p>Очевидно, в конкретных случаях нельзя ожидать ни абсолютного равенства, ни абсолютного неравенства в распределении доходов среди населения. Абсолютное неравенства- тот гипотетический случай, когда всё население, за исключением одного человека (одной семьи), не имеет доходов, а этот один (одна семья) получает весь доход.
Пример построения графика Лоренца:
накопленная частость населения (ось абсцисс)-0, 20, 40, 60, 80, 100. накопленная частость доходов (ось ординат): при абсолютном равенстве-0, 20, 40, 60, 80, 100; при абсолютном неравенстве- по оси ординат должно быть 0, 0, 0, 0, 0, 100; фактически оказалось 8, 20, 36, 61, 100. Коэффициент Лоренца как относительная характеристика неравенства в распределении доходов
|y1-x1|+|y2-x2|+|y3-x3|+…. +|yn-xn| ? |yi-xi| L= 2 = 2
где yi - доля доходов, сосредоточенная у -й социальной группы населения; xi- доля населения, принадлежащая к -й социальной группе в общей численности населения;
-n-число социальных групп.
Экстремальные значения коэффициента Лоренца: L =0 в случае полного равенства в распределении доходов; L =1- при полном неравенстве.
Поданным таблицы 4 коэффициент Лоренца
|0. 078-0. 2|+|0. 117-0. 2|+|0. 169-0. 2|+|0. 245-0. 2|+|0. 391-0. 2| L= 2 = 0. 236
т. е. распределение доходов близко к равномерному.
Об относительном неравенстве в распределении доходов может свидетельствовать доля площади отклонения от равномерного распределения (абсолютного равенства, т. е. площади сегмента, образуемого кривой Лоренца и диагональю квадрата, в половине площади этого квадрата). Коэффициент Джини ( по имени его автора, итальянского статиста и экономиста К. Джини (1884-1965)
n n G=1-2? xicum yi+? xiyi i=1 i=1 где cum yi -кумулятивная доля дохода.
Коэффициент G изменяется в интервале от 0 до 1. Чем ближе значение G к 1, тем выше уровень неравенства (концентрации) в распределении совокупного дохода; чем ближе он к 0, тем выше уровень равенства. Рассчитать коэффициент можно по данным табл. 4.
G=1-2•0, 4492+0, 2=0, 3
Коэффициент Джини по России составил: в 1992 г. - 0, 289; в 1993 г. - 0, 398; в 1994 г. –0, 409; в 1995 г. –0, 381; в 1998 г. – 0, 379. Общее повышение коэффициента за 1992 –1998 гг. свидетельствуют об усилении неравенства в распределении совокупного дохода в обществе. Наряду с использованием квинтильной шкалы применяются интервалы дохода, кратные величине прожиточного минимума (ПМ). В результате получается распределение населения по группам с одинаковой покупательской способностью (см. табл. 5). Табл. 5. Структура распределения населения и домашних хозяйств по покупательской способности (1994 г. ).
Доход Численность в % к итогу Среднедушевой денежный доход в мес. , тыс. руб. Дом. хозяйств Населения в них 0, 5-1 ПМ 1 ПМ 1 ПМ-1, 5ПМ 1, 5 ПМ-2 ПМ 2 ПМ- 3 ПМ 3 ПМ- 5 ПМ 5 ПМ – И БОЛЕЕ ИТОГО 17, 8 10, 6 21, 4 19, 7 19, 8 8, 8 1, 9 100, 0 22, 8 12, 0 22, 1 19, 1 16, 7 6, 2 1, 1 100, 0 48, 8 75, 5 98, 0 132, 2 184, 2 279, 8 498. 5 114, 4
В каждую выделенную группу включены домашние хозяйства с одинаковой покупательской способностью. Большая часть населения имела среднедушевые доходы ниже 1, 5 прожиточного минимума .
На основе приведённых данных вычисляются:
коэффициент контрастов по численности населения как отношение доли населения в крайних группах. Поданным таблицы 5 этот коэффициент составляет : 1, 1/22, 8=0, 048; коэффициент контрастов по среднедушевым доходам как отношение доли доходов в высшей и низшей группах. По данным таблицы 5 этот коэффициент составляет: 498, 5/48, 8= 10, 215; общий коэффициент контрастов, равный произведению названных коэффициентов; он достигает: 0, 048•10, 215=0, 493. Рассмотренные показатели дифференциации (и простые, и более сложные) дают довольно грубую оценку дифференциации, неадекватно реагируя на её изменения во времени. В них недостаёт и экономической определённости получаемых оценок в распределении доходов, предполагающей чёткое выделение малообеспеченного, среднеобеспеченного и высокообеспеченного населения. 7. МЕТОДЫ ИЗМЕРЕНИЯ И СИСТЕМА ПОКАЗАТЕЛЕЙ УРОВНЯ И РАСПРОСТРАНЕНИЯ БЕДНОСТИ. Для измерения уровня бедности устанавливается порог денежных доходов , ниже которого лица или домохозяйства считаются имеющими недостаток средств для обеспечения стоимости жизни, определяемой минимальными потребностями. Различают следующие методы измерения бедности населения: абсолютный, исходя из совокупной стоимости оценки прожиточного минимума, который определяется нормативным методом с помощью научно обоснованных нормативов потребления; относительный, исходя из сложившихся соотношений в распределении доходов по различным группам населения и определения минимального потребительского бюджета (МПБ) статистическим методом. субъективный, основанный на обследовании общественного мнения об уровне низких или недостаточных доходов; качественный, при котором учитывается не только величина дохода, но и фактическое положение людей в общей системе производства и распределения; интегральный, обобщающий в едином показателе ряд статистических характеристик, определяющих нищету населения (индексы нищеты населения: ИНН-1 и ИНН-2). Наиболее актуальная задача социальной статистики- изучение бедности. Бедность ''обратная сторона'' богатства. Объективный факт- дифференциация населения в доходах и потреблении, и у каждого свои проблемы. Совокупность обстоятельств диктует необходимость решения этой задачи статистики. Требуется информация о численности населения страны и регионов, проживающего ниже черты бедности, демографическом составе и других особенностях малообеспеченного населения, его среднем доходе, минимальных и средних размерах потребления продуктов питания, продолжительности пребывания в бедности, источниках дохода, занятости трудоспособных членов домохозяйства, размеров социальной помощи и др. Среди методологических проблем при измерении бедности следует выделить следующие: на основе какого показателя домохозяйства- доходов или расходов- определять относится ли домохозяйство к бедному или нет. В России при отсутствии эффективно функционирующих рынков кредита разделение между доходами и расходами ограничено различия в размере и составе домохозяйств влияют на доходы и расходы, что осложняет сопоставимость показателей по разным домохозяйствам. С целью улучшения сопоставимости проводится корректировка доходов (расходов) домашнего хозяйства у учётом различий в их размере и составе. Для этого используют эффект масштаба и шкблы эквивалентности и определяется эквивалентный доход домохозяйства:
yе=Y/nи где Х - общий (реализуемый) доход домохозяйства; n -размер домохозяйства;
и - эластичность потребностей домашнего хозяйства по отношению к его размеру и составу. Наиболее распространённый метод нахождения эластичности эквивалентности (и) состоит в построении модели, в которой доля расходов на продукты питания зависит от среднедушевого расхода и числа лиц, принадлежащим к разным демографическим группам, но проживающих в одном хозяйстве. Например, шкала эквивалентности Организации экономического сотрудничества и развития (ОЭСР) придаёт значения: 1- первому взрослому в домохозяйстве; 0, 7- другим взрослым в домохозяйстве; 0, 5- каждому ребёнку, что соответствует величине и, примерно равной 0, 7. Это означает следующее: удвоение размера домохозяйства приводит к увеличению его потребностей на 70%. Система показателей бедности населения, разработанная Фостером, Грир и Торбеком в 1984 г. , включает: индекс уровня бедности- Н, характеризующий распространённость бедности и представляющий собой процентную долю домашних хозяйств (населения), у которых доходы (расходы) ниже черты бедности. Данный показатель отражает количество домохозяйств, относящихся к бедным, но не определяет, насколько бедными они являются. Индекс разрыва между уровнями бедности- PG, или показатель глубины бедности, зависящий от того, насколько ниже относительно черты бедности расположены доходы (расходы) бедных, q
PG=(1? n) ? [(zyiе ) /z]б i=1 где z- черта(порог бедности); yiе - эквивалентный доход i-го домохозяйства (i=1, …, q).
Этот показатель полезен для определения размеров минимальных финансовых средств, направляемых на ликвидацию бедности с использованием конкретно целевых выплат; Индекс Фостера- Грир-Торбека- Р2 , являющийся показателем остроты бедности: q
P2=(1/n) ? [(z? yiе)/z]б i? 1 где б=2
Индекс остроты бедности придаёт относительно более высокий удельный вес дефицитам бедности тем домохозяйствам, которые находятся значительно ниже черты бедности. Один из вариантов учёта черты бедности, а также дифференциации доходов малообеспеченных слоёв населения при изучении её относительных размеров предложил Амартия Сен. Индекс бедности Сена
m m ? (zp-yi) ? (zp-yi) i=1 i=1 m P= mzp + 1- mzp *Gp * N Где ZP - черта бедности; Yi - доход i -го индивида; m-число индивидов, доходы которых ниже черты бедности;
GP- коэффициент Джини, рассчитанный по группе населения с доходом ниже черты бедности;
N-общая численность населения. m ? (zp-yi) i=1
Величина mzp в этой формуле- дефицит дохода. Чем она меньше, тем ближе m индекс бедности к величине Gp* N. Таким образом, чем ниже дифференциация доходов среди бедного населения и меньше доля бедных в общей численности населения, тем ближе индекс Сена к 0. Усугубление проблемы бедности- увеличение любого из трёх перечисленных факторов приводит к росту индекса Сена. Российская государственная статистика рассчитывает и публикует следующие показатели уровня и распространения низких доходов, получаемые на основе выборки бюджетов домашних хозяйств, и среднедушевого денежного дохода по балансу денежных доходов и расходов населения, а также величины прожиточного минимума: долю (численность) населения с доходами ниже прожиточного минимума t2
1 Umin -2 F(Umin)=2р ? e dt, ? ? In(Cmin)? Inм0 где Umin= уin x Здесь Cmin- величина прожиточного минимума (ПМ); In- натуральный логариф;
мп-среднедушевой денежный доход по балансу денежных доходов и расходов населения. ; 1
In м0=In м? 2 (уIn x)2
N N ? [In(xi)]2? N*(In x0)2 ? In(xi) i=1 i? 1 у2In x= N ; In x0= N Величины уin x, In x0, In xi определяются по выборке бюджетов домашних хозяйств (параметры ЛНМ). Например при прожиточном минимуме . равном 493, 3 рубля, среднедушевом доходе по балансу, равном 969, 9 руб. ,и уIn x =0, 5967 (вычислено по табл. 3) получим:
In(Cmin)? In м0 In493. 3? 6. 699 Umin= уin x = 0. 5967 = ? 0. 834, 1 1 In м0= In(м)? 2у2In x= In 969. 9-2 0. 59672= - 0. 834; t 1 Umin ? 2 F(Umin)= 2р ? e dt=(1? 0. 834)=0. 203 ? ?
По сгруппированным данным (см. табл. 3) доля населения, имеющего доходы ниже прожиточного минимума, вычисляется следующим образом: ПМ? x0 493. 3? 400. 1 F По данным официальной статистики, численность населения с денежными доходами ниже величины прожиточного минимума составила в 1995 году 36, 6 млн. чел. (24, 7% населения), в 1998 году- соответственно 35 млн. чел. и 23, 8%; дефицит дохода, определяемого как суммарное значение доходов населения, не достигающих величины прожиточного минимума:
? =Cmin*F(Umin)*Np? Smin*м*Np где Np - общая численность населения;
Smin- доля суммарного дохода, которая приходится на население с доходами ниже прожиточного минимума,
493. 3? 400. 1 Smin= 200 *10. 2+4. 9=9. 6 Покажем расчёт на примере данных табл. 3: ? =493. 3*0. 238*146. 7? 9. 6*969. 9*146. 7=? 1349млд. руб
индексы глубины и остроты бедности вычисляются по индивидуальным данным выборки бюджетов домашних хозяйств.
8. ИНДЕКСАЦИЯ ДОХОДОВ.
Одной из составляющих доходов населения являются компенсационные и дотационные выплаты с повышением потребительских цен. Защита доходов населения от инфляции на практике осуществляется разными способами. Среди них: адаптация, т. е. повышение пенсий и доходов старых назначений в соответствии с динамикой цен и уровня жизни; компенсация-прямой пересмотр ставок и окладов при заключении коллективных договоров, что применяется при повышении цен на определённые группы товаров широкого потребления; индексация доходов населения- основная форма защиты населения. Индексация- это установленный государством механизм повышения денежных доходов населения, позволяющий частично или полностью возместить ему удорожание потребительских товаров и услуг. Она направлена на поддержание покупательной способности, особенно социально уязвимых групп с фиксированными доходами- пенсионеров, инвалидов, неполных и многодетных семей и др. Индексация доходов должна быть дифференцированной по группам населения. Полная индексация невозможна, поскольку имеется предельный уровень доходов, сверх которого она не применяется. Различаютиндексацию ожидаемую (с учётом прогнозируемого повышения цен) и ретроспективную(в соответствии с ростом цен за прошедший период) как наиболее частую. При этом устанавливается порог повышения индекса цен по фиксированному набору товаров и услуг, который и служит своеобразным сигналом корректировки доходов. Индексации подлежат денежные доходы граждан, не носящие единовременного характера: государственные пенсии, пособия, стипендии, оплата труда (ставки, оклады), суммы возмещения ущерба, причинённого увечьем либо иным повреждением здоровья, связанным с выполнением прямых обязанностей. Индексации не подлежат денежные доходы населения от собственности, т. к. они формируются в условиях свободного ценообразования и поэтому не нуждаются в дополнительной защите. Что касается возмещения населению потерь от обесценивания сбережений, находящихся во вкладах в банках, то они в основном осуществляются путём изменения процентных ставок в установленном порядке с учётом индекса цен, т. е. способом компенсации.
ЗАКЛЮЧЕНИЕ
Социальная статистика отличается от других отраслей статистики не только своими особыми предметом и объектом исследования. Её своеобразие состоит и в особых каналах получения исходноц информации, и в пименении специальных приёмов обработки и обобщении этой информации, и в особых путях практического использования результатов анализа. Всё это подтверждает необходимость выделения социальной статистики в отдельное направление учётно- статистических работ, а также как особого направления научных разработок, в рамках которого решаются теоретико-медодологические вопросы социальной статистики.
ЛИТЕРАТУРА
Елисеева И. И. , Юзбашев М. М. Общая теория статистики. Изд. 4-е, перер. и доп. – М. : Финансы и статистика, 1998. Организационно- методологические основы обследования бюджетов домашних хозяйств с системе государственной статистики // Вопросы статистики. -1999. -№8. Панкратьева Н. Методы оценок доходов различных групп населения в динамическом и региональном разрезах// Вопросы статистики. -1995. -№5. Социальная статистика: Учебник/ Под ред. чл. -кор. РАН И. И. Елисеевой. -3-е изд. , перераб. и доп. - М. : Финансы и статистика, 2002. - 480 с. : ил.
ПРИЛОЖЕНИЕ Рис. 1. Распределение доходов по модели Парето Число лиц, имеющих доход х или больший доход, у Среднедушевой доход, х Рис. 2. Кривая Лоренца. CumFД (Уi) % 100 Линия равномерного распределения 80- абсолютного равенства 60- Кривая Лоренца 40- Отклонение от равномерного распределения 20 Линии абсолютного 0- неравенства 20 40 60 80 100 Накопленная частость населения cum Fs (xi)
Страницы: 1, 2, 3, 4
|