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