Методи аналізу диференціації доходів населення і вивчення його соціальної стратифікації

Для забезпечення ефективного управління соціально-економічними процесами в країні серед інших заходів необхідний моніторинг змін в соціально-економічній структурі суспільства.

Вивчення економічної нерівності і бідності населення набуває особливої значущості для економіки перехідного типу. Значна частина населення Росії в роки перетворень виявилася за межею бідності, але в той же час досить обмежена частина населення стала наближатися за рівнем доходів до найбільш багатим людям в розвинених країнах світу. Високий рівень майнової диференціації населення і підвищення рівня бідності розглядаються в якості загроз економічній безпеці країни.

Оцінка нерівності населення в тій чи іншій мірі ґрунтується на виділенні соціально-економічних верств і груп населення. Такі угруповання можуть спиратися на способи отримання і розміри тієї частки суспільного багатства, якою володіють певні групи.

Джерелом первинної інформації про соціально-економічної диференціації населення Росії є дані щомісячних бюджетних обстежень, проведених Росстатом. На їх основі здійснюється аналіз розподілу доходів, показників споживання та різних складових національного багатства в генеральної сукупності домашніх господарств.

А. Е. Суринов вважає, що в ринковій економіці головним фактором соціальної нерівності, що представляє результат дії всіх інших, є рівень доходу та вартість майна населення, які мають між собою сильну позитивну зв'язок [1] .

У статистичних публікаціях наводяться два види розподілу доходів серед населення:

  • • розподіл населення за величиною середньодушових грошових доходів;
  • • розподіл загального обсягу грошових доходів населення.

Дані про розподіл населення за величиною середньодушових грошових доходів дозволяють дати характеристику середніх показників: модального доходу, медіанне значення доходу і середнього доходу, а також цілого ряду показників структури розподілу доходу: квартилей, квінтелей і децилів.

Розрахунок цих показників розглянемо на прикладі розподілів населення за величиною середньодушових грошових доходів за 2000 і 2004 рр. (Табл. 7.20).

Таблиця 7.20

Розподіл населення Росії за величиною середньодушових грошових доходів

Середньодушовий грошовий дохід, руб. в місяць

Центральне значення інтервалу (дА)

частка

населення,% від виробленого (ωi)

густина

розподілу ( m i)

накопичена

частость

i ),%

2000 р

2004 р

2000 р

2004 р

2000 р

2004 р

до 1000,0

750,0

20,4

1,9

0,041

0,004

20,4

1,9

1000,0-1500,0

1250,0

19,9

4,4

0,040

0,009

40,3

6,3

1500,0-2000,0

1750,0

16,4

6,2

0,033

0,012

56,7

12,5

2000,0-3000,0

2500,0

20,7

14,5

0,021

0,015

77,4

27,0

3000,0-4000,0

3500,0

10,4

13,8

0,010

0,014

87,8

40,8

4000,0-5000,0

4500,0

5,3

11,7

0,005

0,012

93,1

52,5

5000,0-7000,0

6000,0

4,4

17,0

0,002

0,009

97,5

69,5

7000,0 і вище

8000,0

2,5

30,5

0,001

0,015

100,0

100,0

Значення узагальнюючих показників наведені в табл. 7.21. Оскільки ми маємо справу з рядом розподілу з нерівними інтервалами, при визначенні модального значення в якості ваги використовувалися показники щільності розподілу відповідного інтервалу.

Рівень середньодушового доходу, найбільш часто зустрічався у населення Росії в 2000 р, склав 988,1 руб., В 2004 р - 7571,4 руб., У 50% населення в 2000 р середньодушовий дохід був нижчим 1795,7 руб. (Медіана), а в 2004 р - нижче 4786,3 руб. В цілому по Росії розмір середньодушового доходу в 2000 р склав 2272,8 руб., В 2004 р - 5009,8 руб.

Таблиця 7.21

Узагальнюючі показники, що характеризують розподіл населення Росії за розміром середньодушових грошових доходів за місяць

показники

Інтерват значень показників, руб. в місяць

Значення показників, руб. в місяць

2000 р

2004 р

2000 р

2004 р

Мода

до 1000,0

7000,0 і вище

988,1

7571,4

медіана

1500,0-2000,0

4000,0-5000,0

1795,7

4786,3

Середній прибуток

2000,0-3000,0

5000,0-7000,0

2272,8

5009,8

перша дециль

до 1000,0

1500,0-2000,0

745,1

1798,4

дев'ята дециль

4000,0-5000,0

7000,0 і вище

4415,1

8344,3

Співвідношення середніх показників в 2000 р (мода має мінімальне значення з трьох показників) свідчить про наявність правобічної асиметрії в розподілі населення Росії за розміром середньодушового доходу. У 2004 р, навпаки, мода є максимальним показником, що свідчить про наявність в розподілі лівосторонньої асиметрії. Крім того, в 2004 р щільність розподілу в четвертому інтервалі (0,014) дещо менша максимальної щільності останнього інтервалу, що свідчить про наближення розподілу до бімодального.

Тут слід сказати про те, що дані вибіркових бюджетних обстежень населення в будь-якій країні завжди дещо зміщено з тієї причини, що в них слабо представлені (або не представлені зовсім) найбагатші верстви населення. У зв'язку з цим і розрахунки середнього доходу малоїнформатівни, оскільки верхня межа останнього інтервалу не може бути оцінена з достатнім ступенем точності, а використання для її визначення величини попереднього інтервалу призводить до отримання дуже наближеною оцінки.

Нижче наводиться розрахунок показників центру розподілу для кожного року за даними табл. 7.20:

• 2000 р

• 2004 р

де i - величина модального (медіанного) інтервалу.

Структурну характеристику доходів населення можуть дати наступні оцінки:

  • квартили розподілу - значення, що ділять всю сукупність на чотири рівні за обсягом частини. Так, перша квартиль характеризує той середньодушовий дохід, нс вище якого матимуть 25% населення; третя квартиль характеризує ту величину, нс вище якої матимуть середньодушовий дохід 75% населення. За даними 2004 г. 25% населення мали середньодушові доходи нижче 2862,1 руб .;
  • квінтами розподілу - значення, які ділять сукупність на п'ять рівних за обсягом груп, тобто по 20% населення в кожній групі. Перша квінтіль з розподілу 2004 року становив 2517,2 руб., А це означає, що 20% населення мали середньодушові доходи нижче цієї суми;
  • децили - значення, які ділять сукупність на 10 рівних за обсягом частин, тобто по 10% у кожній. Перша група складається з значень, які не перевищують першої децили і т.д., а десята група - з значень, які вище дев'ятої децили.

До найбільш часто вживаним публікували коефіцієнтам диференціації населення за грошовими доходами відносяться наступні.

1. Доцільний коефіцієнт диференціації доходів населення ( ), який показує, у скільки разів мінімальні доходи 10% найбільш забезпеченого населення перевищують максимальні доходи 10% найменш забезпеченого населення:

де - відповідно дев'ята і перша децили.

Наведемо розрахунок децильних коефіцієнтів диференціації:

• 2000 р

, Тобто 10% населення мали дохід не більше 745,1 руб .;

, Тобто 10% населення мали середньодушовий дохід понад 4415,1 руб.

Використовуючи значення дев'ятої і першої децили, отримуємо

Отже, в 2000 р мінімальний дохід 10% найбільш забезпеченого населення в 5,93 рази перевищує максимальний дохід 10% найменш забезпеченого населення.

• 2004 р

Отже, в 2004 р мінімальний дохід 10% найбільш забезпеченого населення в 4,64 рази перевищує максимальний дохід 10% найменш забезпеченого населення.

Таким чином, в 2004 р в порівнянні з 2000 р величина доцільний коефіцієнт диференціації доходів населення знизилася на 21,75%.

2. За несгруппірованних даними визначається коефіцієнт фондів як співвідношення середніх доходів населення в десятій і першою децильних групах.

І коефіцієнт фондів, і доцільний коефіцієнт диференціації доходів розраховуються на основі інформації про розподіл населення за доходами лише в нижній і верхній групах. Для вивчення диференціації доходів по всьому розподілу використовується угруповання населення за квінтильній групам, яка в наочній формі ілюструє диференціацію доходів. У табл. 7.22 наведені дані про розподіл загального обсягу грошових доходів населення за 2000-2008 рр.

Таблиця 7.22

Розподіл загального обсягу доходів населення, %

показники

роки

2000

2004

2005

2006

2007

2008

Грошові доходи, всього

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

У тому числі у 20% -ним групам населення:

перша (з найменшими доходами)

5,9

5,4

5,4

5,3

5,1

5,1

друга

10,4

10,2

10,1

9,9

9,7

9,7

третя

15,1

15,1

15,1

14,9

14,8

14,8

четверта

21,9

22,7

22,7

22,6

22,5

22,5

п'ята (з найбільшими доходами)

46,7

46,6

46,7

47,3

47,9

47,9

Так, в 2008 р на частку 20% найменш забезпеченого населення припадало 5,4% загального обсягу грошових доходів населення, а 20% найбільш забезпеченого населення мали 47,9% сукупного грошового доходу. Звідси випливає, що сукупний дохід населення п'ятої квінтильній групи в 9,39 рази перевищував сукупний грошовий дохід 20% населення першої групи.

Покажчиком диференціації, що використовують всю інформацію про розподіл населення за доходами, є індекс концентрації доходів (коефіцієнт Джині - G) . Він розраховується поданням про накопичених частостей чисельності населення і грошового доходу (табл. 7.23):

де k - число інтервалів угруповання; p i - частка населення, що має середньодушовий дохід, що не перевищує верхню межу i -го інтервата (гр. 3 і 4 табл. 7.23); q i - частка доходів i-ї групи населення в загальній сумі доходів , розрахована наростаючим підсумком (гр. 9 і 10 табл. 7.23).

Для розрахунку накопиченої частости грошового доходу потрібно визначити частку сукупного доходу кожної групи (інтервалу розподілу) в загальній сумі доходів населення. У свою чергу сукупний дохід соответствующсго інтервалу може бути отриманий шляхом множення центрального значення інтервалу ( ) на чисельність населення в цьому інтервалі ( ), тобто розраховуються величини . Сукупний дохід (% від виробленого) визначається відношенням • або, якщо розділити чисельник і знаменник на загальну чисельність населення, отримаємо . Результати розрахунків представлені в гр. 7 і 8 табл. 7.23. Накопичені частости грошового доходу ( Q i) отримують послідовним підсумовування частот інтервалів. Так, для 2000 р (див. Гр. 9 табл. 7.23) накопичені частості визначаються наступним чином: Q 1 = 6,732; Q 2 = 6,732 + 10,945 = 17,677; Q 3 = 6,732 + 10,945 + 12,628 = 30,305 і т.д .

Оскільки накопичені частості в табл. 7.23 представлені в% від виробленого, для визначення коефіцієнта Джині потрібно розділити кожну суму (підсумки гр. 11, 12, 13 і 14) на 10 000.

Величина коефіцієнта Джині змінюється в межах від 0 до 1: чим ближче його величина до одиниці, тим вище рівень концентрації доходу. За даними табл. 7.23 величина коефіцієнта Джині за 2000 р склала 0,358; за 2004 р - 0,271.

Наведені в статистичному щорічнику індекси концентрації доходів розраховані по квінтильній групам, їх значення за 1991-2008 рр. показані в табл. 7.24.

Таблиця 7.23

коефіцієнт Джині

роки

Значення коефіцієнта Джині

тисяча дев'ятсот дев'яносто-один

0,250

1992

0,289

тисячу дев'ятсот дев'яносто три

0,398

1994

0,409

1995

0,381

1996

0,375

1 997

0,381

1 998

0,398

+1999

0,394

2000

0,395

2001

0,397

2002

0,397

2003

0,402

2004

0,407

2005

0,409

2006

0,416

2007

0,423

2008

0,423

Таблиця 7.24

Розрахунок коефіцієнта Джині

Середньодушові грошові доходи, руб.

Накопичена частость (Pi) чисельності населення

Сукупний дохід,% від виробленого

Накопичена частость ( Q i) грошового доходу,%

2000 р

2004 р

2000 р

2004 р

2000 р

2004 р

2000 р

2004 р

2000 р

2004 р

2000 р

2004 р

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

13

14

До 1 000.0

750,0

20.4

1.9

15 300,0

1425,0

6,732

0,284

6.732

0,284

360.61

2,63

271,30

1,79

1000.0-1500,0

1250,0

40.3

6.3

24 875,0

5500,0

10,945

1,098

17,677

1,382

1221,28

22,35

1002,28

17,28

1500,0 2000,0

1750,0

56.7

12,5

28 700,0

10 850,0

12,628

2,166

30,305

3,548

3009,32

134,80

2345,58

95,80

2000,0-3000,0

2500,0

77,4

27,0

51 750,0

36 250,0

22,770

7,236

53,074

10,784

5347,59

551,48

4659,94

439,99

3000,0-4000.0

3500,0

87,8

40,8

36 400,0

48 300,0

16,016

9,641

69,090

20,425

6987,49

1262,13

6432,31

1072,32

4000.0-5000.0

4500,0

93.1

52,5

23 850,0

52 650,0

10,494

10,510

79.584

30,935

8490,73

2692,99

7759,46

2149,96

5000.0-7000,0

6000,0

97.5

69,5

26 400,0

102 000,0

11,616

20,360

91,200

51,295

9750,00

6950.00

9120,01

5129,50

7000.0 і вище

8000,0

100,0

100,0

20 000,0

244 000,0

8,800

48,705

100,000

100,000

-

-

-

-

Разом

227 275,0

500 975,0

100,000

100,000

35 167,02

11616,38

31 590,87

8906,63

458

Тенденція до зростання коефіцієнта Джині в 1991-1994 рр. змінилася деяким зниженням його величини в 1995 і 1996 рр., проте з 1997 р знову спостерігається підвищення значень коефіцієнта, що свідчить про посилення нерівності в розподілі грошових доходів населення в Росії.

Для більш наочної оцінки диференціації населення по середнім доходам і, з нашої точки зору, більш адекватної завданням соціальної стратифікації суспільства, доцільно співвіднести рівень середньодушових доходів з величиною прожиткового мінімуму. Так, в публікаціях Інституту соціально-економічних проблем народонаселення РАН пропонується розбити населення на чотири соціальні прошарки [2] : бідні - з середнім доходом на рівні і нижче прожиткового мінімуму (ПМ); малозабезпечені - сім'ї з душовим доходом до двох ΓΙΜ; відносно забезпечені - з середнім доходом більше трьох ПМ; заможні і багаті - від 5 ПМ і вище. Є пропозиції використовувати для стратифікації шість категорій залежно від вартості мінімального споживчого кошика (МПК) [3] (табл. 7.25).

Таблиця 7.25

Категорії населення в залежності від співвідношення середньодушових грошових доходів і вартості мінімального споживчого кошика

Категорія

Співвідношення середньодушового доходу і МПК

  • 1. Поріг бідності
  • 2. Рівень бідності
  • 3. Малозабезпечені
  • 4. Забезпечені
  • 5. Заможні
  • 6. Багаті

Менш 0,5 МПК

0,5-1,0 МПК

Більш 1,0 МПК, але менш за середнє значення по країні

2,0-5,0 МПК

Більш 5,0 МПК

З доходом, що перевищує середній дохід в 10 разів і більше

Величина ПМ і вартість МПК за 2008 р по всьому населенню і основними соціально-демографічних груп в розрахунку на душу населення в цілому по Російській Федерації наводяться в табл. 7.26.

Наведені в табл. 7.26 дані свідчать про відмінності у величині ПМ в укрупнених соціально-демографічних групах населення, особливо ці відмінності значні при зіставленні з відповідними показниками категорії пенсіонерів.

Безумовно, використання даних про доходи необхідно для виділення різних верств суспільства, проте не можна не бачити, що самі доходи є наслідком соціальних, статусних і демографічних ознак, що обумовлюють процес формування соціально-економічних верств і груп населення.

Таблиця 7.26

Показники прожиткового мінімуму і мінімальної споживчого кошика в Росії в 2008 р, руб.

показники

все населення

В тому числі

працездатне

пенсіонери

діти

Величина прожиткового мінімуму

З неї:

4593,0

4971,0

3644,0

4389,0

вартість споживчого кошика

4280,7

4464,0

3644,0

4389,0

У зв'язку з цим пропонується для виділення однорідних сукупностей домогосподарств або населення спиратися на наступні групи ознак:

  • • прибутково-майнові;
  • • соціально-демографічні;
  • • структурно-дохідні;
  • • структурно-споживчі;
  • • поведінкові;
  • • статусні характеристики;
  • • стиль життя.

Таким чином можна говорити про значення багатовимірних класифікацій для соціальної стратифікації суспільства. Яку класифікацію використовувати, залежить перш за все від поставленого завдання виділення окремих страт. В якості однієї з найважливіших проблем виділяється оцінка соціально-політичної стійкості суспільства, його стабільності. В цьому випадку грунтуються на найпростішою і найбільш поширеної класифікації верств населення і виділяють три групи: бідні, багаті і середній клас. Центральне місце в такому угрупованні належить оцінці чисельності і частки середнього класу. В усталеному суспільстві 30-40% населення має бути середнім класом. У Росії за оцінками авторів монографії "Економічна безпека Росії" [4] приблизно лише 15-20% населення в 2003 р можна віднести до середнього класу. Вони включають в його склад соціально-різнорідну сукупність населення - переважно середню і велику буржуазію, місцеву бюрократію, частково верхній прошарок інтелігенції.

У складі сучасного соціального простору пропонується виділити шість груп, кожна з яких включає певну частину населення:

  • • перша група - сама нечисленна частина сверхбогатого населення - керівники фінансово-промислових груп і найбільших корпорацій; частка цієї групи оцінюється в 0,1%;
  • • друга група - правляча державна бюрократія; на її частку припадає 2%;
  • • третя група - середній шар (його склад наведено вище) - 15%;
  • • четверта група - базовий шар населення, до якого належить нижча і середня частина чиновництва, вчені, лікарі, вчителі, інженери, кваліфіковані робітники і службовці державних і муніципальних підприємств і т.п .; їх частка оцінюється в 66%;
  • • п'ята група - бідне населення, що потребує соціального захисту, становить 10%;
  • • шоста група - кримінальні та напівкримінальні групи населення, і їх частка оцінюється в розмірі 7%.

Використання розподілу населення за рівнем доходів автоматично не дозволяє виділити групу, яка відноситься до середнього класу. Попередньо потрібно визначити нижню і верхню межу сукупного доходу, відповідно до якого буде проводитися виділення середнього класу.

Які підходи можна запропонувати для визначення меж середньодушового доходу для населення, що відносяться до середнього класу? По-перше, дані бюджетних обстежень показують, що рівень середнього доходу, еквівалентний за купівельною спроможністю не більше подвоєної величини ПМ, дає можливість забезпечити лише поточні витрати.

Разом з тим Міністерство економічного розвитку і торгівлі РФ для віднесення населення до середнього класу розглядає такі критерії, як наявність окремої квартири, заміського будинку (дачі), а також автомобіля. Звичайно, і тут необхідна попередня угруповання перерахованих компонентів за розмірами і якістю, оскільки наявність названих видів майна, але з дуже високою вартістю може бути характерно для заможних, багатих і дуже багатих людей.

Але якщо виходити з мінімальних вимог, то в якості нижньої межі середнього класу можна скористатися подвоєною або навіть потрійною величиною ПМ. Верхню межу доходів середнього класу пропонується розраховувати шляхом множення медіанного доходу на коефіцієнт, що дорівнює двом, що також представляється не безперечним. Сказане свідчить про необхідність подальшої роботи з обгрунтування сукупності ознак і кордонів віднесення населення до середнього класу.

  • [1] Суринов, А. Е. Доходи населення. Досвід кількісних вимірювань / А. Е. Суринов. - М .: Фінанси і статистика, 2000..
  • [2] Питання статистики. - 2001. - № 6. - С. 5-6.
  • [3] Питання статистики. - 2000. - № 8. - С. 20.
  • [4] Економічна безпека Росії: Загальний курс: підручник / за ред. В. К. Сенчагова. - М .: Справа, 2005. - С. 670-673.
 
< Попер   ЗМІСТ   Наст >