Где пролегает «черта бедности» в России?

Слободенюк Е.Д.
Аникин В.А.


По мере выхода России из экономического кризиса 2014-2016 гг. и вступления ее в новую фазу экономического развития, которая может характеризоваться низкими темпами экономического роста и непростой экономической обстановкой в целом, вновь стала актуальной задача комплексной оценки масштабов, характеристик, структуры и динамики группы российских бедных. Однако ввиду дискуссионного характера различных концепций бедности эта задача носит не только содержательный, но и методологический характер. Поэтому цель нашего исследования — выявишь относительную монетарную черту бедности применительно к условиям современной России и на основе проведенного анализа определить ключевые риски бедности, требующие особого внимания при разработке комплексных мер социальной политики в ее широком понимании (Baidock et al., 2011).

В науке к настоящему моменту сформировалось три ключевых теоретико-методологических подхода к пониманию бедности — абсолютный, относительный и субъективный, в рамках каждого из которых разработаны как монетарные, так и немонетарные методики выделения группы бедных. В основу исследования для достижения поставленной задачи были положены монетарные линии абсолютной и относительной бедности1. Напомним суть этих теоретических подходов.

В рамках абсолютного подхода бедность понимается как отношение к некоему абсолютному, экспертно заданному стандарту уровня жизни. Этот подход к бедности позволяет выявить адресатов социальной политики, по этой причине «черта бедности» во многом определяется бюджетными возможностями государств, а также тем, какой группе населения предполагается предоставлять помощь. Основа абсолютного подхода к бедности была заложена Б. Роунтри (Rowntree, 1901; Rowntree, Kendall, 1913). Впоследствии методика расчета абсолютной бедности (прожиточного минимума) на основе потребительской корзины была утверждена на международном уровне Конвенциями МОТ № 82 и № 117, в соответствии с которыми при установлении прожиточного минимума принимаются во внимание такие основные потребности семей работников, как продукты питания и их калорийность, жилище, одежда, медицинское обслуживание и образование (ILO, 1947, 1962). В нашей стране аналогичная методика была введена в 1920-е годы и впоследствии неоднократно адаптировалась к изменяющимся социально-экономическим условиям. Именно на основе абсолютного подхода в рамках государственной социальной политики в нашей стране десятилетиями определялась категория «малоимущих», имеющих право претендовать на особые трансферты и льготы от государства. Этот подход чаще всего используется для оценки масштабов и специфики бедности в научных исследованиях (Тихонова, 2003; Можина и др., 1998; Всемирный банк, 2004; Овчарова, 2012; Карабчук и др., 2013; Абанокова, Локшин, 2014).

Относительный подход к бедности позволяет выделить часть населения, которое не имеет возможности поддерживать типичный для данного сообщества образ жизни, претерпевает лишения, и потому осознается всеми представителями данного общества как группа «выпадающих» по своему уровню жизни из некоей принятой в нем нормы. Основы относительного подхода были заложены П. Таунсендом в 1970 —1980-х годах (Townsend, 1979; 1987), а первые методики в рамках этого подхода были основаны на немонетарных показателях — индексах лишений, которые первоначально формировались на основе экспертного подбора ключевых деприваций, а затем — путем опроса населения о типичных маркерах бедности (Mack, Lansley, 1985). Эмпирическая апробация использованного подхода подтвердила его надежность, так как ключевые маркеры бедности оказались типичными в представлениях всех членов конкретного общества вне зависимости от их уровня жизни, в том числе и в России (Тихонова, 2003; Можина и др., 1998). Впоследствии немонетарная относительная черта бедности была оценена в денежном эквиваленте, который для развитых стран составил от 0,4 до 0,6 медианы душевых доходов.

Относительный подход к бедности позднее был положен в основу построения стратификации доходов в различных обществах, так как позволял обосновать нижнюю границу среднего класса, представители которого должны иметь доходы, страхующие от обеднения. В результате применения относительного подхода к концепции доходной стратификации в большинстве исследований границы бедности составили 0,4 — 0,6 медианы душевых доходов, а граница высокой уязвимости к бедности — 0,75 медианы душевых доходов (Blackburn, Bloom, 1985; Davis, Huston, 1992; Thurow, 1984; Birdsall et al., 2000; Chauvel, 2013; Pressman, Scott, 2009; Grabka, Frick, 2008; Peichl et al., 2010; Eisenhauer, 2011; Smeeding, 2006; Kangas, 2001; Atkinson, Brandolini, 2013; Ölafsson, Kristjänsson, 2013; Vanneman, Dubey, 2013)2. Определение точной относительной черты бедности для каждого конкретного общества остается сложной методологической задачей. Еще более сложная задача — определить зону «плавающей» бедности, то есть высоких и воспроизводящихся рисков. В качестве метода ее решения было предложено верифицировать эту границу на уровне доходов, при котором риски обеднения превышают 10% (Lopez-Calva, Ortiz-Juarez, 2014). Для этого необходимо определить черту абсолютной бедности, если исходить из предположения, что размер прожиточного минимума (черта бедности, выделенная в рамках абсолютного подхода) также отражает представление общества о наборе лишений, который соответствует отклонению от характерного для него «нормального» уровня жизни, с понижающей коррекцией на бюджетные возможности.

Задача верификации относительных границ высоких рисков бедности применительно к России заключалась в ответе на вопрос о том, какой доход (доля медианы распределения доходов) страхует от перехода за черту установленного в России прожиточного минимума с вероятностью 90% и каковы характеристики части россиян, которые имеют доходы ниже этой относительной черты. Для верификации относительных границ высоких рисков бедности мы использовали базу РМЭЗ НИУ ВШЭ, позволяющую анализировать панельные данные. Так как доходы населения нестабильны и связаны с внешними экономическими и социальными условиями, мы выбрали четыре (22—25-я) волны исследования, охватывающие как благополучные предкризисные годы (2012—2013 гг.), так и начало экономического кризиса 2014—2016 гг. (опросы 2014—2015 гг.). Риск бедности определялся как вероятность включения представителей разных групп, выделенных на основе соотношения их доходов с доходами других респондентов (с медианой среднедушевых доходов), в группу бедных по абсолютному подходу (имеющих среднедушевые ежемесячные доходы в домохозяйствах ниже уровня прожиточного минимума). Это позволило сопоставить абсолютную и относительную черту бедности в условиях современной России, а также оценить границы высоких рисков бедности в рамках стратификации населения по доходам3.

Анализ специфики групп, относительно и абсолютно бедных с точки зрения их состава, основан на данных третьей волны мониторингового проекта, выполненного в Институте социологии РАН с 2014 г. по настоящее время (см.: Горшков, Тихонова, 2016)4. Опросы с выборкой 4000 человек, проводимые в рамках этого исследования дважды в год, репрезентируют население страны по территориально-экономическим районам согласно районированию Росстата, а внутри них — по типам поселения, полу, возрасту и профессиональному статусу.

Для достижения максимальной сопоставимости наших оценок в рамках абсолютного подхода с данными статистики выбрана методика, приближенная к используемой Росстатом: абсолютная черта бедности рассчитывалась индивидуально для каждого домохозяйства путем суммирования относившихся к нему нормативов прожиточного минимума в зависимости от региона проживания домохозяйства и состава последнего (количества детей, пенсионеров и людей трудоспособного возраста)5. Полученная величина соотносилась с совокупным доходом домохозяйства, который указывали сами респон денты6. К числу бедных в результате этой процедуры были отнесены все домохозяйства, совокупный доход которых оказался меньше рассчитанного индивидуально для каждого из них совокупного прожиточного минимума. Использование региональных значений прожиточного минимума обусловлено тем, что величина прожиточного минимума в России определяется для каждого региона отдельно и может достаточно сильно различаться7. Рассмотрим результаты проведенного анализа.

Верификация относительной черты бедности в современной России

Как мы отмечали выше, к высоким относятся риски бедности свыше 10% (Lopez-Calva, Ortiz-Juarez, 2014). В данном исследовании под «риском» бедности для разных доходных групп понимается вероятность представителей этих групп перейти в группу населения, имеющего доходы ниже прожиточного минимума в регионе проживания8. Для решения этой задачи сначала было необходимо определить, в какой группе (процентиле) относительно общестрановой медианы душевых доходов вероятность перехода в бедность начинает резко расти и число бедных превышает 10%. Чтобы оценить риск бедности в каждом календарном году для четырех групп россиян, мы рассчитали различные медианы среднедушевых доходов: региональную (как показатель, в большей степени соответствующий абсолютной методологии выделения бедных службами государственной статистики9), общероссийскую, а также медиану по типам поселений. На основе полученных показателей в каждом из трех вариантов расчетов были сформированы группы по доходам, 20 из которых имели доходы ниже медианы, а 20 — выше медианы. Во всех этих группах была оценена доля россиян, доходы которых ниже прожиточного минимума, рассчитанного исходя из состава домохозяйства, в котором они проживали, а затем эти группы для удобства визуализации были укрупнены (табл. 1).

Как видно из таблицы 1, бедные по абсолютному подходу составляют большинство в группах с доходами от 0,5 до 0,66 общероссийской, от 0,55 до 0,66 региональной и от 0,5 до 0,6 (включительно) поселенческой медианы. Таким образом, традиционные для развитых стран границы бедности по относительному подходу 0,5 — 0,66 медианных распределений применимы и в нашей стране.

Менее тривиальная задача — определить зону высоких рисков бедности, которые гораздо больше зависят от экономической ситуации, чем собственно абсолютная черта бедности. Как свидетельствуют данные (см. табл. 1), переход от рисков иметь доходы ниже прожиточного минимума, превышающих 10%, к рискам бедности меньше 10/ о возможен в интервале медианных значений от 0,60 до 0,90, однако точное значение колеблется в зависимости от календарного года (приходящегося на разные годы экономического цикла) и выбранного показателя медианы среднедушевых доходов (региональной, общероссийской, поселенческой). При этом показатель порогового значения доходов, «страхующих» от бедности с вероятностью 90%, в наибольшей степени зависит от экономической обстановки, в которой проводилось исследование. Это не удивительно, так как на выбранный временной интервал пришлись начало экономической рецессии и экономический кризис с сопутствовавшим им падением покупательной способности российского рубля, а также сокращением/задержками заработной платы, с чем чаще всего сталкивались бедные и малообеспеченные россияне. По этой причине в условиях кризиса доходы россиян сокращались, медиана доходов все больше приближалась к прожиточному минимуму, а относительная черта бедности соответственно повышалась. В итоге в экономически стабильные годы уровень высоких (более 10%) рисков бедности составляет 0,65 — 0,70 общероссийской медианы среднедушевых доходов, а в годы экономической рецессии и кризиса — 0,70 — 0,75. Таким образом, граница 0,5 медианы душевых доходов отсекает не всех бедных, а только их наиболее неблагополучную часть. Граница 0,75 медианы действительно определяет как собственно бедных, так и тех, для кого характерны высокие риски оказаться в числе бедных и близкий к ним уровень жизни, или кто подвержен «плавающей бедности».

Доля бедных россиян в доходных группах, выделенных на основе медианы распределения доходов

Учет пространственной неоднородности России несколько корректирует эти оценки. Применение медианы среднедушевых доходов, рассчитанных для различных типов поселений (города различной численности, поселки городского типа и села), повышает эти оценки до 0,75-0,80 в 2012-2013 гг. и 0,80-0,85 в 2014-2015 гг. Отчасти это повышение границ объясняется тем, что величина прожиточного минимума в России не дифференцирована по типам поселений. Это означает, что в типах поселений, где ниже уровень жизни, установленный в ценах всего региона прожиточный минимум ближе к медиане среднедушевых доходов, чем в крупных городах того же региона.

Использование региональной медианы повышает черту относительно высоких (более 10%) рисков бедности до 0,80 — 0,85 в докризисные и 0,85 — 0,90 в кризисные годы, что объясняется высокой долей регионов, медианный уровень доходов в которых ближе к величине прожиточного минимума (см. Приложение 1). (В развитых странах в качестве относительной черты бедности обычно используют 0,4 — 0,6 величины медианы среднедушевых доходов.) В четверти регионов, входящих в выборки РМЭЗ НИУ ВШЭ, прожиточный минимум составляет не более 60% региональной медианы, а в каждом пятом регионе медиана доходов настолько низкая, что прожиточный минимум составляет от нее не менее 80%. Это свидетельствует о большей, чем за рубежом, близости официально установленной черты бедности к норме жизни в некоторых регионах России. Последнее следует понимать не как завышение прожиточного минимума в нашей стране (неадекватность заложенного в нем стандарта жизни существующим социально-экономическим реалиям и бюджетным возможностям), а как занижение медианных доходов во многих регионах страны, вызванное высоким неравенством в доходах. Об этом говорят россияне, когда называют наиболее острые, на их взгляд, проблемы неравенства, существующие сегодня в нашем обществе (Мареева, Тихонова, 2016).

Сравнительно высокие (более 10%) риски перейти в абсолютную бедность (опуститься ниже черты прожиточного минимума) в отдельный момент времени характерны для россиян с доходами до 0,75 медианы, хотя в кризисные годы эта величина может приближаться к 0,9 медианы доходов (в отдельных регионах даже превосходить ее). Порогом безусловной бедности выступает доход 0,5 медианы распределения душевых доходов, при котором риски перейти в группу бедных превышают 75%.

В октябре 2015 г. бедные с доходами менее 0,5 медианы составили 6% всех россиян, а бедные с доходами менее 0,75 медианы и с доходами менее величины прожиточного минимума — по 25%, и последние две группы частично пересекались между собой. При этом практически все (99%) россияне с доходами менее 0,5 медианных имели доходы ниже величины прожиточного минимума, а среди тех, чьи доходы составили менее 0,75 медианных, таких было 73%.

Определим россиян с доходами менее 0,5 региональной медианы как представителей «глубокой относительной бедности» (для упрощения восприятия в тексте будем далее называть их «глубоко бедными»), с доходами менее 0,75 региональной медианы — как «относительно бедных», а с доходами менее 1 прожиточного минимума — как «абсолютно бедных». В чем специфика жизни и причины обеднения этих групп россиян? Уделим особое внимание глубокой бедности, так как черта бедности, соответствующая 0,5 медианы душевых доходов, применяется в международных исследованиях.

Факторы глубокой бедности и абсолютной бедности

Чтобы понять, насколько схожи факторы глубокой и абсолютной бедности, мы провели эконометрический анализ вероятности оказаться в числе бедных на основании бинарной логистической регрессии. С опорой на исследования разных лет (Горшков, Тихонова, 2014; Можина и др., 1998; Тихонова, 2003; Akerele et al., 2012; Bhalla, Lapeyre, 2004; Chow, 2015; Green, Hulme, 2005; Marsh, 2013; Rodriguez, Smith, 1994; Thorat et al., 2017; Townsend, 2013; Tikhonova, Slobodenyuk, 2015), а также с учетом ограничений имевшихся эмпирических данных мы оцениваем 14 основных социально-экономических факторов бедности, сгруппированных в четыре категории.

Факторы иждивенческой нагрузки, то есть наличие в домохозяйстве хотя бы одного иждивенца из числа 1) трудоспособных, не имеющих работы; 2) неработающих пенсионеров или инвалидов 1 или 2 группы; 3) несовершеннолетних детей10.

Факторы, обусловленные спецификой места индивида на рынке труда и его места в системе отношений занятости (Goldthorpe, 2002), в том числе: 4) образование индивида (среднее специальное и ниже); 5) характер занимаемой им профессионально-должностной позиции, не требующей высшего образования, или статус рабочего; 6) тип собственности предприятия, на котором он работает (негосударственное предприятие)11; 7) отсутствие официального оформления на работу по решению работодателя или выплата части заработной платы неофициально (Chen et al., 2006; Kallenberg et al., 2000; Standing, 2011)12; а также 8) отсутствие у индивида властного ресурса на рабочем месте (Wright, 1997).

Факторы, обусловленные индивидуальными характеристиками: 9) приверженность индивида (или членов его семьи) вредным привычкам (включая алкоголизм и наркоманию); 10) признаки материальной депривации, индикатором чего может быть отсутствие собственности на квартиру или дом, в котором проживает домохозяйство респондента13.

Традиционные демографические факторы: 11) тип населенного пункта, в котором проживал индивид (сельская местность, включая поселки городского типа); 12) пол респондента (женский); 13) возраст и 14) возраст в квадрате для учета нелинейной формы связи в случае ее наличия.

В качестве зависимых переменных в обоих случаях выступал бинарный индикатор бедности. Все указанные переменные, за исключением переменной возраста, также имели бинарную размерность. Логистическая регрессия на указанном наборе факторов оценивалась методом максимального правдоподобия. В качестве статистического критерия качества модели использованы глобальные экстремумы логистических функций максимального правдоподобия, а также основанные на них критерии: коэффициент детерминации Макфаддена, модифицированный байесовский информационный критерий (BIC', подробнее см.: Long, 1997) и информационный критерий Акаике (AIC), а также данные теста Хосмера—Лемешоу на объяснительную силу модели. Все оценки эффектов, детерминирующих вероятность перейти в состав абсолютно бедных, приведены в таблицах 2—3 (см. модель 4). Показатели качества моделей приведены в Приложениях 2—3.

Как видно, абсолютная бедность в России имеет сложную социе-тальную природу, включающую как социально-экономические, так и демографические причины. Переход в число бедных возможен вследствие не только «плохих» рабочих мест (из-за невозможности влиять на процесс принятия решений и нарушения трудового законодательства в части неофициального оформления на работу или «серой» заработной платы), но и низких показателей человеческого капитала работников (физический труд и соответствующий ему уровень формального образования — среднее специальное и ниже). Причем это имеет место как на государственных предприятиях, так и в коммерческих фирмах (как видно из моделей, влияние типа собственности предприятия статистически не значимо при определении вероятности перехода в абсолютную бедность). Получается, что в зоне риска как минимум половина российских работников, занятых в реальном секторе. Это подтверждает существующие оценки российской модели бедности как «бедности эксплуатируемого труда», которая обусловлена низкими доходами рабочих (Anikin, Tikhonova, 2016). В целом полученные данные заставляют задуматься о перспективах реиндустриализации страны и технологического переоснащения российской промышленности.

Проблема осложняется еще и тем, что с ростом социальной нагрузки семьи в смысле наличия иждивенцев, которые не приносят доходы даже в виде трансфертов, и проживания с неработающими трудоспособными и/или несовершеннолетними детьми (наличие в семье инвалидов 1 или 2 группы или неработающих пенсионеров оказалось незначимым) увеличивается риск абсолютной бедности, особенно если у семьи нет своего жилья. В среднем вероятность пополнить ряды абсолютно бедных среди женщин и представителей старших возрастов14статистически выше, что нужно учитывать при разработке мер социальной поддержки россиян в старости, в частности реформы пенсионной системы и таких непопулярных в стране мер, как повышение пенсионного возраста. Особую группу риска составляют матери-одиночки или семьи с большой иждивенческой нагрузкой.

Таблица 2

Факторы перехода в число абсолютно бедных, данные логистической регрессии (логит) (N = 2537)

Фактор бедности (регрессор)

Модель

1

2

3

4

5

1. Наличие в семье неработающих трудоспособных

1,509"* (0,165)

1,545*** (0,165)

1,532*** (0,165)

1,550*** (0,165)

1,538*** (0,165)

2. Наличие в семье инвалидов 1 или 2 группы или неработающих пенсионеров

-0,0942 (0,146)

-0,0908 (0,145)

-0,0804 (0,145)

-0,0833 (0,145)

-0,0737 (0,145)

3. Наличие в семье несовершеннолетних детей

0,962*** (0,111)

1,007*** (0,112)

1,022*** (0,113)

1,017*** (0,112)

1,033*** (0,113)

4. Образование среднее специальное и ниже

0,460" (0,186)

1,637*** (0,309)

1,681*** (0,315)

1,710*** (0,312)

1,754*** (0,320)

5. Физический характер труда

0,470** (0,207)

0,554" (0,234)

0,534** (0,235)

0,493** (0,229)

0,467" (0,229)

6. Негосударственное предприятие

-0,125 (0,117)

-0,127 (0,118)

-0,120 (0,118)

-0,113 (0,117)

-0,105 (0,118)

7. Неофициальное оформление на работу или «серая» заработная плата

0,202* (0,107)

0,189* (0,108)

0,182* (0,108)

0,194* (0,108)

0,188* (0,109)

8. Отсутствие властного ресурса на работе (какого-либо влияния на рабочем месте)

0,488*** (0,116)

0,508*** (0,116)

0,503*** (0,116)

0,497*** (0,116)

0,492*** (0,116)

9. Наличие вредных привычек у кого-либо в семье

-0,144 (0,237)

-0,153 (0,243)

-0,116 (0,244)

-0,142 (0,243)

-0,104 (0,243)

10. Отсутствие собственного жилья

0,333" (0,150)

0,349" (0,152)

0,341" (0,150)

0,354** (0,152)

0,346" (0,150)

И. Проживание в сельской местности

1,132*** (0,114)

0,467 (0,301)

0,512* (0,301)



12. Женский пол

0,233" (0,103)

0,402*** (0,123)

0,399*** (0,123)

0,365*** (0,119)

0,358*** (0,119)

13. Возраст

0,116*** (0,0381)

0,123*** (0,0384)

0,103*** (0,0392)

0,122*** (0,0383)

0,102*** (0,0392)

14. Возраст (квадратичный)

-0,00164*** (0,000482)

-0,00173*** (0,000485)

-0,00173*** (0,000493)

-0,00170*** (0,000483)

-0,00171*** (0,000491)

15. Совместный эффект образования и профессиональной позиции


-1,422*** (0,363)

-2,495*** (0,590)

-1,499*** (0,365)

-2,532*** (0,590)

16. Совместный эффект профессиональной позиции и проживания в сельской местности


1,105*** (0,296)

1,055*** (0,295)

1,496*** (0,170)

1,484*** (0,169)

17. Совместный эффект проживания в сельской местности и пола


-0,498" (0,228)

-0,490** (0,228)

-0,350* (0,210)

-0,329 (0,210)

18. Совместный эффект профессиональной позиции, образования и возраста



0,0284** (0,0125)


0,0273** (0,0124)

Константа

-5,061*** (0,741)

-5,263*** (0,751)

-4,531*** (0,796)

-5,177*** (0,748)

-4,464*** (0,794)

Примечание. В скобках указаны робастные ошибки соответствующих оценок коэффициентов. *** р < 0,01; ** р < 0,05; * р < 0,1. Полужирным шрифтом выделена модель 4, которая, согласно критериям качества, представленным в таблицах приложения П2 и ПЗ, наиболее соответствует используемым данным.

Источник: расчеты авторов на основе данных ИС РАН, 2015.

Проживание в сельской местности имеет значение лишь в связи с реалиями рынка труда, что подтверждает оценки экспертов о фраг-ментированности рынка труда в современной России. Это проявляется в низкой возможности зарабатывать в сельской местности физическим трудом.

Похожая ситуация характерна и для глубоко бедных, выделенных в рамках относительного подхода к стратификации, то есть имеющих среднедушевые доходы менее 0,5 региональной медианы распределения доходов (табл. 3 и Приложение 3).

Таблица 3

Факторы перехода в число глубоко бедных, данные логистической регрессии (N = 2537)

Фактор бедности (регрессор)

Модель

1

2

3

4

1. Наличие в семье неработающих трудоспособных

1,514"* (0,227)

1,500*** (0,225)

1,532*** (0,227)

1,507*** (0,225)

2. Наличие в семье инвалидов 1 или 2 группы или неработающих пенсионеров

0,282 (0,240)


0,280 (0,242)

0,296 (0,239)

3. Наличие в семье несовершеннолетних детей

1,194"* (0,214)

1,236*** (0,207)

1,202*** (0,216)

1,272*** (0,207)

4. Образование среднее специальное и ниже

0,0601 (0,322)




5. Физический характер труда

0,730* (0,397)

0,754*** (0,256)

0,597" (0,278)

0,587** (0,278)

6. Негосударственное предприятие

-0,235 (0,199)


-0,228 (0,202)

-0,222 (0,202)

7. Неофициальное оформление на работу или «серая» заработная плата

0,282 (0,193)


0,287 (0,195)

0,293 (0,193)

8. Отсутствие властного ресурса на работе

0,626*** (0,218)

0,657*** (0,222)

0,607*** (0,223)

0,600*** (0,222)

9. Наличие вредных привычек у кого-либо в семье

0,306 (0,343)


0,312 (0,348)

0,283 (0,346)

10. Отсутствие собственного жилья

0,632*** (0,226)

0,630*** (0,224)

0,652*** (0,228)

0,646*** (0,226)

11. Проживание в сельской местности

0,740*** (0,189)

0,738*** (0,187)



12. Женский пол

0,725*** (0,192)

0,752*** (0,192)

0,742*** (0,193)

0,738*** (0,193)

13. Возраст

0,0662 (0,0578)


0,0693 (0,0571)


14. Возраст (квадратичный)

-0,000842 (0,000711)


-0,000877 (0,000706)


15. Совместный эффект образования и проживания в сельской местности



0,952*** (0,207)

0,941*** (0,207)

Константа

-6,789*** (1,178)

-5,555*** (0,334)

-6,718*** (1,160)

-5,471*** (0,344)

Примечание. В скобках указаны робастные ошибки соответствующих оценок коэффициентов. *** р < 0,01; ** р < 0,05; * р < 0,1. Полужирным шрифтом выделена модель 4, которая, согласно критериям качества, представленным в таблицах приложения П2 и ПЗ, наиболее соответствует используемым данным.

Источники: расчеты авторов на основе данных ИС РАН, 2015.

Как и в случае с моделями абсолютной бедности, эффект проживания в сельской местности оказывается очень нестабильным. Исключение его из модели и учет наряду с низким уровнем образования позволяет добиться более высокого статистического качества модели (модель 4), что отражено в Приложении 3. С содержательной точки зрения это свидетельствует о том, что тип поселения сам по себе не является самостоятельным фактором перехода в бедность, но скорее выступает как контекстная переменная, которая усиливает фундаментальные показатели (низкий профессиональный статус в случае относительной глубокой бедности и неразвитый человеческий капитал — при абсолютной).

Влияние иждивенческой нагрузки в части проживания с детьми и неработающими трудоспособными на вероятность перехода в число глубоко бедных, по аналогии с абсолютной бедностью, статистически значимо, причем эти эффекты распределены пропорционально во всех возрастных когортах. Применение относительного подхода позволяет избежать локализации бедности среди россиян старших возрастов.

Сравнивая два подхода, мы можем заключить, что глубокую бедность объясняет лишь половина всех ключевых факторов абсолютной бедности. Основное различие между этими типами бедности в том, что для абсолютной бедности существенно более значимы факторы, обусловленные образованием человека, его положением на рынке труда и характеристиками рабочего места, а при объяснении глубокой бедности последние оказываются не значимыми либо значимы в меньшей степени. Так, из всего списка возможных социально-экономических индикаторов статистически значимое влияние на вероятность перехода в число глубоко бедных оказывают отсутствие властного ресурса на рабочем месте и физический характер труда.

Человеческий капитал в чистом виде (формальный уровень образования, рассматриваемый вне его связи с неэкономическим неравенством, например, с типом поселения) оказывается незначимым для вероятности перехода в число глубоко бедных. Это свидетельствует о том, что переход в глубокую бедность практически не зависит от усилий человека, а обусловлен его низким социально-экономическим статусом, существенным атрибутом которого выступает высокая совокупная социальная нагрузка семьи. Получается, что в случае глубокой бедности — которая распространена гораздо меньше, уровень доходов гораздо ниже15, а дефицит доходов, напротив, выше, — наибольшее значение имеет соотношение работающих членов семьи и иждивенцев.

Рассмотрим ключевые особенности «относительной бедности» (с порогом 0,75 региональной медианы) в сравнении с двумя рассмотренными группами. Остановимся на наиболее значимых характеристиках.

Три вида бедности в сравнении с небедным населением

Как показали результаты регрессионного анализа, одним из ключевых факторов бедности для всех ее видов выступает иждивенческая нагрузка. Однако хотя характер иждивенческой нагрузки в группах бедных идентичен, глубокая бедность имеет значимое отличие: в составе этих домохозяйств в 1,5 раза выше доля неработающих членов семей, находящихся в трудоспособном возрасте. Относительная бедность отличается повышенной (в 1,3 раза по сравнению с глубокой и абсолютной бедностью) долей неработающих пенсионеров (табл. 4). Это значит, что широкое представительство пенсионеров не относится к особенностям группы с доходами ниже прожиточного минимума и глубоко бедных, но большинство из них находятся на границе прожиточного минимума, близко к черте бедности и не переходят ее только в силу более низкого уровня прожиточного минимума пенсионера, чем установленный для трудоспособных россиян.

Таблица 4

Наличие иждивенцев в домохозяйствах бедного и небедного населения, 2015 г. (в %)

Тип иждивенцев

Небедное население

Бедное население

доходы выше 1 ПМ

доходы менее 1 ПМ

доходы менее 0,5 региональной медианы

доходы менее 0,75 региональной медианы

Безработные

5

20

32

19

Инвалиды 1 или 2 группы

6

6

7

8

Хронические больные

1

3

3

3

Неработающие пенсионеры

29

23

24

33

Неработающие студенты

15

19

19

18

Несовершеннолетние дети

34

59

62

53

Нет никого из них

28

11

6

9

Примечание. Здесь и далее ПМ — прожиточный минимум. Полужирным шрифтом выделены наиболее характерные (статистически значимые) отличия рассматриваемых групп. Уровень значимости а < 0,05.

Источник: здесь и далее в таблицах — расчеты авторов на основе данных ИС РАН, 2015.

Если говорить о специфике домохозяйств бедного и небедного населения, то главные их отличия — высокая доля домохозяйств с неработающими в трудоспособном возрасте и детьми у представителей домохозяйств всех типов бедности и значительно более высокая доля домохозяйств без иждивенческой нагрузки среди небедных.

Самооценки здоровья у всех бедных довольно близки: каждый пятый оценивает свое здоровье как плохое (23% у глубоко бедных и 21% — у представителей двух других групп бедных), а среди небедных россиян таких в 2 раза меньше (13%). Таким образом, плохое состояние здоровья выступает одним из ключевых рисков перехода в бедность любого типа, однако не дифференцирует три типа бедности между собой.

Важное место среди социально-демографических особенностей бедных занимает размер их домохозяйств. Как видно из рисунка 1, для всех бедных характерны большие (более четырех человек) домохозяйства, причем для глубоко бедных это характерно даже в большей степени: каждое четвертое относительно бедное домохозяйство состоит минимум из пяти человек, а среди абсолютно бедных — уже каждое пятое. Относительно бедные чаще проживают малыми домохозяйствами, чем глубоко и абсолютно бедные. В то же время для небедного населения проживание широкими семьями в принципе нетипично (8%).

Размер домохозяйств бедного и небедного населения

Из представленных данных можно сделать вывод, что крупным семьям тяжелее поддерживать типичный уровень жизни для региона их проживания. И это не удивительно: детальный анализ расширенных семей, проведенный в предшествующих исследованиях (Слободенюк, 2014), показал, что они наиболее часто представлены проживающими в сельской местности семьями, либо семьями с большим количеством детей, либо широкими многопоколенческими семьями с детьми. Таким образом, к относительной бедности приводит не сам по себе большой размер таких домохозяйств, а факторы, которые чаще этому сопутствуют, — иждивенческая нагрузка и проживание в сельской местности, где вероятность оказаться в числе бедных относительно больше. Риск оказаться за чертой бедности в селах и поселках городского типа объективно выше, чем в городах (рис. 2), за счет специфики их рынка труда.

Место проживания бедного и небедного населения

Как видим, все три группы бедных схожи по ключевым социально-демографическим характеристикам, однако все социально-демографические особенности бедных проявляются у глубоко бедных ярче, чем у абсолютно бедных, а у относительно бедных — несколько слабее. Проявляется ли эта закономерность применительно к работающим представителям анализируемых групп бедных?

Как уже отмечалось выше, в России доминирует индустриальная бедность, или «бедность эксплуатируемого труда», связанная с низкой зарплатой российских работников, прежде всего лиц, занятых физическим трудом. Двумерный статистический анализ профессионально-должностных позиций, которые занимают представители трех рассматриваемых групп бедного населения, не только подтверждает данное наблюдение, но и существенным образом дополняет его. Так, лица, занятые физическим трудом, составляют большую часть среди работающих из всех трех групп бедных — 46% в составе абсолютно бедных, 41% среди находящихся в глубокой бедности и 45% среди относительно бедных (табл. 5). Для сравнения: в состав небедного населения входят 35% рабочих. Любопытно, что состояние глубокой бедности для рабочих значимо связано с уровнем их квалификации. Так, относительная доля низко- и неквалифицированных рабочих (1-2 разрядов и без разряда), находящихся в глубокой бедности, составляет 19%, а их доля среди абсолютно бедных — 13% (14% среди относительно бедных).

Таблица 5

Профессионально-должностная композиция работающих представителей бедного и небедного населения, 2015 г. (% работающих)

Профессионально-должностная позиция

Небедное население

Бедное население

доходы выше

1 ПМ

доходы менее

1 ПМ

доходы менее 0,5 региональной медианы

доходы менее 0,75 региональной медианы

«Самозанятые», имеющие чисто семейный бизнес

1

1

2

1

Лица, занятые нефизическим трудом, в том числе:





Предприниматели, имеющие наемных работников

2

1

0

0

Руководители, заместители руководителей организации

6

3

2

2

Специалисты, работающие

30

14

15

14

на должностях, предполагающих высшее образование

Служащие, работающие на должностях, не требующих высшего образования

14

16

16

19

Рядовые работники торговли и сферы бытовых услуг

12

18

22

18

Рабочие, в том числе:





от 5 разряда

15

16

12

14

3—4 разряда

12

17

10

17

1—2 разряда и без разряда

7

13

19

14

Примечание. Полужирным шрифтом выделены наиболее характерные (статистически значимые) отличия рассматриваемых групп. Уровень значимости а < 0,05. Сходимость на 100% по столбцам.

Источник: расчеты авторов на основе данных ИС РАН, 2015.

Из таблицы 5 следует, что бедность связана с низкими требованиями рабочих мест к человеческому капиталу работников. Поэтому россияне, занимающие рутинные позиции в сфере нефизического труда (рядовые работники торговли и сферы бытовых услуг), статистически чаще, чем их коллеги с более высоким профессиональным статусом, оказываются бедными. При этом важно отметить, что применение относительного подхода позволяет выявить более высокую долю линейного персонала организаций (19%) среди бедного населения. В нашей классификации речь идет о служащих, работающих на должностях, не требующих высшего образования. Этот очень важный результат показывает, что проблема бедности в России связана с ограниченным доступом к более сложным (и, следовательно, более ресурсным) рабочим местам.

Как было показано выше, «плохие» рабочие места важнее в детерминации бедности, чем «плохой» человеческий капитал. Примерно каждый четвертый из числа бедных имеет образование ниже среднего специального (при 14% у небедных), а каждый второй — среднее специальное или неоконченное высшее (54% среди абсолютно бедных, 57% в составе россиян, находящихся в состоянии глубокой бедности, и 56% — относительной бедности, а среди небедного населения их 46%). Поэтому россияне, находящиеся в ситуации глубокой бедности, чаще занимают позиции на вторичном сегменте рынка труда с менее защищенным (прекарным) характером их трудовых отношений с работодателем. Так, они в 1,5 раза чаще заключают временные письменные договоры: 25% (против 17 и 18% у россиян, находящихся в абсолютной и относительной бедности, соответственно). Как следствие, в пик кризиса 2014—2015 гг. глубоко бедные чаще теряли свое рабочее место (13%), среди бедных, выделенных по двум другим критериям, таких оказалось не более 8%, а среди небедного населения — всего 3%. Более того, значительно чаще потерявшие работу среди россиян, находящихся в глубокой бедности, не могли потом найти ее — в 2 раза чаще, чем абсолютно бедные, и почти в 7 раз чаще, чем небедные. Это касается и степени реальной защищенности трудовых прав этой группы бедных. Так, 14% из них сообщили о задержках заработной платы более чем на месяц, 8% были отправлены в неоплачиваемый отпуск, а 42% сказали о значимом сокращении дохода из-за трудностей, с которыми столкнулось их предприятие в кризисном 2014 г. Для сравнения: цифры по этим ключевым показателям сферы трудовых отношений среди других групп бедных и небедного населения значимо ниже (8%, 5 и 29% среди абсолютно бедных, 10%, 7 и 33% среди относительно бедных, а также 5%, 5 и 27 % среди небедного населения соответственно).

Россияне, оказавшиеся в состоянии глубокой бедности, как самая неблагополучная категория российских бедных, характеризуются не только меньшей вероятностью занятости, но и гораздо худшим качеством занимаемых ими рабочих мест даже в случае наличия у них занятости. И это проявляется не только в особенностях их отношений с работодателями и уровне зарплаты (зарплата глубоко бедных в среднем примерно в 1,2 раза ниже, чем у абсолютно бедных16), но и в том, что трудности в российской экономике в последние годы наиболее сильно сказываются именно на их доходах.

Ключевые результаты исследования

Проведенный анализ позволяет сделать ряд выводов. Относительный подход — в его монетарной версии — применяется для выделения бедных в современном российском обществе и выделяет группы россиян, низкое социально-экономическое положение которых не вызывает сомнений. Наличие доходов менее 0,75 медианы доходного распределения позволяет отделить россиян, риски обеднения для которых достаточно высоки (превышают 10%), а наличие доходов менее 0,5 медианы доходного распределения — часть россиян, бедность которых неоспорима и особенно глубока. Полученные результаты демонстрируют ключевую особенность российской бедности и доходной стратификации: бедность, определенная через абсолютное значение (в том числе через прожиточный минимум), может отражать не выпадающий из нормы, а довольно типичный для широких слоев населения некоторых регионов уровень жизни, что характерно для современной России. Полученные нами на основе анализа рисков бедности относительные границы практически идентичны относительным границам, характерным для развитых стран, хотя несколько сдвинуты по отношению к ним «вверх» в неблагоприятных условиях экономических кризисов.

По сравнению с развитыми странами, в которых группа населения с доходами 0,5-0,75 медианы объединяет уязвимых к бедности, но в подавляющем большинстве все же не бедных, в России к такой группе относится значительная часть бедных, в том числе неработающие пенсионеры. Последние преимущественно выпадают из поля зрения государства, так как их среднедушевые доходы выше прожиточного минимума для пенсионера, не учитывающего их реальные расходы. Таким образом, использование границы в 0,75 медианы душевых доходов позволяет выделить россиян, бедность которых обусловлена преимущественно не формальной нехваткой денежных средств, а характером претерпеваемых ими лишений.

Использование относительной черты бедности на уровне 0,5 медианы душевых доходов в условиях современной России позволяет выделить значимо меньшую долю бедных (6% населения), чем при применении абсолютной методологии, опирающейся на показатель прожиточного минимума (25%). По сути, это россияне, находящиеся в состоянии глубокой бедности. Среди них больше распространены незанятость трудоспособных взрослых и высокая иждивенческая нагрузка. Бедность среди работающих обусловлена характером рабочих мест, в меньшей степени гарантирующих их трудовые права. Вследствие такого положения на рынке труда в условиях кризиса они чаще теряют работу, а в случае сохранения рабочего места сталкиваются с вынужденным выходом в неоплачиваемый отпуск, сокращением (или задержкой) заработной платы и т.п. Отчасти такая ситуация объясняется, видимо, концентрацией глубокой бедности в сельской местности с характерным для нее узким рынком труда. Все это позволяет утверждать, что методика относительного подхода, опирающаяся на 0,5 региональной медианы душевых доходов как критерий черты бедности, позволяет в условиях современной России выделить наиболее уязвимую часть бедных россиян.

Среди факторов бедности к главным для любых групп бедных относятся недостаточные заработки работающих членов семьи для содержания проживающих в них иждивенцев. Что же касается работающих бедных, то главными факторами их бедности выступают специфика производственных позиций, не позволяющих претендовать на большую зарплату, а также ограничения локальных рынков труда, на которых они ищут себе работу. Причем «плохие» рабочие места важнее в детерминации относительной бедности, чем «плохой» человеческий капитал.

Главной задачей социальной политики борьбы с бедностью выступает расширение спектра мер, направленных непосредственно на рынок труда и поддержку семей с детьми и пенсионеров. Отметим, что в данном случае мы придерживаемся широкого понимания социальной политики (Baidock et al., 2011). Оно включает политику занятости (расширение предложения рабочих мест в малых и средних поселениях, контроль за уходом занятости на частных предприятиях «в тень» и т. д.), политику налоговых льгот, повышение пособий по безработице, повышение размера минимальной заработной платы до соответствия прожиточному минимуму (возможно, лишь применительно к официальной занятости), расширение мер защиты работающего населения в области социальных гарантий в рамках трудовых договоров и возвращение практики исключения размера прожиточного минимума ребенка из совокупных поступлений от оплаты труда родителей при определении объема соответствующих налоговых выплат (что объясняется высокими рисками бедности, связанными именно с иждивенческой нагрузкой).


1 Так как решение поставленной задачи не было сопряжено с социально-психологическими аспектами бедности (оценкой индивидом своего положения в обществе, уровня собственного благосостояния и успешности в жизни, способов адаптации к изменяющимся социальным и экономическим условиям и пр., влияющим на социальное самочувствие населения в целом), в данной статье сюжеты субъективной бедности не будут затрагиваться. О соотношении субъективной и объективной бедности в современной России, а также о специфике субъективной бедности в целом см.: Слободенюк, 2016.

2 Подробнее о теоретико-методологических подходах к построению стратификации доходов и эмпирических результатах их применения в различных странах мира, в том числе в России см.: Anikin et al., 2016.

3 Особенности распределения доходов в России, а также сравнительный анализ стратификации по доходам в России и других странах, проведенный на основе данных исследований РМЭЗ НИУ ВШЭ, ИС РАН, ISSP, см. в: Anikin et al., 2016; Тихонова, 2017.

4 «Динамика социальной трансформации современной России в социально-экономическом, политическом, социокультурном и этнорелигиозном контекстах». Авторы выражают свою благодарность руководству ИС РАН за возможность использовать данные этого проекта.

5 При выделении группы абсолютно бедных на основе данных РМЭЗ НИУ ВШЭ использовались данные прожиточных минимумов за IV кв. каждого года (поскольку эмпирические данные опроса РМЭЗ НИУ ВШЭ в подавляющем большинстве собираются именно в IV кв.), а при выделении аналогичной группы на основе данных исследования ИС РАН — величины прожиточных минимумов за III кв. 2015 г., так как данное исследование было проведено в октябре 2015 г.

6 Отметим, что в обоих использованных исследованиях вопрос о доходах подразумевает суммирование респондентом всех источников доходов (доходы по основному и иным местам работы, межсемейные и иные трансферты, доходы от натуральных поступлений и пр.). Оба исследования содержат предваряющие вопросы о доходах, позволяющие вспомнить все источники поступлений и предоставить максимально объективный и достоверный ответ о совокупном доходе в расчете на 1 члена домохозяйства. Формулировка вопроса в исследовании Института социологии РАН следующая: «Каков примерный среднемесячный доход на каждого члена Вашей семьи? В доход включаются все виды доходов семьи, перечисленные в предыдущем вопросе, и исключаются выплачиваемые алименты и налоги. Для расчета надо просуммировать все доходы и разделить их на число членов семьи, включая детей». Формулировка вопроса РМЭЗ НИУ ВШЭ: «Скажите, пожалуйста, каким был денежный доход всей Вашей семьи в течение последних 30 дней? Включите сюда все денежные поступления всех членов семьи: заработную плату, пенсии, стипендии, любые другие денежные поступления, в том числе и в валюте, но валюту переведите в рубли». Таким образом, расчет среднедушевых доходов учитывает доходы от натуральных поступлений, в том числе исследование ИС РАН учитывает сезонный характер поступлений, что важно при анализе сельского населения.

7 Так, если говорить о соотношении этой величины со средними по стране показателями, то наибольший прожиточный минимум наблюдается в таких регионах, как Ненецкий автономный округ, Камчатский край, Магаданская область, Чукотский автономный округ, Ямало-Ненецкий автономный округ, Республика Саха (Якутия) и г. Москва, где он составлял в 2015 г. соответственно 18711, 18427, 17469, 16845, 15752, 15515 и 14413 руб. Минимальный размер прожиточного минимума в Курской, Воронежской, Тамбовской областях, а также в республиках Мордовия и Татарстан составлял в IV квартале 2015 г. 7916, 7884, 7834, 7863 и 7775 руб.

8 Величина прожиточного минимума устанавливается на региональном уровне, равно как и оценка масштабов бедности на государственном уровне производится Росстатом с использованием именно региональных показателей прожиточного минимума. По этой причине, с учетом ограничения данного подхода для определения перехода в число бедных с позиций «абсолютного» подхода, мы сравнивали среднедушевые доходы с этим показателем.

9 Несмотря на то что выборки исследования РМЭЗ НИУ ВШЭ по региональному принципу не репрезентативны, мы не могли обойти стороной региональную специфику распределения дохода, так как оценки масштабов бедности в России напрямую связаны с региональными значениями прожиточного минимума.

10 В опросе участвовали россияне в возрасте 18 лет и старше.

11 Примечательно, что до недавнего времени в отечественной литературе по факторам бедности не уделялось должного внимания типу собственности предприятий как специфическому фактору бедности, на что указывали зарубежные коллеги (Kazuhiro, 2016).

12 Отметим, что в последние годы усилился риск так называемой постиндустриальной бедности, связанный с расширением среди российской рабочей силы процессов прекаризации (Слободенюк, 2017; Шкаратан и др., 2015). Поэтому в анализ были включены факторы бедности, связанные со спецификой трудовых отношений россиян (факт неофициального оформления на работу, «серой» заработной платы, а также отсутствия у россиян властного ресурса на работе).

13 Оговоримся здесь, что, несомненно, отсутствие собственности на жилье может быть признаком стилевого потребления (например, в случае сознательного отказа от покупки жилья молодыми профессионалами), тем не менее оно сопряжено с постоянными расходами на проживание, что при низких доходах домохозяйства может быть существенной проблемой, увеличивающей риски бедности. Не случайно отсутствие собственности на жилье более типично для представителей низкодоходных слоев населения, чем обеспеченных россиян. Так, среди россиян с доходами менее 0,75 общероссийской медианы доля респондентов, у которых отсутствует собственность на жилье, составляет 16%, а среди россиян с доходами свыше 0,75 медианы — лишь около 10%. Депривационная версия относительного подхода к анализу бедности традиционно включает отсутствие собственности на жилье в перечень лишений, учитывая, что этот показатель при прочих равных является значимым индикатором финансово-экономических рисков домохозяйства (Слободенюк, 2014; Горшков, Тихонова, 2014).

14 Графические иллюстрации влияния некоторых ключевых основных и совместных эффектов на вероятность абсолютной бедности в разных возрастных когортах опубликованы в: Anikin, 2017.

15 Так, в расчете на 1 члена домохозяйства в группе абсолютно бедных в среднем приходится 7726 руб., в группе относительно бедных — 8139 руб., в то время как в группе глубоко бедных — 4990 руб. (то же можно сказать и о медианных показателях душевых доходов в этих группах, которые составляют 8000, 8000 и 5000 руб. соответственно).

16 По данным ИС РАН 2015 г., средний уровень заработной платы в группе абсолютно бедных составлял в 2015 г. 14 420 руб., в группе относительно бедных — 14 434 руб., в то время как в группе глубоко бедных — 11 977 руб. (медианные показатели душевых доходов в этих группах составляют 12 000, 12 000 и 10 000 руб. соответственно).


Приложение 1

Соотношение прожиточного минимума в регионе проживания на душу населения в IV кв. 2015 г. и региональной медианы среднедушевых доходов

Регион проживания (РМЭЗ)

Соотношение ПМ и расчетного значения региональной медианы

Региональный ПМ на душу населения

Региональная медиана доходов (РМЭЗ)

Республика Татарстан

0,50

7775

15 567

Город Челябинск

0,52

9038

17 500

Московская область

0,52

10 460

20 000

Ленинградская область

0,53

8722

16 327

Город Санкт-Петербург

0,56

10 043

18 000

Липецкая область

0,58

8008

13 764

Нижегородская область

0,59

8382

14 167

Тульская область

0,63

8626

13 767

Приморский край

0,63

12 535

20 000

Томская область

0,63

10 387

16 400

Смоленская область

0,66

9918

14 950

Ростовская область

0,67

9109

13 500

Тамбовская область

0,68

7834

11 500

Оренбургская область

0,69

8053

11 667

Республика Чувашия

0,70

8071

11 551

Пермский край

0,70

9582

13 664

Курганская область

0,70

8793

12 500

Город Москва

0,72

14 413

20 067

Республика Удмуртия

0,72

8473

11 750

Калужская область

0,72

8958

12 420

Новосибирская область

0,73

10 117

13 800

Тверская область

0,75

9427

12 583

Ставропольский край

0,80

8027

10 000

Волгоградская область

0,87

8669

10 000

Челябинская область

0,89

9038

10 136

Республика Кабардино-Балкария

0,97

9366

9667

Пензенская область

0,98

8120

8250

Амурская область

1,24

11 555

9333

Примечание. Данные отсортированы в порядке возрастания соотношения ПМ и расчетного значения региональной медианы. Данные по Челябинской области указаны по Красноармейскому району.

Источник: расчеты авторов на основе данных РМЭЗ НИУ ВШЭ.

Приложение 2

Результаты проверки качества построенных моделей факторов абсолютной бедности

Модель

McFadden's Adj R2

Log-Lik Full Model

BIC'

AIC

Hosmer— Lemeshow X2

Prob > X2

1

0,142

-1204,002

-328,380

0,963

5,34

0,7208

2

0,151

-1187,808

-337,251

0,952

8,39

0,3967

3

0,150

-1184,924

-335,180

0,954

14,59

0,0676

4

0,152

-1188,926

-342,854

0,951

10,01

0,2645

5

0,150

-1186,252

-340,364

0,953

18,34

0,0188

Примечание. См. Приложение 3.

Источник: расчеты авторов на основе данных ИС РАН.

Приложение 3

Результаты проверки качества моделей факторов относительной глубокой бедности

Модель

McFadden's Adj R2

Log-Lik Full Model

BIC'

AIC

Hosmer— Lemeshow X2

Prob > X2

1

0,111

-476,622

-42,931

0,388

4,95

0,7626

2

0,118

-479,673

-91,700

0,384

17,24

0,0277

3

0,118

-473,981

-56,052

0,385

8,35

0,4003

4

0,120

-474,551

-70,590

0,384

8,05

0,4281

Примечание. Вариация модифицированного байесовского информационного критерия, предложенная С. Лонгом (Long, 1997), измеряется по формуле: BIC' = 2ln[L(M0)/L(Mk)] + dfklnN, где: L(M0) — лог-правдоподобие так называемой «пустой» модели, содержащей только константу; Mk — модель с включенными регрессорами; dfk — количество регрессоров в модели. В литературе принято считать, что «положительные основания» для выбора в пользу той или иной модели имеют место, когда абсолютная разность между двумя сравниваемыми BIC' > 2. Если разность превышает 6, то основания можно считать «сильными», а если более 10, то «очень сильными». Опираясь на эти критерии, мы выделили полужирным шрифтом модель с наилучшими статистическими показателями качества.

Источник: расчеты авторов на основе данных ИС РАН.


Список литературы / References

Абанокова К. Р., Локшин М. М. (2014). Влияние эффекта масштаба в потреблении домохозяйств на бедность в России // Экономический журнал Высшей школы экономики, Т. 18, № 4. С. 620-644. [Abanokova К. R., Lokshin М. М. (2014). The effect of adjustment for economies of scale in household consumption on poverty estimates in Russia. HSE Economic Journal, Vol. 18, No. 4, pp. 620 — 644. (In Russian).]

Всемирный банк (2004). Информационный бюллетень Представительства Всемирного банка в России «Сотрудничество», Вып. 39 — 40. М.: Алекс [World Bank. (2004). Information bulletin of the World Bank regional office, Vol. 39 — 40, Moscow: Aleks. (In Russian).]

Горшков M. К., Тихонова H. E. (ред.) (2016) Российское общество и вызовы времени. Книга третья. М.: Весь мир. [Gorshkov М. К., Tikhonova N. Е. (eds.) (2016). Russian society and the challenges of time. Book Three. Moscow: Ves Mir. (In Russian).]

Горшков M. К., Тихонова H. E. (ред.) (2014). Бедность и бедные в современной России. М.: Весь мир. [Gorshkov М. К., Tikhonova N. Е. (eds.) (2014). Poverty and the poor in contemporary Russia. Moscow: Ves Mir. (In Russian).]

Карабчук Т. С., Пашинова Т. Р., Соболева Н. Э. (2013). Бедность домохозяйств в России: что говорят данные РМЭЗ ВШЭ // Мир России. Т. 22, № 1. С. 155 — 175. [Karabchuk Т. S., Pashinova Т. R., Soboleva N. Е. (2013). Poverty of the Russian households: What we know about it from the RLMS database. Mir Rossii, Vol. 22, No. 1, pp. 155 — 175. (In Russian).]

Мареева С. В., Тихонова Н. Е. (2016). Бедность и социальные неравенства в России в общественном сознании // Мир России: Социология, этнология. Т. 25. № 2. С. 37—67. [Mareeva S. V., Tikhonova N. Е. (2016). Public Perceptions of poverty and social inequality in Russia. Mir Rossii: Sotsiologiya, Etnologiya. Vol. 25. No. 2, pp. 37—67. (In Russian).]

Можина M. А. и др. (1998). Бедность: альтернативные подходы к определению и измерению. Вып. 24. М.: Московский центр Карнеги. [Mozhina М. А. et al. (1998). Poverty: Alternative Approaches to the definition and measurement, Vol. 24. Moscow: Carnegie Moscow Center. (In Russian).]

Овчарова Л. H. (2012). Теоретико-методологические вопросы определения и измерения бедности // SPERO: Социальная политика: экспертиза, рекомендации, обзоры. № 16. С. 15 — 38. [Ovcharova L. N. (2012). Theoretical and methodological questions of poverty definition and measurement. SPERO: Sotsialnaya Politika: Ekspertiza, Rekomendatsii, Obzory, No. 16, pp. 15 — 38 (In Russian).]

Слободенюк E. Д. (2014). Особенности и структура социальной группы бедных в современной России // Terra Economicus. Т. 12, № 4. С. 153 — 154. [Slobodenyuk Е. D. (2014). The structure of social group of the poor in modern Russia. Terra Economicus, Vol. 12, No. 4, pp. 153 — 154. (In Russian).]

Слободенюк E. Д. (2016). Факторы абсолютной и субъективной бедности в современной России // Вестник общественного мнения. № 3—4. С. 82—92. [Slobodenyuk Е. D. (2016). Factors of the absolute and subjective poverty in contemporary Russia. Vestnik Obshchestvennogo Mneniya, No 3 — 4, pp. 82 — 92. (In Russian).]

Слободенюк E. Д. (2017). Последствия кризиса 2015 года: обеднение или прекариза-ция? // Журнал исследований социальной политики. Т. 15. № 2. С. 183—200. [Slobodenyuk Е. D. (2017). Consequences of the 2015 crisis: slipping into poverty or precarity? Zhurnal Issledovaniy Sotsial'noy Politiki, Vol. 15, No. 2, pp. 183—200. (In Russian).]

Тихонова Н. Е. (2017). Стратификация по доходам в России на фоне других стран // Общественные науки и современность. № 3. С. 26 — 41. [TikhonovaN. Е. (2017). Income stratification in Russia compared to other countries. Obshchestvennye Nauki і Sovremennost, № 3, pp. 26 — 41. (In Russian).]

Тихонова H. E. (2003). Феномен городской бедности в современной России. М.: Летний сад. [Tikhonova N. Е. (2003). Fenomen gorodskoy bednosti v sovremen-noy Rossii. Moscow: Letniy sad. (In Russian).]

Шкаратан О. И., Карачаровский В. В., Гасюкова Е. Н. (2015). Прекариат: теория и эмпирический анализ (на материалах опросов в России, 1994—2013) // Социологические исследования. № 12. С. 99 — 110. [Shkaratan О. I., Karacharovskiy V. V., Gasiukova Е. N. (2015). Precariat: Theory and empirical analysis (polls in Russia, 1994—2013 data). Sotsiologicheskie Issledovaniya, No. 12, pp. 99 — 110. (In Russian).]

Akerele D., Momoh S., Adewuyi S. A., Phillip В. В., Ashaolu O. F. (2012). Socioeconomic determinants of poverty among urban households in South-West Nigeria. International Journal of Social Economics, Vol. 39, No. 3, pp. 168 — 181.

Anikin V. A. (2017). Russia in post-transition: New frontiers. Journal of Comparative Economic Studies, Vol. 12, pp. 79 — 100.

Anikin V. A., Lezhnina Y. P., Mareeva S. V., Slobodenyuk E. D., Tikhonova N. E. (2016). Income stratification: Key approaches and their application to Russia (Working Paper No. WP BRP 02/PSP/2016). Moscow: NRU HSE.

Anikin V. A., Tikhonova N. E. (2016). Poverty and inequality in BRICS countries. Sociological Research, Vol. 55, No. 5, pp. 305 — 341.

Atkinson A., Brandolini A. (2013). On the identification of the middle class. In: J. Gornick, M. Jäntti (eds.). Income inequality: Economic disparities and the middle class in affluent countries (pp. 77—100). Stanford, CA: Stanford University Press.

Baidock J., Mitton L., Manning N., Viskerstaff S. (eds.) (2011). Social policy. 4th ed. London: Oxford University Press.

Bhalla A., Lapeyre F. (2004). Poverty and exclusion in a global world. 2nd rev. ed. New York: Palgrave.

Birdsall N., Graham C., Pettinato S. (2000). Stuck in tunnel: Is globalization muddling the middle? (Working Paper No. 14). Washington, DC: Center on Social and Economic Dynamics.

Blackburn, M., Bloom D. (1985). What is happening to the middle class? American Demographics, Vol. 7, No. 1, pp. 18-25.

Chauvel L. (2013). Welfare regimes, cohorts and the middle classes. In: J. Gornick, M. Jäntti (eds.). Income inequality: economic disparities and the middle class in affluent countries (pp. 115 — 141). Stanford: Stanford University Press.

Chen M., Vanek J., Heintz J. (2006). Informality, gender and poverty: A global picture. Economic and Political Weekly, Vol. 41, No. 21, pp. 2131—2139.

Chow N. W. (2015). My experience researching poverty over the past 35 years. China Review, Vol. 15, No. 2, pp. 9-21.

Davis J. C., Huston J. H. (1992). The shrinking middle-income class: A multivariate analysis. Eastern Economic Journal, Vol. 18, No. 3, pp. 277—285.

Eisenhauer J. G. (2011). The rich, the poor, and the middle class: Thresholds and intensity indices. Research in Economics, Vol. 65, No. 4, pp. 294 — 304.

Goldthorpe J. H. (2002). Occupational sociology, yes: Class analysis, no: Comment on Grusky and Weeden's "research agenda". Acta Sociologica, Vol. 45, No. 3, pp. 211—217.

Grabka M., Frick J. (2008). The shrinking German middle class — signs of long-term polarization in disposable income? DIW Berlin Weekly Report, Vol. 4, No. 4, pp. 21—27.

Green M., Hulme D. (2005). From correlates and characteristics to causes: Thinking about poverty from a chronic poverty perspective. World Development, Vol. 33, No. 6, pp. 867-879.

ILO (1947). C082 — Social policy (non-metropolitan territories) convention, No. 82. Geneva: International Labour Organization. URL http://www.ilo.org/dyn/normlex/ en/f?p=NORMLEXPUB: 12100:0: :NO:: P12100_INSTRUMENT_ID:312227

ILO (1962). С117 — Social policy (basic aims and standards) convention, No. 117. Geneva: International Labour Organization. URL http://www.ilo.org/dyn/ normlex/en/f?p=NORMLEXPUB: 12100:0: :NO: 12100: P12100_INSTRUMENT_ ID:312262:NO

Kallenberg A. L., Reskin B. F., Hudson K. (2000). Bad jobs in America: Standard and nonstandard employment relations and job quality in the United States. American Sociological Review, Vol. 65, No. 2, pp. 256—278.

Kangas O. (2001). For better or for worse: Economic positions of the rich and the poor 1985 — 1995. Luxembourg Income Study Working Paper, No. 248.

Kazuhiro K. (2016). Research on poverty in transition economies: A meta-analysis on changes in the determinants of poverty. Journal Transition Studies Review, Vol. 23, No. 1, pp. 37-59.

Long J. S. (1997). Regression models for categorical and limited dependent variables. California: SAGE Publications.

Lopez-Calva L., Ortiz-Juarez E. (2014). A vulnerability approach to the definition of the middle class. Journal of Economic Inequality, Vol. 12, pp. 23 — 47.

Mack J., Lansley S. (1985). Poor Britain. London: George Allen and Unwin.

Marsh K. (2013). The causes of poverty and inequality in the united states: Towards a broader view. In: R. S. Rycroft (ed.). The economics of inequality, poverty, and discrimination in the 21st century (Vol. 1: Causes). California: ABC-CLIO.

Ölafsson S., Kristjänsson A. S. (2013). Income inequality in boom and bust: A tale from Iceland's bubble economy. In: J. Gornick, M. Jäntti (eds.). Income inequality: Economic disparities and the middle class in affluent countries (pp. 416 — 438). Stanford: Stanford University Press.

Peichl A., Schaefer Т., Scheicher С. (2010). Measuring richness and poverty: A micro data application to Europe and Germany. Review of Income and Wealth, Vol. 56, No. 3, pp. 597-619.

Pressman S., Scott R. H. (2009). Who are the debt poor? Journal of Economic Issues, Vol. 43, No. 2, pp. 423-432.

Rodriguez A. G., Smith S. M. (1994). A comparison of determinants of urban, rural and farm poverty in Costa Rica. World Development, Vol. 22, No. 3, pp. 381 — 397.

Rowntree B. (1901). Poverty — a study of town life. London: Macmillan.

Rowntree В., Kendall M. (1913). How the laborer lives. London: Thomas Nelson and Sons.

Smeeding T. (2006). Poor people in rich nations: The United States in comparative perspective. Journal of Economic Perspectives, Vol. 20, No. 1, pp. 69 — 90.

Standing G. (2011). The precariat: The new dangerous class. London: A&C Black.

Tikhonova N. E., Slobodenyuk E. D. (2015). The heterogeneous character of Russian poverty through the prism of the "deprivation" and the "absolute" approaches. Sociological Research, Vol. 54, No. 1, pp. 20 — 40.

Thurow L. (1984). The disappearance of the middle class. New York Times, February 5, p. F. 3.

Townsend P. (1979). Poverty in the United Kingdom: A survey of household resources and standards of living. Berkeley, CA: University of California Press.

Townsend P. (1987). Deprivation. Journal of Social Policy, Vol. 16, No. 2, pp. 125 — 146.

Townsend P. (2013). International analysis of poverty. New York: Routledge.

Thorat A., Vanneman R., Desai S., Dubey A. (2017). Escaping and falling into poverty in India today. World Development, Vol. 93, pp. 413 — 426.

Vanneman R., Dubey A. (2013). Horizontal and vertical inequalities in India. In: J. Gornick, M. Jäntti (eds.). Income inequality: Economic disparities and the middle class in affluent countries (pp. 439 — 458). Stanford: Stanford University Press.

Wright E. O. (1997). Class counts: Comparative studies in class analysis. Cambridge: Cambridge University Press.