CC BY
249
СОЦИАЛЬНЫЕ АСПЕКТЫ
А.А. Подузов, Д.К. Кукушкин
ШКАЛА ЭКВИВАЛЕНТНОСТИ КАК ИНСТРУМЕНТ ИЗМЕРЕНИЯ УРОВНЯ ЖИЗНИ
В статье рассматривается широко используемый за рубежом инструмент количественной оценки уровня жизни - так называемая шкала эквивалентности. В ней раскрывается теоретическая суть этого понятия, приводится классификация известных из литературы шкал, даны результаты собственных расчетов основных типов шкал и сравнительный анализ их достоинств и недостатков.
При решении многих проблем социальной политики возникает необходимость в сопоставлении жизненного уровня семей разного состава. Измерение масштабов бедности и степени социально-экономического неравенства, совершенствование существующей системы социальных пособий, субсидий и компенсаций, анализ степени прогрессивности налоговых ставок и действующей системы налоговых льгот - вот лишь некоторые из таких проблем. На макроуровне их рассмотрение требует прежде всего сведений о социальной стратификации общества, в частности, о границах, разделяющих его на бедных, средний класс, и богатых. Но для этого надо располагать возможностью ранжировать все население (либо его часть, охваченную представительной выборкой) в порядке возрастания уровня жизни. Другими словами, желательно, чтобы уровни жизни людей можно было соизмерять.
Наука располагает несколькими концепциями уровня жизни. Но не все они открывают возможность для количественных соизмерений. Чаще всего пользуются той из них, которая, давая такую возможность, обеспечена и необходимыми статистическими данными для ее реализации. Речь идет о концепции, согласно которой уровень жизни человека интерпретируется как уровень его обеспеченности потребительскими благами. Ее реализация опирается на собираемые в ходе регулярных бюджетных обследований сведения о доходах и потребительских расходах семей. Характер этой информации, однако, далеко не всегда соответствует смыслу концепции. Инструментом решения одной из ключевых возникающих здесь проблем является шкала эквивалентности.
Как известно, непосредственное сопоставление доходов (потребительских расходов) семей разного состава с целью сравнения их уровня жизни малосодержательно, хотя и находит применение в статистической практике ряда стран [1]. Один и тот же доход, обеспечивая приемлемый уровень жизни малой семье, ставит на грань бедности большую семью. Чтобы использование семейного дохода в качестве индикатора жизненного уровня стало возможным, он нуждается в предварительной корректировке.
Неудовлетворителен и широко используемый прием, когда уровни жизни семей соизмеряются с помощью их среднедушевых доходов. При этом различия в составе семей предельно упрощаются и сводятся к разнице в их численности. Условие же равенства уровней жизни домохозяйств, состоящих, скажем, из четырех и одного человека, заключается в том, что доход первого должен быть вчетверо выше второго. Этот подход обладает очевидными недостатками. Во-первых, потребности членов семьи, на самом деле, неодинаковы. Маленький ребенок не нуждается в
таком же количестве пищи, как взрослый; потребности в одежде и услугах транспорта зависят от того, работает человек или вышел на пенсию, и т.д. Во-вторых, семьям свойственна экономия от совместного проживания. По сравнению с отдельно живущим человеком семья из двух человек может тратить вдвое больше на продукты питания и одежду, но вряд ли то же самое можно сказать в отношении платы за жилье и коммунальные услуги. Кроме того потребности семей могут различаться в зависимости от пола, возраста и образования трудоспособных членов семьи, размеров накопленного имущества, местности проживания (городская, сельская) и многих других факторов.
Итак, соизмерения уровня жизни человека на основе общего дохода семьи, членом которой он является, либо среднедушевого дохода той же семьи неточны. Правильное решение, на наш взгляд, достигается путем конструирования шкалы эквивалентности.
Понятие шкалы эквивалентности. Шкала эквивалентности (ШЭ) - это статистический инструмент, позволяющий приводить доходы (потребительские расходы) семей разного состава к сопоставимому виду. Обычно ее представляют в виде набора безразмерных чисел. Семью (домохозяйство) конкретного состава выбирают в качестве базовой, и величину шкалы для нее принимают за единицу. При этом значения ШЭ для других типов семей указывают на то, во сколько раз их доходы должны быть выше (ниже) по сравнению с базовой с тем, чтобы их уровни жизни были одинаковы.
Если, например, за точку отсчета принять бездетную супружескую пару, то значение ШЭ для отдельно проживающего человека, равное 0,6, означает, что доход, в котором он нуждается для обеспечения того же уровня жизни, что и базовая семья, составляет 60% от дохода последней. Подобным же образом, если ШЭ для семьи из 4 чел. (двое взрослых и двое детей) равна 1,5, это означает, что для поддержания такого же уровня материального достатка, как у бездетной семьи, ей необходим в 1,5 раза больший доход. Можно сказать и иначе. Бездетные пары с доходом, скажем, в 3000 руб., супружеские пары с двумя детьми и доходом в 4500 руб. и одиноко проживающие люди с доходом в 1800 руб. в месяц образуют группы домохозяйств, которые в среднем в состоянии поддерживать один и тот же уровень жизни. Но жизненный уровень одинокого человека с доходом в 1500 руб., скорее всего, уступает уровню жизни как бездетной пары с доходом в 3000 руб., так и семьи с двумя детьми и доходом в 4500 руб.
Шкалу можно представлять и в виде совокупности чисел, выраженных в денежных единицах, в частности, как набор величин дополнительного дохода, необходимого для приведения семей разного демографического состава к уровню жизни, свойственному семье, принятой за стандарт для сравнения. Такая шкала в отличие от уже рассмотренной относительной является разностной. Использование относительных шкал предполагает, что затраты, связанные, скажем, с дополнительным ребенком, рассматриваются с точки зрения их фиксированной доли в общесемейных потребительских расходах. Это в свою очередь означает, что в абсолютном (денежном) выражении ребенок обходится состоятельной семье дороже, чем бедной. Разностные шкалы подразумевают, что фиксированной является абсолютная сумма расходов на ребенка независимо от того, каков доход семьи. В измерениях жизненного уровня и социального неравенства обычно используются относительные шкалы. При решении же таких проблем, как определение размеров социальной поддержки бедных семей, предпочтение отдается разностным шкалам [2].
Шкала - это средство устранения противоречия между характером собираемых статистических данных и концепций уровня жизни.
Понятие уровня жизни имеет смысл лишь применительно к отдельно взятому человеку. Вместе с тем люди живут в семьях, и их жизненный уровень зависит от размеров общесемейного дохода и от того, как он распределяется и перераспределяется внутри семьи. Статистика исходит из того, что все семьи идеальны: семья -это место, где объединяются полученные доходы, и сообща, на справедливой основе принимаются все важные решения - об уровне потребления, о занятии оплачиваемым и неоплачиваемым трудом и т. п. Реальные семьи, как правило, отличаются от идеала. Встречаются даже такие, члены которых объединены лишь общей крышей над головой, а в остальном не имеют никаких экономических отношений друг с другом. Учет этого обстоятельства мог бы изменить картину экономической дифференциации населения в сторону увеличения последней. Но при существующей системе обследований домохозяйств известен общий доход, внутрисемейные же экономические процессы практически не наблюдаемы. Поэтому условно принимают, что уровень жизни всех членов семьи одинаков. Одновременно он принимается и за уровень жизни семьи в целом.
Сказанное обычно записывают в следующем виде:
Уг = Ґ(X,, Рг , аг К (1)
где г - порядковый номер индивида, г = 1,..., N где N - численность населения; X, -общий доход домохозяйства, членом которого является ,-й индивид; У, - его уровень жизни; р, - вектор цен на потребляемые товары и услуги и а, - вектор демографических характеристик домохозяйства. Функция / является возрастающей по отношению к X, невозрастающей по отношению кр и однородной нулевой степени по отношению к X и р.
Фактически модель содержит более сильное предположение. Распространение единой функциональной зависимости / на все семьи означает, что один и тот же уровень жизни должны иметь не только члены любой данной семьи, но и люди, принадлежащие разным семьям, если доходы этих семей, их состав и уровень цен одинаковы.
На первый взгляд, может показаться, что сказанное не вызывает сомнений. Однако возьмем две однотипные по составу семьи - двое взрослых и один ребенок -имеющие один и тот же доход, но в первой семье работают и отец, и мать, а во второй весь доход зарабатывает отец. Представляется, что покупательная способность, а следовательно, и жизненный уровень второй семьи, окажется выше, чем первой. Часть потребительских благ, включая услуги по воспитанию ребенка, приготовление пищи и многое другое вторая семья получает бесплатно, как результат неоплачиваемого труда домохозяйки. Высвободившиеся же средства могут быть направлены на приобретение дополнительных благ рыночного характера.
Второе замечание касается использования семейного дохода в качестве отправного пункта оценки уровня жизни членов семьи. Помимо дохода на эту роль претендует еще один показатель - сумма семейных потребительских расходов. А. Аткинсон [3, р. 12] считает, что выбор между ними имеет концептуальный характер. Рассматривая проблемы измерения бедности, он подчеркивает, что в одном случае имеется в виду стоимость корзины благ первой необходимости, т. е. денежная оценка суммы благ, реально обеспечивающих низкий, но приемлемый уровень жизни. В другом случае речь идет не о благах и не об их стоимости, а о праве на них, причем вопрос о реализации этого права, т. е. о конкретных путях использования минимального дохода, предоставляется решать самим гражданам. М.Раваллион [4, р.8] утверждает, что первый подход используется в основном в развивающихся странах, тогда как второй шире распространен в развитых странах, особенно в Западной Европе.
В прикладных исследованиях и статистической практике принят конкретный вид модели (1):
у = . = 1,...,N (2)
' м
где через
и. = С(Ур • а) (3)
С(У, рг, аг)
обозначена шкала эквивалентности, г указывает на тип домохозяйства, принятый в качестве базы для сравнения, С - функция издержек, определяющая минимальные затраты, позволяющие семье конкретного вида (вектор а) в условиях данной системы цен (вектор р ) достичь заданного уровня жизни (У). По отношению к У и р она является возрастающей.
Поскольку шкала М - величина безразмерная, показатель У выступает как денежная мера индивидуального уровня жизни, получившая наименование эквивалентного дохода^ Эквивалентный доход - это главная цель, для достижения которой конструируются шкалы эквивалентности. Он позволяет отойти от несовершенной, но широко распространенной практики судить о масштабах социальноэкономической дифференциации на основании распределения населения по среднедушевому доходу. Переход к использованию эквивалентного дохода означает повышение научной обоснованности и точности измерений уровня жизни и, следовательно, эффективности социальной политики, основанной на этом показателе.
Систематизация зарубежных оценок шкалы эквивалентности. Удобный, хотя и упрощенный способ представления диапазона возможных ШЭ и соответственно определений эквивалентного дохода согласно [5, р. 119] состоит в следующем. Допустим, что единственным фактором, от которого зависит ШЭ, является численность семьи. Делая такое предположение, следует иметь в виду, что размер семьи всегда используется при построении ШЭ, причем часто это действительно единственный ее фактор. В тех же случаях, когда учитываются другие факторы, размер семьи имеет наибольший вес. Примем также, что стандартное домохозяйство (база для сравнений) - это отдельно проживающий человек. Тогда формулу для эквивалентного дохода (2) можно записать в виде
Уп = Х^, 0 < Б < 1, (4)
п
где п - численность семьи, X - доход семьи из п человек и Уп - ее эквивалентный доход. Совокупность чисел п” образует шкалу эквивалентности. Поскольку для домохозяйства из одного человека доход и эквивалентный доход - одно и то же, условие равенства эквивалентных доходов домохозяйств из п человек и одного человека имеет вид Хп /п”Х1 = 1, откуда п” = Хп /Х1. Другими словами, ШЭ в
полном соответствии с ее определением указывает соотношения доходов, при которых семьи с разной численностью могут достичь одинакового уровня жизни (эквивалентного дохода). Формула охватывает весь диапазон соотношений между эквивалентным доходом и доходом. При ” = 0 мы получаем один крайний случай: эквивалентный доход совпадает с доходом. При ” = 1 имеет место другая крайность: эквивалентный доход превращается в среднедушевой семейный доход.
1 В статье используется краткий термин “доход” для удобства, имеется в виду как доход в собственном смысле слова, так и суммарные потребительские расходы.
Аппроксимация известных из литературы конкретных шкал формулой ШЭ= п” позволяет свести основные различия между ними к различиям в величине единственного параметра (коэффициента эластичности) ”. Чем она меньше, тем сильнее экономия от совместного проживания.
В табл. 1 [6, р. 19] представлен далеко не полный перечень имеющихся в мире ШЭ. В него входят 16 стран Западной Европы, США и Канада.
Таблица 1
Систематизация шкал эквивалентности
Страна, метод, автор, назначение Коэффициенты эластичности
эмпирические шкалы Экспертные шкалы
ОПРОС ОБДХ ПРОГ СТАТ
Франция (ВСД) 0,12
Бельгия (ВСД) 0,17
Великобритания (ВСД) 0,18
США (ВМД, Дубнофф) 0,18
США (ВМД, Данцигер и др.) 0,21
Голландия (ВСД) 0,22
США (предметы первой необходимости, Уэттс) 0,23
США (ВМД, Институт Гэллапа) 0,23
Швейцария (ВСД) 0,26
Германия (ВСД) 0,27
Дания (ВСД) 0,27
Голландия (ВМД) 0,29
Ирландия (ВСД) 0,32
Дания (бедность) 0,35
Голландия (ВМД) 0,36
США (Лейзер и др.) 0,37
США (Ван дер Гааг и др.) 0,38
США (продукты питания, Уэттс) 0,47
Франция (Вергер) 0,57
Швеция (бедность) 0,54
Австралия (бедность) 0,55
Австрия 0,79
Австрия (Союз католических семей) 0,81
Австрия (Тироль, пособия) 0,71
Австрия (Верхняя, пособия) 0,75
Австрия (Нижняя, пособия) 0,78
Швейцария (бедность) 0,56
США (официальная бедность) 0,56
Канада (официальная бедность) 0,56
Швейцария (ОЭСР) 0,57
Великобритания(бедность) 0,59
Германия (бедность) 0,67
Австралия (Бюро статистики) 0,50
Австралия (глава семьи не работает) 0,51
Австралия (глава семьи работает) 0,58
Европа (граница бедности, 3) 0,70
Европейское сообщество (бедность) 0,72
США (Бюро трудовой статистики) 0,72
ОЭСР (бедность) 0,73
Европа (граница бедности, 1) 0,84
Финляндия 0,65
Германия 0,88
Италия (Сарпеллон) 0,70
Италия (министерство труда) 0,56
Италия (Карбонаро) 0,72
Италия (Ди Биасс и др.) 0,76
Италия (Росси) 0,61
Ирландия(пособия) 0,59
Люксембург 0,70
Голландия 0,70
Швеция 0,74
Великобритания (МакКлементс, 1) 0,78
Великобритания (МакКлементс, 2) 0,91
Некоторые из них получены путем оценки параметров регрессионного уравнения, близкого к формуле (4), другие - их большинство - строились без ее учета. Одни сформулированы крайне приблизительно. В других - предполагается, что веса членов семьи уменьшаются с каждым дополнительным человеком.
В зависимости от способов построения и областей применения все шкалы разбиты на четыре класса. Два из них образуют шкалы, основанные на экспертных оценках. Два других - эмпирические шкалы, построенные на основании обследований населения. Экономисты, конструируя экспертные шкалы, как правило, учитывают соображения политического характера и возможные последствия принимаемых решений для социальной политики в будущем. Экспертные шкалы могут определять зависимость потребностей семьи от ее размеров явно и однозначно. Это тот случай, когда они разрабатываются исключительно в статистических целях, например, для измерения бедности в Бюро трудовой статистики США или Организации экономического сотрудничества и развития (ОЭСР). В таблице данная разновидность шкал сокращенно обозначена, как СТАТ.
Класс, обозначенный как ПРОГ, включает экспертные шкалы, разработанные в целях осуществления тех или иных программ социальной помощи. Такова, например, шкала дополнительных пособий в Англии [7, с.104]. В шкалах этого типа указанная зависимость формулируется неявно, в виде размеров пособий, на которые имеют право бедные семьи разного состава. В отличие от экспертных эмпирические шкалы, если и зависят от экспертных суждений, то минимальным образом. Один из классов этой группы объединяет шкалы, полученные путем статистической обработки результатов обследований бюджетов домашних хозяйств (обозначен, как ОБДХ). В шкалах этого типа используются косвенные показатели уровня жизни, оцениваемые с помощью модели потребительского спроса. Другой класс включает шкалы, построенные на основании прямых оценок уровня жизни, полученных в ходе опроса общественного мнения (обозначен, как ОПРОС). Для этих целей применяются вопросы, направленные на выявление мнения респондентов по поводу адекватности размеров дохода в разных условиях (например, достаточного, чтобы сводить концы с концами, быть небедным и т.д.). В таблице фигурируют два вида таких вопросов - направленный на оценку собственного дохода (ВСД) и минимального дохода, необходимого другим семьям (ВМД).
Из табл. 1 видно, что коэффициенты эластичности представленных в ней шкал заключены в пределах от 0,12 до 0,91, т. е. охватывают почти весь диапазон допустимых значений от нуля до единицы. Самые низкие значения, говорящие в пользу очень высокой экономии от совместного проживания, свойственны шкалам, полученным на основании опросов общественного мнения. Медианная величина коэффициента эластичности для таких шкал составляет 0,25. Экспертные шкалы, используемые в государственных статистических органах характеризуются самыми высокими значениями этого коэффициента. Они свидетельствуют о том, что хотя экономия и существует, но ее размеры не очень велики.
Для этого типа шкал медианная величина коэффициента равна 0,72. Различие между этими двумя случаями становится особенно наглядным, если учесть, что количество отдельно проживающих людей, которому эквивалентна семья из четырех человек, когда коэффициент эластичности равен 0,25, составляет 1,4, тогда как при коэффициенте, равном 0,72, оно достигает 2,7.
Метод Э. Энгеля. Сильная сторона шкал, включенных в группу ОБДХ, состоит в том, что их авторы опираются на статистические данные о потреблении населением товаров и услуг, т. е. на объективные факты. Кроме того, для их обработки
используются эконометрические модели, хорошо зарекомендовавшие себя при решении широкого круга проблем потребительского спроса.
Многие экономисты пытались определять сумму расходов, в которую обходятся дети, - это центральный вопрос построения ШЭ - путем детального анализа бюджетов бедных семей и идентификации тех расходов, которые связаны с детьми. Но при этом возникает принципиальная трудность. Появление в семье ребенка без соответствующего увеличения потребительских ресурсов может повлечь лишь перераспределение уже имеющихся ресурсов. Удовлетворение потребностей ребенка в этом случае осуществляется за счет сокращения жизненного уровня родителей, а не дополнительных затрат, размеры которых, собственно, и интересуют исследователей. Для ответа на вопрос, каковы расходы на ребенка, необходимо сравнивать бюджеты семей разного состава, имеющих один и тот же уровень жизни. Но здесь возникает порочный круг, поскольку для создания шкалы эквивалентности требуется наличие шкалы эквивалентности.
Ситуация, однако, небезнадежна, если оказывается возможным сформулировать общее правило, устанавливающее условия, при которых уровни жизни семей разного состава считаются одинаковыми. Разумеется, природа этого правила такова, что его нельзя доказать, исходя из наблюдаемых фактов.
Метод Энгеля - одно из конкретных воплощений идеи, что поддающийся вычислению показатель, являющийся суррогатом жизненного уровня семьи, можно сконструировать априори. Энгель предложил рассматривать в качестве такового долю продуктов питания в потребительских расходах семьи. Он писал, что “доля потребительских расходов, истраченная на продукты питания, - наилучшая мера материального жизненного стандарта” [8, с.1]. Сформулированное же им правило заключается в том, что семьи с одинаковым удельным весом продуктов питания в потребительских расходах имеют одинаковый уровень жизни, независимо от их состава.
Благодаря своей простоте, правило Энгеля до сих пор широко используется при построении шкал эквивалентности2.
Серьезное возражение против правила Энгеля было выдвинуто Дж. Николсоном [10, р. 2], аргументы которого сводятся к следующему. Рассмотрим супружескую пару, у которой родился первый ребенок. Если бы доход семьи увеличился при этом ровно настолько, что родители в состоянии сохранить свой первоначальный уровень жизни без ущерба для ребенка, то этот новый доход следует считать эквивалентным прежнему (до рождения ребенка). Но сохранится ли в новых условиях прежняя доля продуктов питания в потребительских расходах? Ответ однозначный: нет. У ребенка, особенно маленького, продукты питания составляют гораздо большую часть потребления, чем у взрослых. Это означает, что новая доля продуктов питания в общесемейных расходах окажется выше, чем раньше, что вопреки только что сказанному, но в полном соответствии с логикой рассматриваемого подхода указывает на якобы происшедшее снижение уровня жизни семьи. Для восстановления прежней величины доли продуктов питания указанного повышения дохода недостаточно. Новый доход должен быть еще выше, и в этом суть противоречия. Применение правила Энгеля сопровождается, таким образом, завышением оценок ШЭ.
Для получения числовых значений шкалы следует прежде всего выбрать математическую форму зависимости суррогата жизненного уровня семьи, т. е. доли продуктов питания в потребительских расходах (щ) от величины ее потребительских расходов (X) и ее состава. Мы экспериментировали с разными видами зависимостей и остановились на функции Уоркинга-Лизера [11, р. 728], как обеспечивающей наилучшее приближение к экспериментальным данным. Она имеет следующий вид:
X
щ = а + Ь 1п п + Ш + У2пл +у3пп, (5)
2
Разъясняя правило Энгеля, М. Оршански, автор шкалы, на основании которой была построена первая официальная граница бедности для США, писала: “С ростом дохода семьи ее расходы на продукты питания увеличиваются, но эти расходы составляют все меньшую часть дохода, позволяя все большую часть расходовать на другие вещи. Поэтому низкая доля доходов, приходящаяся на продукты питания, может быть приравнена к процветанию, а высокая — к нужде. Экономисты, интересующиеся быстрой оценкой относительного благосостояния разнородных групп семей, давно пользуются этим изобретением ” [9, р.8].
где пт, па и Пп - количества образующих семью лиц трудоспособного возраста, детей и пенсионеров, п - общая численность семьи, а величины а, Ь, уг, у2 и Гз -подлежащие статистической оценке параметры.
В качестве исходной статистической базы использовались предоставленные Госкомстатом России результаты обследования бюджетов домашних хозяйств Ярославской области за 1997 г. Объем выборки составил 575 городских и сельских семей (более 1500 чел.). На основе этих данных мы имели возможность сконструировать для каждой семьи показатель продуктов питания как сумму расходов на их приобретение, на питание вне дома и условной стоимости потребленных натуральных поступлений от ЛПХ. Семейные расходы на конечное потребление помимо продуктов питания включали расходы на покупку непродовольственных товаров, алкоголь и оплату услуг. Предварительные расчеты показали, что по структуре потребления семьи, включающие пенсионеров, существенно отличаются от остальных семей. В целях получения более определенных результатов мы поэтому ограничились более узкой выборкой из 400 семей, не содержащей пенсионеров. Для дополнительного повышения степени приближения в правую часть уравнения (5) была добавлена фиктивная переменная (г), принимающая значение 1 для городских семей и 0 - для сельских. Окончательное регрессионное уравнение для первого квартала 1997 г. имеет вид
X
w = 2,422-0,1271п—-0,013пт -0,024п, + 0,085г, Я2 = 0,259. (6)
п 1 й
(0,20) (0,014) (0,009) (0,009) (0,017)
Полученная здесь невысокая величина коэффициента детерминации (0,259) является типичной для такого рода регрессий. Она могла быть выше, если бы мы обладали возможностью добавления других фиктивных переменных5. Одна из причин большой величины среднеквадратических ошибок оценивания коэффициентов у 1 и у 2, возможно, заключается в сравнительно небольшом объеме использовавшейся выборки.
Шкалу можно теперь рассчитать следующим образом. Возьмем в качестве образца для сравнения простейшее домохозяйство, состоящее из отдельно проживающего человека. Уравнение кривой Энгеля для него представляет собой частный случай уравнения (5) при п = пт = 1:
w = а + Ь 1п X + у1.
Условие равенства уровней жизни домохозяйства произвольного состава и стандартного домохозяйства, очевидно, заключается в том, что
X
а + Ь 1п X1 + у1 = а + Ь 1п—- + у1пт + у2пл .
п
Следовательно, формула для шкалы имеет вид
X 1
-Xі- = пехр{ь[/1(1 - пт) -у2пй]}. (7)
Результаты расчетов при числовых значениях параметров, взятых из уравнения (6), представлены в табл. 2.
Как и следовало ожидать, значения ШЭ получились высокими. Согласно табл. 1, если до вступления в брак будущие супруги жили самостоятельной семьей, то после женитьбы их потребительские расходы должны возрасти как минимум в 1,8 раза; в противном случае уровень жизни каждого из них понизится (в случае пол-
3
В некоторых исследованиях число фиктивных переменных достигает двух десятков. (см., например, [12, р.
349]).
ного отсутствия экономии от совместного проживания расходы возросли бы в 2 раза). Для того, чтобы уровень жизни одиноких женщин после рождения ребенка не стал ниже, им надо расходовать на потребление в 1,65 раза больше, чем раньше, и т. д. Заслуживает внимания и тот отразившийся в шкале факт, что размеры экономии по мере увеличения численности семьи возрастают. Из последнего столбца таблицы видно, что с каждым дополнительным членом семьи прирост шкалы уменьшается. В частности, если появление в семье первого ребенка предполагает увеличение общих расходов в 1,25 раза, то второй ребенок требует роста расходов только в 1,1 раза.
Таблица 2
Шкала Энгеля для Ярославской области, первый квартал 1997 г.
Состав домохозяйства ШЭ А ШЭ
пт па
1 0 1,00
2 0 1,81 0,81
3 0 2,46 0,65
4 0 2,97 0,51
1 1 1,65 0,65
1 2 2,05 0,40
1 3 2,26 0,21
2 1 2,25 0,44
2 2 2,48 0,23
2 3 2,56 0,08
Метод Э. Ротбарта. К эмпирическим методам построения ШЭ относится и метод Ротбарта [13], предположившего, что все потребляемые семьей товары и услуги можно разделить на две группы: так называемые взрослые товары, которые потребляются исключительно взрослыми членами семьи, и другие. При этом последние включают не только детские товары. Сюда входят все товары и услуги, потребляемые как взрослыми, так и детьми. Сформулированное им правило заключается в следующем: семьи с одинаковым количеством взрослых, расходующие на взрослые товары одинаковую сумму денег, имеют один и тот же уровень жизни независимо от численности и общих размеров затрат. В этом случае, приняв бездетную семью за базу для сравнений и деля общую сумму потребительских расходов семьи с детьми на расходы базовой, мы получаем шкалу эквивалентности. Правило Ротбарта апеллирует к интуиции, носит априорный характер и подобно правилу Энгеля не может быть выведено из наблюдаемых фактов.
Сам Ротбарт относил к “взрослым” товарам очень широкий перечень благ, включая даже сбережения. В последующих работах этот список стал гораздо уже. В него входят взрослая одежда и обувь, алкогольные напитки, табак, питание вне дома, медицинское обслуживание, услуги парикмахерских и салонов красоты, услуги транспорта, предметы роскоши, развлечения, кофе, газеты и журналы, юридические и некоторые другие услуги. Но чаще всего ограничиваются первыми пятью или шестью позициями этого списка.
Логика, лежащая в основе рассматриваемого подхода, заключается в следующем. Когда в семье с неизменным доходом появляется ребенок, трансформируется весь ее бюджет. В нем появляются новые статьи расходов на ребенка и соответственно сокращаются старые, включая приобретение сугубо взрослых товаров. Для восстановления прежнего уровня потребления товаров последней группы необхо-
димо определенное увеличение семейного дохода. Новый доход, согласно Ротбар-ту, одновременно обеспечивает и полное восстановление первоначального уровня жизни семьи. Необходимо подчеркнуть, что правило Ротбарта не означает, что уровень жизни взрослых членов семьи отождествляется с уровнем потребления сугубо взрослых товаров. И взрослые, и дети участвуют в потреблении подавляющего большинства приобретаемых семьей благ, включая продукты питания, жилье и др. Особенность товаров, отнесенных к категории взрослых, заключается в том, что, будучи полностью исключены из состава детского потребления, они могут рассматриваться как индикатор перераспределения семейных ресурсов в чистом виде. Другими словами, по изменениям именно в этой части общего потребления взрослых предлагается судить о сдвигах в уровне жизни взрослых в целом.
Использование метода Ротбарта сопряжено с рядом проблем. Одна из них связана с трудностью получения надежных статистических данных о взрослых товарах. Скажем, данные о потреблении алкоголя в регионах с преимущественно мусульманским населением сообщаются относительно небольшим количеством семей. В ходе обследований по стране в целом размеры потребления алкоголя систематически занижаются. Результаты обследований часто содержат данные о затратах на мужскую и женскую одежду и обувь, но гораздо реже - об одежде и обуви для взрослых и детей отдельно, и т. д.
Другая проблема возникает в тех случаях, когда объем потребления взрослых товаров почти нечувствителен к колебаниям семейного дохода. Такая ситуация может сложиться, когда из-за нехватки информации группа взрослых товаров оказывается слишком узкой и сводится в основном к алкоголю и табаку, потребление которых обычно неэластично от дохода. При этом дополнительный доход, необходимый для компенсации издержек, связанных с появлением ребенка, оказывается практически неизмерим.
Более сложные проблемы могут возникнуть, если приведенное выше описание механизма воздействия ребенка на потребление его родителей не вполне адекватно. Дети в семье могут видоизменить всю систему родительских вкусов и предпочтений, которая до сих пор предполагалась неизменной. Родители начинают иначе распределять свободное время. Сокращается посещение ресторанов и увеселительных заведений. Беременные женщины и молодые матери отказываются от курения и потребления алкогольных напитков и т. п. Таким образом, даже в условиях, когда потери в объеме приходящихся на долю родителей ресурсов полностью компенсированы, происходит дифференциация значимости отдельных взрослых товаров и, как следствие, падение уровня потребления некоторых из них.
Но это не означает, что присутствие детей в семье не может стимулировать увеличение потребления взрослых товаров. Иногда высказывается предположение, что в этом случае товары, потребляемые и взрослыми, и детьми, обходятся дороже, что и вызывает сдвиг в сторону увеличения потребления сугубо взрослых товаров.
Описанные выше механизмы - это всего лишь более или менее правдоподобные гипотезы. Но если они в какой-то мере справедливы, то абстрагирующееся от них правило Ротбарта приобретает весьма условный характер. К сказанному необходимо добавить, что сфера использования метода Ротбарта гораздо уже, чем метода Энгеля. Он применим только для сравнения жизненного уровня супружеских пар с детьми и без детей и, в принципе, не позволяет сопоставлять домохозяйства с разным количеством взрослых. К недостаткам этого метода относится и то, что он не дает возможности оценивать экономию от увеличения масштабов потребления.
Во всех известных из литературы случаях, когда шкалы Энгеля и Ротбарта вычислялись на основании одних и тех же статистических данных, первые оказывались существенно выше вторых.
Объяснение этому факту в предельном случае, когда дети потребляют только продукты питания, а все остальное потребление составляют взрослые товары, заключается в следующем [11, р. 733-734]. Предположим, что после рождения ребенка родители получили денежную компенсацию, полностью восстановившую их прежний уровень потребления взрослых, т. е. в данном случае непродовольственных, товаров. Согласно Ротбарту, это означает восстановление первоначального уровня жизни. Но поскольку общая сумма потребительских расходов при этом возросла, неизменная сумма расходов на непродовольственные товары означает, что доля последних в общем потреблении снизилась, а доля продуктов питания соответственно повысилась. Таким образом, согласно Энгелю, новый уровень жизни семьи уступает прежнему и размеры выплаченной компенсации недостаточны. Для восстановления первоначальной доли продуктов питания необходимо дополнительное увеличение семейного дохода. Но это и означает, что шкала Энгеля должна быть выше шкалы Ротбарта.
Для оценки шкалы Ротбарта мы воспользовались той же статистической базой, что и в предыдущем разделе. В качестве взрослых товаров были взяты взрослая одежда и обувь, питание вне дома, алкогольные напитки и табачные изделия. Функция Уоркинга-Лизера оказалась в этом случае малопригодной. Приемлемый результат был получен с помощью уравнения
V = а + Ь 1п X + у1пт + у2 па + к/, (8)
где V - расходы на взрослые товары, а все остальные обозначения те же, что и в (5).
Уравнение (8) со статистически оцененными параметрами приобретает вид
V = -7706750 + 5571931пX - 33673пт - 38788па - 66754/, Я2 = 0,380. (9)
(558732) (39186) (28899) (25246) (50863)
Сравнение с (6) показывает, что зависимость расходов на взрослые товары от тех же самых факторов является более сильной (коэффициент детерминации стал выше). Но среднеквадратические ошибки определения коэффициентов при числе взрослых и детей по-прежнему высоки.
Благодаря специальному виду уравнения (5) значения шкалы Энгеля не зависели от того, вычислены они для бедных или богатых семей: суррогат уровня жизни в правой части формулы (7) не присутствует. О шкале Ротбарта этого сказать нельзя.
Для дальнейших расчетов необходимо прежде всего выбрать конкретный уровень жизни (т. е. величину V). Данные по Ярославской области показывают, что с ростом среднедушевого семейного потребления средний объем потребления взрослых товаров монотонно возрастает: у семей, образующих верхнюю квинтиль распределения, он почти в 6 раз превосходит потребление взрослых товаров в нижней квинтили. Мы ориентировались на уровень в окрестности границы бедности. В первом квартале 1997 г. официальная величина среднедушевого прожиточного минимума (ПМ) по области (1002500 руб.) располагалась в третьей квинтили распределения (т. е. в пределах от 954402 до 1242648 руб.). Поэтому мы ограничились семьями (без пенсионеров), образующими третью квинтиль, и в качестве V взяли среднюю величину фактических расходов таких семей на взрослые товары (345 тыс. руб.). Подставляя ее в уравнение (9) и полагая число взрослых членов семьи пт = 2, мы вычисляли сумму потребительских расходов Хп для семей с разным числом детей: па = 0, 1, 2 и 3. Значения шкалы Хп / Х2 представлены в табл.3.
Таблица 3
Шкалы Ротбарта и Энгеля для Ярославской области, первый квартал 1997 г.
Состав семьи Шкала Ротбарта Шкала Энгеля*
пт па ШЭ А ШЭ ШЭ А шэ
2 0 1,00 - 1,00 -
2 1 1,07 0,07 1,24 0,24
2 2 1,15 0,08 1,37 0,13
2 3 1,23 0,08 1,41 0,04
* Получена на основе табл. 2 путем пересчета оценок к расходам бездетной пары, принятым за 1,00.
Как и ожидалось, шкала оказалась неправдоподобно низкой. Результаты близки к предельным, которые получаются при отождествлении эквивалентного дохода с общесемейным. Появление первого ребенка требует дополнительных затрат в размере всего 7% от предыдущих расходов (при условии сохранения прежнего уровня жизни). Это в 3,4 раза меньше, чем в случае шкалы Энгеля (24%). Из табл. 3 кроме того видно, что с увеличением числа детей шкала Ротбарта возрастает практически линейно: на 78 проц. п. с каждым дополнительным ребенком. Другими словами, следующий ребенок обходится в ту же сумму, что и предыдущий. Между тем хорошо известно, что, скажем, одежда и обувь, из которых вырастают старшие дети, еще годится для младших, и это относится к игрушкам, детским книжкам и т.п. В этом смысле приведенная в двух последних колонках шкала Энгеля представляется более адекватной.
Шкала Организации по экономическому сотрудничеству и развитию. Включение этого небольшого раздела диктуется не только желанием ознакомить читателя с еще одной из имеющихся в мире разновидностей шкал. В настоящее время шкала ОЭСР стала частью официальной методологии расчета ключевых показателей социально-экономического положения населения России. Традиционно для описания складывающейся в стране дифференциации населения по уровню жизни Госкомстат публиковал данные о распределении населения по величине среднедушевых денежных (или совокупных с учетом продукции ЛПХ) доходов. В 1998 г. эта практика изменилась: было положено начало расчетам и публикации данных о распределениях в зависимости от величины «среднедушевых располагаемых ресурсов» [14, с. 129-130]. Оценка последних осуществляется с помощью разработанной для развитых стран Европы шкалы ОЭСР.
Шкала принадлежит к классу экспертных (табл. 1). Подобно большинству шкал этого класса она не зависит от экономических показателей семьи и полностью определяется ее демографическими характеристиками. Шкала вычисляется по формуле
ШЭОЭСР = 1 + 0,7(п -1) + 0,5^, (10)
где пв - число взрослых членов семьи, а пЛ - число детей. Другими словами,
удельный вес отдельно проживающего человека принимается за 1, с увеличением же размера семьи каждый дополнительный взрослый увеличивает шкалу на 0,7, а ребенок - на 0,5. Шкала, таким образом, отражает как различие в потребностях между взрослыми и детьми, так и экономию от совместного проживания. Последняя, однако, учитывается частично в той мере, в какой она касается взрослых. Числовые значения шкалы приведены в табл. 4.
Таблица 4
Шкалы эквивалентности для Ярославской области, первый квартал 1997 г.
Состав семьи ШЭТРАД ШЭОЭСР ШЭгб.
пт па
1 0 1,00 1,00 1,00
2 0 2,00 1,70 1,85
3 0 3,00 2,40 2,70
4 0 4,00 3,10 3,55
1 1 2,00 1,50 1,75
1 2 3,00 2,00 2,51
1 3 4,00 2,50 3,26
2 1 3,00 2,20 2,60
2 2 4,00 2,70 3,36
2 3 5,00 3,20 4,11
3 1 4,00 2,90 3,45
3 2 5,00 3,40 4,21
3 3 6,00 3,90 4,96
Шкала для семей, находящихся на границе бедности [15]. Идея, лежащая в основе последней из рассматриваемых здесь шкал, заключается в том, что семьи разного состава, находящиеся на границе бедности, имеют по определению одинаковый уровень жизни, и, следовательно, шкала для них - это просто соотношение их доходов (потребительских расходов). Для реализации этой идеи необходимо ответить на вопрос, какой доход должна иметь семья произвольного состава с тем, чтобы она оказалась на границе бедности. Грубая оценка такого дохода может быть получена с помощью исчисляемых Министерством труда значений прожиточного минимума для разных возрастных категорий населения. Если через ПМТ, ПМЛ и ПМП обозначить величины прожиточного минимума соответственно для
лиц трудоспособного возраста, детей и пенсионеров, то в первом приближении искомый доход равен
X = пТ ПМТ + пй ПМа + п пПМп (11)
где, как и раньше, величины пТ , пЛ и пП обозначают число членов семьи, принадлежащих к разным возрастным категориям.
Принципиальный недостаток формулы (11) заключается в игнорировании эффекта экономии от совместного проживания членов семьи. Суть явления заключается в том, что среди приобретаемых семьей благ наряду с благами индивидуального пользования, т. е. такими, которые целиком потребляются каждым членом семьи в отдельности (например, продукты питания), всегда есть блага общесемейного пользования, потребление которых одним членом семьи не снижает их доступности для остальных (например, отопление жилья). Именно благодаря общесемейным благам потребительские расходы семьи из двух и более человек могут оказаться при прочих равных условиях существенно ниже, чем в случае их раздельного проживания.
Основными источниками экономии, видимо, являются элементы накопленного имущества, разумеется, при условии, что в семье преобладает атмосфера сотрудничества. Это жилье, мебель, предметы бытовой техники и др. Но имущество выпадает из используемых на практике показателей уровня жизни, а следовательно, и ПМ. Что же касается текущего потребления, то в качестве общесемейных благ здесь выступают прежде всего те виды коммунальных услуг, плата за которые не зависит от числа членов семьи (центральное отопление, телефон и др.).
Мы принимаем две упрощающие расчеты гипотезы. Во-первых, все семейное потребление можно разделить на два компонента - блага индивидуального пользования (И) и блага семейные (С). Во-вторых, в виду самодостаточности дифференцированных по возрасту бюджетов прожиточного минимума все они включают оба типа благ: ПМт=Ит+ С, ПМп =И п + С и ПМ^ИЛ С и отличаются друг от друга только минимально допустимым объемом индивидуального потребления. Но тогда при объединении нескольких находящихся на границе бедности человек, каждый из которых располагает потребительскими ресурсами в размере соответствующего ПМ, в единое домохозяйство последнее приобретает возможность потреблять несколько “комплектов” общесемейных благ и должно быть отнесено явно к небедной части общества. Для того, чтобы оно находилось на границе бедности, его ресурсов должно хватать только на один комплект. Таким образом, в формулу (11) должно быть внесено важное уточнение:
Х=птПМт+ пПМа+ п„ПМ„- (п - 1)С, (12)
а соответствующая шкала эквивалентности приобретает вид
ШЭГБ= пТ + пППМп + пдПМд - (п -1)—. (13)
Г - Т ПМТ Д ПМТ ПМТ
Мы рассматриваем пять разновидностей общесемейных благ (топливо для дома, электроэнергию, услуги жилья, центральное отопление и телефон) и предполагаем, что все они являются компонентами ПМ4 Расчеты показывают, что подобно взрослым товарам расходы на перечисленные семейные блага вместе взятые с ростом среднедушевого потребления монотонно растут: у семей в верхней квинтили они в среднем в 3 раза выше, чем в нижней. Поэтому, руководствуясь теми же соображениями, что и в предыдущем разделе, мы усреднили общесемейные расходы домохозяйств, оказавшихся в пределах третьей квинтили, и получили С = 170,2 тыс. руб.
Далее, согласно оценкам Министерства труда, для Ярославской области в первом квартале 1997 г. ПМТ =1127800 руб., ПМ=1020500 руб. и ПМП =706800 руб. С этими оценками трудно согласиться. Представляется, что ПМ для детей в возрасте до
16 лет должен составлять не 90% от ПМТ, а существенно меньше, в то время как оценка ПМ для пенсионеров (62% от ПМТ), наоборот, неправдоподобно низка. Хотя потребности пожилых людей в продуктах питания, новой одежде, обуви, транспортных услугах, вероятно, ниже, чем у тех, кто ведет активный образ жизни, но зато они в гораздо большей степени зависят от услуг ремонта, здравоохранения и от лекарств, стоимость которых не адекватна покупательной способности пенсии. Мы приняли, что ПМП = ПМТ = 1127800 руб.
Результаты расчетов ШЭ по формуле (13) приведены в табл. 4. Они зависят только от двух факторов - перечня учтенных благ общесемейного пользования и соотношения ПМ для разных возрастных категорий населения. Что касается перечня, то, как представляется, он достаточно полон и величина расходов на его приобретение реалистична. Следовательно, реалистичны и относительно высокие значения шкалы для семей, состоящих только из лиц трудоспособного возраста. Оценки для матерей одиночек и супружеских пар с детьми, вероятно, завышены, поскольку фактическая разница в объемах потребления взрослого человека и ребенка, скорее всего, больше, чем различие в их официальных ПМ.
В табл. 4 приведены две шкалы, используемые Госкомстатом: шкала ОЭСР и равная численности семьи традиционная “шкала” для вычисления среднедушевого дохода. Сравнение показывает, что для всех рассмотренных типов семей значения шкалы, предлагаемой авторами настоящей статьи, находятся практически посередине между значениями шкал, находящихся на вооружении Госкомстата. Наша шкала ниже традиционной шкалы, полностью игнорирующей экономию от совместного проживания, но выше шкалы ОЭСР, отражающей масштабы экономии, характерные для стран Западной Европы.
*
*
*
Экономическая наука и мировая статистическая практика накопили большой опыт создания и применения шкал эквивалентности. Прикладные исследования в этой области начались еще в конце позапрошлого века, и с тех пор арсенал предложенных методов продолжает неуклонно расширяться. Начало использования шкал в статистических органах и правительственных учреждениях, осуществляю-
4
Впервые фрагменты непродовольственной части бюджета ПМ были опубликованы лишь в середине ноября 1998 г. [16, с. 1].
щих помощь малоимущим семьям, относится к первой половине 40-х годов ХХ в. (Англия). За истекшие полвека шкалы стали неотъемлемым элементом методологии официальных расчетов бедности и инструментом проведения социальной политики в странах Западной Европы, США и Канады.
Расширение масштабов применения шкал в государственных учреждениях, как правило, не означало все более широкого использования ими концепций и конкретных моделей, появлявшихся в недрах прикладной экономической науки. Роль науки свелась к тому, что в соответствующих министерствах и ведомствах наступило осознание необходимости применения шкал, хотя и самых примитивных. В остальном же наука и практика развивались независимо друг от друга.
Одна из причин этого заключается, на наш взгляд, в том, что, несмотря на кажущуюся простоту задачи, наука до сих пор не предложила однозначного ее решения. Все известные эмпирические методы построения шкал эквивалентности содержат явные либо неявные допущения, обоснованность которых вызывает серьезные сомнения. Сравнивая методы Энгеля и Ротбарта, нельзя сказать, что один из них менее или более совершенен, чем другой. Они оба несовершенны. Использование высококачественных массивов исходных статистических данных не в состоянии компенсировать недостатки, присущие этим методам. Отмеченные крупномасштабные расхождения в вычисленных шкалах являются прямым следствием априорных, невыводимых из наблюдаемых фактов правил, лежащих в основе методов. Сам факт множественности этих правил указывает на их неадекватность.
Попытка Госкомстата воспользоваться для совершенствования ключевых социально-экономических показателей России экспертной шкалой ОЭСР является, на наш взгляд, неоправданной. Эта шкала, будучи более или менее адекватным статистическим инструментом в развитых странах Европы, наверняка неадекватна в социально-экономических условиях России. Она указывает на существенные размеры экономии от совместного проживания. Для развитых стран это весьма правдоподобно, поскольку в состав потребления обеспеченных семей входит относительно много благ, выступающих в роли источников такой экономии. Что же касается России, то обеднение подавляющей части населения повлекло значительный сдвиг в структуре конечного потребления в сторону роста доли продуктов питания и других предметов первой необходимости, т. е. благ, которые потребляются сугубо индивидуально и в роли источников экономии, в принципе, выступать не могут.
Предлагаемая шкала сочетает в себе достоинства, присущие как эмпирическим, так и экспертным шкалам. С одной стороны, такой подход опирается на реальные факты, в частности на результаты бюджетных обследований домохозяйств, и кроме того использует официальные показатели прожиточного минимума для разных возрастных категорий населения. С другой - он удобен в применении: шкала вычисляется по простой арифметической формуле, которая, в принципе, допускает учет экспертных суждений. Но самое главное, метод предусматривает идентификацию всех благ, способных выступать в роли источников экономии от совместного проживания. Благодаря этому шкала приобретает "прозрачность": ее значения для всех типов семей оказываются непосредственно связаны с источниками экономии, характерными для конкретных социально-экономических условий жизни населения.
Литература
1. Mack J., Lansley S. Poor Britain. L., 1985.
2. Banks J., Johnson P. Children and household living Standarts. The Institute for Fiscal Studies. L., 1993.
3. Atkinson A. Poverty and Social Security. 1989. № 4.
4. Ravallion M. Poverty comparisons. A Guide to concepts and methods // The World Bank. Wash. (D.C.). Feb.
1992.
5. Buhmann B. Equivalence scales, well being, inequality, and poverty: sensitivity estimates across ten countries using the Luxemburg income study database //Review of Income and Wealth. 1988. Ser. 34. № 2.
6. Income distribution in OECD countries. Evidence from Luxemburg income study. OECD. P., 1995.
7. Подузов А.А. Измерение бедности. Зарубежный опыт //Проблемы прогнозирования. 1996. № 5.
8. Engel E. Die Lebenskosten Belgischer Arbeiter Familien fruher und jetzt // International Statictical Bulletin. 1895. V. 9.
9. Orshansky M. Who is among the poor: a demographic view of poverty // Social Security Bulletin. July 1965. № 28.
10. Nickolson J. Appraisal of different methods of estimating equivalence scales and their results // The Review of Income and Wealth. March 1980. V. 70. № 1.
11. Deaton A., Muellbaner J. On measuring child costs: with applications to poor countries // J. Political Economy. 1986. V. 94. № 4.
12. Tsakloglou P. Estimation and comparison of to simple models of equivalence scales for the cost of children // The Economic J.. March 1991. V. 101.
13. Rothbarth E. Note on a method of determining equivalent income for families of different composition // War time pattern of saving and spending. L., 1943.
14. Социальное положение и уровень жизни населения России. Стат. сб. М., 1998.
15. Подузов А.А., Кукушкин Д.К. Бедность в России: масштабы и структурные особенности // Проблемы прогнозирования. 1999. № 1.
16. Труд. 1998. 11 ноября.
