизиться к 2010 г. на 8-11%. При некотором росте среднедушевых доходов у официальных групп выявляется тенденция снижения таковых у «теневиков».
Из-за неточности оценок государственной статистики те объемы скрытых доходов официально занятых, которые мы определяем по национальным счетам и балансу доходов и расходов населения, - это фактически границы таких доходов:
верхняя (Утсс) - для трудовых и нижняя (Кпсс) - Для предпринимательских. Этим объясняются резкие скачки долей скрытых доходов (рис. 1), например, спад доли ¥ПСС почти до 5% в 2000 г. при росте степени сокрытия трудовых доходов до 30%. Такая динамика в силу инерционного характера прогнозов влечет заниженные прогнозные оценки доли УПСС в предпринимательских доходах официально занятых до 5,4% в 2009-2010 гг. Она свидетельствует, скорее всего, о более умелом утаивании официальными предпринимателями после дефолта своих нелегальных доходов, чем «серой» заработной платы трудящихся (что никак не отражается государственной статистикой, но наглядно проявляется при расчетах в системе НДП).
%
Рис. 1. Базовая и прогнозная динамика доли скрытых доходов официально занятых:
-О- трудящиеся; -♦- предприниматели
Институциональный сценарий с легализацией доходов. Кратко рассмотрим, к чему привели бы институциональные прогнозные сценарии социальной политики, которые предусматривали бы соответствующую установленным институтам и законам официальную регистрацию скрываемых доходов и теневой занятости.
В рамках прежнего варианта II сравнение инерционного (реального) и институционального (при легализации доходов с 2006 г.) прогнозных сценариев показало незначительное (на 2,5-3%) снижение чистых доходов и потребления населения с 2006 г. Это сопровождалось бы значительным снижением (в 3,5-5,2 раза) требуемых бюджетных денежных ассигнований, дополняющих ЕСН до необходимого объема выплат денежных социальных трансфертов.
Для варианта I расчет по институциональному сценарию с легализацией всех видов доходов населения с 2009 г. показал рост НДФЛ на 25%, ЕСН - почти на 50%, официальных доходов населения - на 21-28%. В итоге отпала бы необходимость добавления средств бюджета к ЕСН до объема социальных трансфертов [9].
Динамика эффективности труда. Учитывая низкий уровень оплаты труда в РФ при анализе эффективности труда была оценена, во-первых, динамика производительности труда и, во-вторых, ее соотношение с заработной платой для 1995-2010 гг. Оценивались три вида каждого показателя: 1) всей занятости; 2) «официальный» вариант -без всех скрываемых составляющих занятости и доходов; 3) промежуточный вариант -без теневых частей занятости и доходов, но с учетом скрытых («серых») доходов официально занятых. Базовая и прогнозная динамика всех трех видов для первого показателя в ценах 2000 г. одинакова: снижаясь с 1995 по 1998 г. (на 5-9%), далее они росли (с 2001 г. - ежегодно на 4-8%). Увеличение к концу базового периода составило 50%, к концу прогнозного - 80-100%. При этом почти постоянно (кроме 1998 г. и
2008-2010 гг.) оценка минимальна при учете только официальных частей занятости и оплаты труда, максимальна - в промежуточном варианте.
Что касается второго показателя, то расчеты в системе НДП по всем трем его видам выявили нежелательный рост на 3,5-10% с 1995 по 1999 г. и положительную тенденцию снижения на 13-20,5% в 2000-2007 гг.
В работе [8] отмечено, что согласно проводившемуся в середине 1990-х годов в ЦЭМИ РАН исследованию эффективность труда по его производительности и оплате (в том числе отраслевой) и их соотношению была существенно иной: величину теневой занятости в РФ можно было не учитывать ввиду массовой (хотя бы формальной) легализации теневиков в начале 1990-х годов. Для сравнения тогда была выбрана Канада, сопоставимая с Россией по ряду климатических и других природных условий и по некоторым общим социально-политическим проблемам, в частности в сфере труда. Для корректности сравнения использовались «паритетные» доллары США (ИБО-ППС) - их курс существенно отличается от валютного курса доллара в России, а именно в последних приводились, например, крайне низкие российские показатели производительности труда в отчете МОТ за 2003 г. Паритетные оценки отражают более реально динамику показателей с учетом меняющейся покупательной способности рубля.
Низкий уровень заработной платы в РФ выражался в отставании от среднего ее уровня в Канаде почти в 9 раз при отставании по производительности в 3,7 раза. Соответственно по отношению последней к оплате труда картина была принципиально иной - Россия опережала Канаду более чем вдвое (при этом следует учесть, что в Канаде уровень этого показателя неуклонно, хотя и ненамного, снижался, а в России оставался чрезвычайно высоким). В системе НДП по динамике в ценах 2000 г. нами было отмечено положительное явление снижения этого показателя с
2000 г. (возможно, благодаря растущей в целом заработной плате), но по расчету в иББ-ППС его динамика выглядит иначе: после ряда колебаний это соотношение вновь начало расти и в 2005 г. практически совпало с его значением в1995 г.
Ситуация с рассмотренными показателями обостряется из-за высокой отраслевой дифференциации оплаты и производительности труда. Периодические последующие пересмотры данных государственной статистики качественно не влияют на полученные оценки. Учет скрываемых доходов также не приводит к их существенному изменению, а включение работников-мигрантов в состав постоянного населения способствует лишь снижению средних оценок заработной платы.
Рост дифференциации доходов населения. В макропрогнозах при подецильном распределении численности и всех, и официально занятых сохраняется отмеченная в базовом периоде концентрация трудящихся в первых («бедных») децилях, а предпринимателей - в последних: в 2010 г. соотношения крайних децилей для них составят соответственно 0,9 и 2,7. На уровне социально-экономических (доходных) групп поде-цильные распределения еще более качественно различны. Так, в 2007-2010 гг. в двух нижних и двух верхних децилях численность трудящихся - соответственно около 9 и 3 млн. чел., а предпринимателей - 1 и 5-6 млн. чел. При этом в 2007 г. соотношения крайних децилей для официальных трудящихся и предпринимателей без пенсионеров и стипендиатов равны 0,3 и 8,2, а в 2010 г. - 0,27 и 7,5.
Аналогично соотношение крайних децилей для всех официальных трудящихся и предпринимателей: в 2007 г. - 0,8 и 11,8; 2010 г. - 1,1 и 11. Распределение их численностей в 2007 г. показано на рис. 2. К 2010 г. качественных изменений не произойдет.
Таким образом, и макропрогноз, и более детализированный структурный прогноз (на уровне групп) иллюстрируют процесс дальнейшего расслоения занятых.
Млн. чел.
Рис. 2. Оценки распределения официально занятых в 2007 г.:
-♦- трудящиеся; -о- предприниматели
Расчеты базовых и прогнозных подецильных распределений доходов основаны на экспертных оценках распределения среднедушевого дохода (с учетом его скрываемой части) [14]. Приведенный в этой работе коэффициент фондов (35) более чем вдвое превышает слишком скромную оценку его Росстатом. В наших прогнозах соотношения крайних децилей для предпринимательских и трудовых доходов (для 2007 г.) показывают сверхвысокую дифференциацию первых (535) при немалой - вторых (44). Это означает, что при расслоении занятых продолжаются процессы «олигархизации» высокодоходных предпринимателей и обеднения трудящихся.
Снижение доли трудовых доходов при росте численности трудящихся означает реальное уменьшение среднедушевого трудового дохода, чему, видимо, будут способствовать нынешние кризисные явления и вряд ли воспрепятствуют меры по повышению МРОТ или удвоению заработной платы бюджетников. Особенно это заметно на фоне государственных чиновников, оплачиваемых из того же госбюджета гораздо щедрее. Их немалые оклады - с учетом различных льгот - возросли в 2005 г. на 29%, в 2007 г. еще на 37%2.
Что касается социальных выплат и пенсий как основной их части, то - при общей ненадежности перманентно реформируемой пенсионной системы - также проявляется тенденция явного превалирования пенсий государственных служащих над средним размером пенсии (примерно в 2 раза).
Относительно других показателей, непосредственно связанных с социальными реформами, следует сказать, что, например, на болезненности процесса непродуманной монетизации льгот [1], видимо, отразились неполнота и недостоверность статистической информации о льготниках. К тому же, по нашему мнению, методы реформирования социальной сферы, прежде всего, учитывают интересы отнюдь не населения.
Таким образом, прогнозируемое нами снижение доли трудовых доходов и социальных трансфертов в денежной форме, недостаточность ЕСН для оплаты последних при реальном снижении душевого трудового дохода, рост чрезмерной дифференциации доходов населения - все это не характеризует проводимую социальную
3
политику как политику социального государства .
2 Велика и «коррупционная активность» чиновников, обеспечивающая им весомый «серый» доход. Рост числа возводимых ими административных барьеров для бизнеса, видимо, намеренно «загоняет» последний в «серое» поле «откатов» и подобных явлений, мешая процессу выхода бизнеса из «тени». Принятие программы борьбы с коррупцией пока ситуации не изменило.
Отметим, что социологические исследования последнего десятилетия [15] показывают отсутствие среди населения уравнительных настроений и признания справедливости неравенства по доходам; последнее предполагается оправданным лишь личными заслугами перед обществом. В признании такой идеи трудовой справедливости возможно некоторое влияние прежней апологетики труда, сменившейся чуть ли не огульным ее отрицанием. Существующая сверхвысокая дифференциация доходов, в том числе при оплате труда, критерию трудовой справедливости не соответствует.
Неэффективность ввода плоской шкалы подоходного налога (НДФЛ). Анализ развития системы налогообложения в России, реформа которой должна учитывать его социальную справедливость для повышения уровня жизни основной части населения, показывает, что с 2001 г. приоритеты государственной политики переориентированы с регулирующей функции налога на фискальную. НДФЛ занимает третью позицию по поступлениям в бюджеты разных уровней после налога на добавленную стоимость и налога на прибыль организаций, но мог бы при прогрессивной шкале налогообложения выполнять и не менее важные в российских условиях функции выравнивания доходов населения, сглаживания экономического неравенства, регулирования структуры личного потребления, помощи наименее защищенным слоям населения [5, 6].
Между тем плоская шкала по НДФЛ, введенная с 2001 г., увеличила поляризацию доходов, при которой налог стал неощутимо малым для богатых и ощутимо тяжелым для бедных. И при этом, как показывают расчеты, не оправдались надежды властей на добровольную легализацию доходов и соответственно резкий рост этого налога. При формировании НДФЛ игнорируются скрываемые доли активных доходов наемных работников и предпринимателей, а учитываются только официальные (за вычетом выплат социального характера). Реальный годовой рост НДФЛ (приблизительно на 20%), наблюдавшийся перед вводом 13-процентной шкалы, к 2005 г. сократился вдвое, а доля его в активных официальных доходах, которые определяют налогооблагаемую базу НДФЛ, за пять лет выросла с 2000 г. даже меньше (на 0,7%), чем с 1995 по 2000 г. (на 1,4%) до ввода шкалы, и по прогнозу до 2010 г. расти не будет (рис. 3).
%
Рис. 3. Доля НДФЛ:
-♦- в обшдх доходах населения; -■- в официальных активных доходах населения; -о- в доходах в консолидированном бюджете
Рост НДФЛ определяется уровнем налогооблагаемой базы, зависящей только от официальных доходов занятых, а рост последних некоторые специалисты4 объясняют именно вводом такой шкалы. Но ведь одновременно, как показали наши расчеты в системе НДП (рис. 4), реально продолжался рост и скрываемых доходов населения (от 7 до 19% ежегодно в 2001-2004 гг. и на 4% в 2005 г.), что противоречит подобному объяснению. Все это опровергает официальную оценку об удвоении объема и даже большем росте НДФЛ в результате введения 13-процентной шкалы.
4 Например, зампредседателя Центробанка А.В. Улюкаев на IX Международной научной конференции в ВШЭ 1.04.2008 г.
Млрд. руб.
Рис. 4. Динамика НДФЛ и доходов населения (в ценах 2000 г.):
-♦- официальный доход трудящихся; -■- официальный доход предпринимателей;
-О- скрываемые доходы населения; -•- НДФЛ
При плоской шкале налогообложения недостижимо снижение чрезмерной дифференциации населения по доходом. Оно в определенной степени обеспечивается прогрессивной шкалой, варианты которой, как правило, ориентированные на уровень прожиточного минимума (ПМ), предлагались не раз учеными ЦЭМИ РАН, ИСЭПН РАН и др. [8, 9].
В последние годы неоднократно обсуждался вопрос о прогрессивной шкале подоходного налогообложения по уровню семейных доходов. Для его анализа можно использовать проведенные на микроуровне расчеты различных видов семейных доходов, в том числе с учетом различных видов ПМ, включая ПМ простых семей разных типов (см. Приложение). При выборе того или иного варианта прогрессивных ставок налога можно учитывать либо только официальные трудовые и предпринимательские доходы всех членов семей, либо, кроме того, их скрываемые доходы (при институциональном сценарии с легализацией доходов).
Потребление и сбережения населения. По нашим расчетам, за базовый период потребление населения увеличилось на две трети, а чистые доходы - на 50%. Но текущие сбережения населения, тем более их норма (доля в доходах), не достигли уровня 1995 г., хотя их рост начался с 2002-2003 гг. Это подтверждается высказыванием А.В. Улюкаева на IX Международной научной конференции в ВШЭ (2008 г.) о выборе населения в пользу не сбережений, а потребления и как следствие о недостаточном росте внутренних сбережений (низкой их норме) и соответственно -внутренних инвестиций, что должно компенсироваться за счет внешних.
По нашим оценкам, в России «обгоняющий» рост потребления, сопровождаемый недостаточным ростом сбережений, прекратившись с 2007 г., будет немного отставать от темпов роста ВВП (прогноз в пределах 0,7-1,9%).
Потребительский ущерб населения от реформирования ЖКХ и всей социальной сферы. Достаточно значимым является вопрос об определении, хотя бы ориентировочно, того потребительского (денежного) ущерба5, который причинили населению страны осуществляемые методы и способы реформирования социальной сферы, в том числе ЖКХ. Эта реформа особенно болезненна для той части населения (2007 г. - 15%), для которой оплата этих услуг составляет более половины совокупного дохода семьи (по федеральному стандарту, допустимый максимум на 2004 г. - 22%)6.
5 См. соотношение (5) в Приложении.
6 В США в 1996 г., например, аналогичная доля равнялась 15%.
С нашей точки зрения, представляется сомнительным ряд утверждений, содержащихся в работе [16]. Прежде всего, о том, что фактические расходы домохозяйств в целом постоянно существенно ниже федерального стандарта (тем более, что там же приводится оценка необходимого для федерального стандарта-2004 прожиточного минимума в 2243 руб., которого не менее 23% респондентов не имели). Спорно и утверждение о возможности адаптации к новым условиям оплаты жилья и жилищнокоммунальных услуг (ЖКУ) населения из нижних децилей по располагаемым ресурсам, поскольку последние росли быстрее, чем федеральные стандарты по ЖКУ. В этом утверждении игнорируется сверхнизкий исходный уровень этих ресурсов.
Еще более сомнительно и следующее высказывание: задачу реформирования оплаты ЖКУ уже «в целом удалось решить относительно безболезненно с социальной точки зрения для абсолютного большинства семей». Это было бы верным, если забыть об отсутствии в указанном большинстве наиболее социально незащищенных и небогатых семей, сильнее, чем остальные группы населения, пострадавших от реформы ЖКХ. Тем более, что в том же источнике приведены весьма существенные оценки отнюдь не социального характера жилищной реформы, подтверждающие наше мнение, а именно: повышенная доля оплаты жилья и ЖКУ в доходах у шести нижних децилей населения и пониженная - у оставшихся более богатых 40% (децили 7-10). Результатом осуществления реформ ЖКХ фактически в интересах зажиточных слоев явилось углубление и без того чрезмерной дифференциации населения по доходам. Ситуация усугубляется региональной дифференциацией населения, остающейся и после введения региональных стандартов, которые учитывают прежде всего финансовые потребности ЖКХ, а не реальный уровень доходов населения.
Рассчитанные нами оценки ущерба населения от реформ ЖКХ (см. Приложение) в
2001 г. сопоставимы с размером оплаты ЖКУ, а к 2005 г. превышают его уже примерно в 9 раз и к 2010 г., по прогнозу, - почти в 26 раз. По прочим социальным услугам рост аналогичного соотношения намного ниже: от 0,5-1,2 раза в 2001-2002 гг. до 2,5-3 раз в 2005-2010 гг. (рис. 5). При этом стоимость прочих услуг выше, чем ЖКУ, в 2-5 раз в 2001-2010 гг., а размер ущерба, примерно одинаковый с объемом ущерба по ЖКУ до 2003 г., далее снижается до 60% его уровня в 2010 г. Видимо, все это свидетельствует о стагнации в сфере реальных ЖКУ (при бурном росте их тарифов) и довольно активно развивающейся сфере прочих социальных услуг населению.
Млрд. руб.
Рис. 5. Динамика оценок потребительского (денежного) ущерба населения (в ценах 2000 г.) при реформировании социальной сферы:
-О- ЖКУ; -□- ущерб населению по ЖКУ; -а- прочие социальные услуги; -♦- ущерб по прочим социальным услугам
Около 5-6% величины ущерба населения от роста оплаты ЖКУ могут быть компенсированы за счет субсидий, социальной поддержки (естественно, их объем распределяется между льготными категориями). Порядок их включения (или «невключения») в оплату ЖКУ через получаемые населением счета пока нестабилен и зависит от решений региональных властей. Поэтому такие показатели не могут учитываться в системе НДП по России в целом, но должны учитываться при расчетах на региональном уровне. Впрочем, введение с 2009 г. по стране нового обязательного порядка начисления льгот лишь после полной оплаты ЖКУ изменит эту ситуацию.
Попытки рассмотреть возможность использования для оценки влияния на доходы реформирования оплаты ЖКУ понятий маршаллианского потребительского излишка не привели к сколько-нибудь конструктивным построениям, как и использование критерия оптимальности по Парето7. Корректность применения (в данном случае - в жилищной сфере) этого критерия представляется для российских условий как минимум спор-ной8: принципиально несравнимы - по их социальному значению для бедных и богатых слоев России - последствия реформ таких жизненно необходимых для всех услуг, как ЖКУ. Эта несравнимость вызывается такой спецификой РФ, как чрезвычайно высокая дифференциация доходов населения с переложением основного груза реформ ЖКХ на бедные слои. С учетом этого более логичным может оказаться определение принципа социальной справедливости в данной сфере по Дж. Роулзу: максимизация полезности для той группы населения, для которой она минимальна. Но это требует более тщательного изучения из-за той же специфики.
Дифференииаиия семейных доходов. Дифференциация семейных доходов гораздо выше для небольших простых семей9 из 1-3 чел., что отражено на рис. 6. До 2010 г., как и в базовом периоде, наибольший среднедушевой доход в малых семьях в 3 раза превышает средний уровень по РФ, а в больших - не достигает и 2 раз.
к = 1
, к = 2
Рис. 6. Сравнение среднедушевых доходов семей из к членов (при к = 1, 2, ..., 4, 5 и более)
в среднем (---) и с наибольшими (-О-) или наименьшими (-о-) доходами
по прогнозу на 2010 г. в среднем по выборке (-•-)
7
Согласно этому критерию, никого из членов общества нельзя сделать более благополучным, не сделав другого менее благополучным.
8 И не только нам: существуют «сомнения в справедливости и тем самым правомерности предпосылки о паритетности интересов различных ... классов, социальных групп и т.д.» [17].
9 О простых и сложных семьях, типологизации и доходах простых семей см. Приложение.
Как показано на рис. 7, на динамику степени сокрытия таких максимальных семейных доходов явно влияет общая низкая (по Росстату) выявляемость сокрытия предпринимательских доходов (см. рис.1).
% —Ф—к = 1 {3}
Рис. 7. Динамика долей скрытых доходов в официальных активных доходах наиболее богатых семей из к членов с социальным составом {/ь ..., 4}:
Социальные роли I = 1,3,4 и 7 означают вхождение в состав семьи: трудящихся, трудящихся-предпринимателей, незанятых пенсионеров и детей с пособиями соответственно. Графики для семей с числом членов к=1 и к=2 совмещаются из-за совпадения ролей (I = 3). Подробнее см. Приложение.
Рассчитываемые нами величины ПМ семей (см. Приложение) иногда превышают семейный доход. В любом случае они могли бы быть использованы при переходе на прогрессивную шкалу НДФЛ по среднесемейным душевым доходам. Плодотворно использование ПМ семей и в такой важнейшей сфере, как жилищная. Например, при выборе показателя доступности жилья мы пересчитывали семейные доходы в цены 1 кв. м жилья на первичном жилищном рынке.
Это позволяло установить, что могла бы купить семья определенного социально-демографического типа, во-первых, на весь, включая скрываемый, свой среднегодовой доход; во-вторых, с учетом необходимых первоочередных расходов хотя бы на уровне ПМ семьи, что более реально и показательно (и недоступно для беднейших семей). Непредсказуемость динамики ПМ и цен на жилье делает невозможным прогнозирование указанных показателей. Но - при сохранении базовой инерции - для семей с минимальным доходом прогнозная ситуация остается безнадежной, т. е. и в будущем покупка жилья для них нереальна.
Ассоциация строителей России предложила безвозмездно предоставлять жилье семьям, имеющим до 30% уровня доходов среднестатистической семьи в РФ. К 2010 г., по нашим расчетам, в их число могут попасть и большие семьи, включающие трудящихся. Это означает, что наличие работы не гарантирует от малости и даже минимальности дохода семей. Данное обстоятельство весьма отличает Россию от развитых стран, являясь еще одним, и серьезным, аргументом для пересмотра жилищной политики и оплаты труда.
В заключение подчеркнем, что все рассмотренные выше аспекты прогнозов свидетельствуют: выявленные тенденции в основном отрицательно сказываются на социальном и экономическом развитии нашего социального по Конституции государства.
Литература
1. Потребление и доходы населения в условиях реформирования социальной сферы /Под ред. Н.А. Тарасовой. М.: ЦЭМИРАН, 2006.
2. Тарасова Н.А. Моделирование структуры доходов и потребления населения в системе НДП («.Население, доходы, потребление») // Труды 30-й Международной научной школы-семинара «Системное моделирование социально-экономических процессов» им. акад. С.С. Шаталина. Ч. 2. Воронеж: ВГУ, 2007.
3. Тарасова Н.А. Моделирование и прогнозирование скрываемых элементов занятости и доходов // Экономика и математические методы. 2006. Т.42. №3.
4. Тарасова Н.А., Васильева И.А. Результаты моделирования и прогнозирования официальных и скрываемых социально-экономических показателей в системе НДП («.Население, доходы, потребление») / IX Международная научная конференция «Модернизация экономики и глобализация». М.: ВШЭ, 2008. http://d1.hse.r-u.
5. Васильева И.А. Налогообложение и учет его влияния при моделировании доходов и потребления населения // Труды 30-й Международной научной школы-семинара «Системное моделирование социальноэкономических процессов» им. акад. С.С. Шаталина. Ч. 1. Воронеж: ИПЦ ВГУ. 2007.
6. Васильева И. А. Подоходное налогообложение и потребление населения // Материалы Восьмого Всероссийского симпозиума «Стратегическое планирование и развитие предприятий». Секция 4. М.: ЦЭМИ РАН. 2007.
7. Тарасова Н.А. Оценки прогнозов социально-экономических показателей в системе НДП («.Население, доходы, потребление») // Экономическая наука современной России. 2008. Экспресс-выпуск №1.
8. Тарасова НА., Хачатрян С.Р. и др. Анализ вариантов социальной политики на основе моделирования и прогнозирования потребления населения, его состава и доходов // Проблемы прогнозирования. 2007. № 1.
9. Тарасова Н.А., Васильева И.А., Сушко Е.Д., Ерзинкян ЭА. Оценки параметров социальной политики на основе комплексной модели состава, доходов и потребления населения / Препринт #WP /2008/248. М.: ЦЭМИ РАН. 2008.
10. Тарасова Н.А., Васильева И.А. и др. Анализ социальной политики на основе прогнозирования доходов и потребления населения /Препринт #WP /2007/235. М.: ЦЭМИ РАН. 2007.
11. Тарасова Н.А. Сравнительная методология определения показателей госстатистики и ее использование в системе НДП («Население, доходы, потребление») // Вопросы статистики. 2008. № 10.
12. Российский статистический ежегодник. М.: Росстат. 2007-2008.
13. Уточненный прогноз основных показателей социально-экономического развития Российской Федерации до 2010 года. М.: МЭРТ. 2007. http://www.economy.gov.ru).
14. Суворов А.В. Структура денежных доходов и расходов населения в современной России // Проблемы прогнозирования. 2004. № 5.
15. Андреев А.Л. Для россиян ключевая идея — идея справедливости // Российское государство в системе религиозных и светских ценностей. Материалы научного семинара. Вып.8. М.: Научный эксперт. 2008.
16. Смирнов С.Н., Исаев Н.И. Социальные последствия реформы жилищно-коммунального хозяйства. Модернизация экономики и общественное развитие. Т.3. М.: ИД ГУ ВШЭ. 2007.
17. Данилов-Данильян В.И. Оптимальность по Парето // Экономико-математический энциклопедический словарь. М.: Большая Российская Энциклопедия, 2003.
Приложение
Моделирование официальных и скрываемых показателей финансирования социальной сферы
При создании и развитии системы НДП были разработаны, в частности, методы многоаспектной и многоуровневой структуризации постоянного населения (со среднегодовой численностью Щ, его доходов и потребления с моделированием в базовом периоде (1995-2005 гг.) элементов этих структур, официальных и скрываемых [1-3]. Выделенные на макроуровне три пересекающиеся функциональные слоя Фе(Т, П, 5) объединяют 14 непересекающихся социальных групп следующего уровня, чьи социальные роли I = 1, ..., 1410 характеризуются основными источниками их доходов (V). Далее производится подецильное распределение этих групп по доходам для получения социально-экономических (денежных) групп.
При этом выделяются две «теневые» социальные группы фактически занятых лиц без официального статуса - трудящихся (1=13) или предпринимателей (1=14) с теневыми доходами УТ=¥\3 или Ут=У\4. Расчет теневых доходов, входящих в состав всех скрываемых доходов (ус), позволяет оценить оставшиеся скрытые доходы официально занятых (уфсс) для активных слоев Фе(Т,П) и для социальных (Усе ) или социально-экономических групп (У1СС/-, где7=1, _, /; ./=10).
Для численностей слоев и социальных групп получаем:
Е Nф > я= X N1=N0 + N=N0, ф 1
где Фе(Т, П, 5); 1=1, 14; N0 - численность официально занятых и получателей
трансфертов, а N - теневых занятых (N=N1* +Мщ): ^ - трудящихся, - предприни-
мателей.
При отсутствии данных статистики о численности некоторых групп (например, с 1=3, 13, 14) предлагаются гипотезы, последовательно корректируемые в процессе поэтапного контроля информации. Его методика основана на общей семиотической методологии обеспечения достоверности результатов исследований. Аналогично обеспечивается корректность использования различных источников исходных данных (что необходимо при их разнородности) для обеспечения комплексности данных.
Для общих доходов населения (У) с помощью методики расчета Ус - скрываемых доходов населения (Ус = УТС + УПС), трудовых (УТС) и предпринимательских (УПС), получаем:
У=У0+УС при У0=УТ0+УП0+У5
и
у:=угС+уПС=уСС+у=(угСС+уПСС)+(уп+ут). (1)
Далее производится выделение из объема национального дохода оплаты труда (И'), содержащей трудовые доходы (уТ), и валовой прибыли (Р), включающей предпринимательские доходы (уП) и корпоративную прибыль. На макроэкономическом уровне системы НДП после этого рассчитываются следующие показатели:
10 Роли для «официальных» занятых: 1=1 («чистые» трудящиеся), 1=2 («чистые» предприниматели) и 1=3 (совмещение ролей 1 и 2); роли «теневых» занятых: 1=13 (трудящиеся) и 1=14 (предприниматели); роли занятых пенсионеров и стипендиатов: 9, 11 (трудящиеся) и 10, 12 (предприниматели); наконец, роли оставшихся «чистых» незанятых: 1=4 (пенсионеры), 1=5 (стипендиаты), 1=6 (безработные с пособием), 1=7 (дети до 16лет с пособием) и 1=8 (лица без дохода). Таким образом, роли (и группы) 1-7, 9-12 соответствуют наличию какого-либо официального статуса и официальных источников дохода, а прочие — их отсутствию. На макроуровне группы 1-3, 9-14 («активное» население) образуют слои Т (1=1, 3, 9, 11, 13) и П (1=2, 3,
10, 12, 14); группы 4-12 — слой 5
1) общие (у, ут, уп, у5) и среднедушевые (V, уТ, уп, у5) показатели доходов населения, в том числе функциональных (уф, Уф) при фе(Т, П, 5). С учетом их дальнейшей детализации на уровне социальных групп получаем еще ряд соотношений. Так, для общих доходов у:
у = X уф =Е=у =Хуо + Еус =Хуо + ( X у^сс + Ху), (2)
фе(Т,Ц5) 1=1 1=1 1=(4-8) 1=1 1=(1-3,9-12) 1=13,14
где по группам I: У=ут1+уя; У=уш; у3=уг3+упэ+у53; У=уя при 1 = (4-8);
у= уТ1 + у51 при 1=9,11 и У = уп1 + ^ при -^=10,12; у13 = ут и у14 = ут . (3)
Для среднедушевых доходов населения (у), функциональных (уф) или групповых (у), также имеющих официальные и скрываемые части, соответственно (2)-(3) получаем:
V = у/ N Уф = уф / при фе(Т, П, 5);
У= у / N при 1= 1,_14; поскольку V = уо + Ус, то Уф = уф0+уфс при фе (Т, П) и = у50 при ф = 5;
У= УЮ+ Ус при 1 =(1-3,9-12); ую при 1=(4-8);
при (ф=Т) & (1 =13) И (ф=П)& (1 = 14);
2) чистые доходы населения у^у-^ при (у’= У /N) с учетом взимания НДфЛ (В^) по официальным частям активных доходов уА0 = (уТ0+уП0);
3) потребление населения (См = С) - в том числе официально регистрируемая его часть (Сш = С0) - с выделением текущих сбережений населения (5^) из чистых доходов:
С = Сы = у’- ^ = (у - Вм) - ^ =
= (у5 + (уТ0 + уП0 - ВN) + уС) - )= С0+ уС (4)
при С0= См0= у0 - В/^ - 5^; тогда официально на потребление 1 чел. в месяц при-
ходится с0 = С0 / 12#;
4) результирующее потребление населения (Ям) и итоговое, или фактическое (расширенное) результирующее потребление QN:
Яы = С- АС и QN = Яы + В5 = (С - АС) + В8, (5)
с выделением потребительского (денежного) ущерба населения (АС) от реформирования социальной сферы и с учетом получения натуральных социальных трансфертов В5.
Чистые доходы (у), потребление и все его виды (С, Ям, QN), вплоть до итогового, включающие часть активных доходов населения У=Уо+ус (где уао и ус -официальные и скрываемые доходы занятых), соответственно также имеют официальные и скрываемые составляющие.
В связи с (5) возникает вопрос об определении ущерба АС. Предложенная ранее академиком АКХ Е.Ю. фаерманом схема его определения [1] была существенно уточнена нами [9] для системы НДП при расчетах потребительских расходов семей по секторам ЖКУ - жилищно-коммунальных услуг (сектор Н) и прочих услуг социальной сферы (сектор и); ущербом по сектору потребительских товаров можно пренебречь при расчетах в сопоставимых ценах. Для каждого года находится определяющая искомый ущерб величина АС=ДС0. Здесь в системе НДП фигурирует «официальный» (без скрываемых доходов) объем потребления С0 из (4), так как объем потребительских расходов за месяц на человека по обследованиям бюджетов семей практически равен среднедушевому среднемесячному «официальному» потреблению с0 по (4).
Ущерб в сфере ЖКХ (ДС0Н) - это тот добавочный объем потребления ЖКУ, который позволил бы при новых тарифах (р/ для года t при /=Н) сохранить соответствующую начальному году (здесь - 2000 г.), прежнюю структуру потребления,
т.е. начальную долю (^0 при і = Н) услуг. В итоге пригодные для анализа и прогноза ориентировочные оценки денежного ущерба ДСОН для любого года определяются по уточненной формуле:
ДСоі = (Рі - 1К0Со, где рі - отношение рі к рі0 (при ? = 0 для 2000 г.), і = Н.
По сектору прочих социальных услуг вместо предложенного в работе [1] повторения аналогичных расчетов для і = и нужные параметры определяются по остаточному принципу.
Наконец, на микроуровне моделирования производится комплексная типологи-зация семей (домохозяйств), где число членов семьи (домохозяйства) и ее социальный состав должны определять социально-демографический тип семьи (СДТС). При этом обычно используемая (в масштабах страны) типологизация семей только по статусу главы семьи или основной супружеской пары существенно уточнена нами путем учета социальных групп всех членов семьи (по СДТС).
Возможность и корректность такого учета обеспечена методикой предварительного разделения исходных (фигурирующих при переписи) семей на сложные и простые и преобразования первых в последние. Исходная сложная семья - та, что при разъезде разделилась бы на несколько «порожденных» ею уже простых семей, в основном нуклеарных. Все большие простые семьи из пяти и более человек (обычно -многодетные) объединяются в один демографический тип к при к= 5; в остальных случаях к равно количеству членов простой семьи.
Для реализации подобного подхода использовались данные за 1998-2005 гг. по составу семей, стоящих в московской очереди на социальное жилье. Для корректного исключения обычно завышенного среднего количества членов таких исходных семей применялся соответствующий поправочный коэффициент. Порождаемые простые семьи и их состав определялись по вариантам разъезда.
Величины семейных доходов (общесемейных и функциональных, официальных и скрываемых, в том числе среднедушевых) рассчитываются для определения экономической принадлежности каждого СДТС. Корректная сопоставимость социальных ролей членов семей с официальными градациями видов ПМ позволяет вычислять как точное значение ПМ для каждого СДТС, так и среднее для простых семей типа к. Все это позволяет корректно определять доступность покупки жилья для семей и могло бы использоваться для перехода к посемейному подоходному налогообложению.
