176095 (768452), страница 2

Просмтор этого файла доступен только зарегистрированным пользователям. Но у нас супер быстрая регистрация: достаточно только электронной почты!

Текст из файла (страница 2)

Коэффициент корреляции между индексом Джини и уровнем безработицы составляет - 0,01, что свидетельствует о несущественности связи и подтверждает тот факт, что безработица не является основным фактором дифференциации денежных доходов в Украине. Можно предположить, что существующая ситуация вызвана низкой оплатой труда, когда занятость не гарантирует соответствующего уровня дохода.

Намного сложнее анализировать взаимосвязь между долей социальных трансфертов в ВВП и индексом Джини. Во-первых, не установлена тесная корреляция между этими показателями (коэффициент Пирсона равен -0,57). Во-вторых, для данных до 2004 г. коэффициент корреляции был положительным (0,771), что говорит о прямом влиянии на дифференциацию доходов: повышение доли социальных трансфертов в ВВП приводило к увеличению дифференциации, хотя этот инструмент распределительной политики государства должен служить снижению дифференциации. То есть распределительная политика государства неэффективна. Исследователи считают, что причиной ослабления положительного влияния социальных трансфертов на распределение являются снижение доли некоторых из них (таких как помощь семьям) и повышение доли пенсий в структуре доходов 16. Ученые настаивают на том, что следует применить адресную социальную помощь; это даст возможность избежать ошибок (то есть исключить из числа получателей тех, кто в помощи не нуждается, и включить в число получателей тех, кому помощь не назначена, хотя и крайне необходима). Если учитывать данные за 2001-2006 гг., то коэффициент меняет свой знак на противоположный, то есть повышение доли трансфертов ВВП уменьшало дифференциацию доходов.

Таблица 2

Корреляция макроэкономических показателей и коэффициента Джини*

* Источник авторские расчеты с использованием процедур пакета SPSS. 10. ** Корреляция существенная (р < 0,01).

Между индексами реальных доходов населения (реальной заработной платой) и коэффициентом Джини обнаружена особенно тесная связь: коэффициенты корреляции равны -0,83 и -0,92. Отрицательная величина указывает на обратный характер связи, то есть с ростом реальных доходов и повышением уровня реальной заработной платы населения социальное расслоение ослабевает. Установлена связь между дифференциацией доходов и динамикой ВВП (коэффициент корреляции Пирсона равен -0,88); знак "минус" указывает на обратную связь, то есть рост ВВП уменьшает дифференциацию денежных доходов населения. Анализ данных о росте производительности труда в промышленности подтверждает достаточно тесную обратную связь с показателем дифференциации -0,81, то есть повышение производительности труда ведет к снижению уровня дифференциации доходов населения. Установлено, что пенсионная нагрузка имеет тесную взаимосвязь с расслоением населения по доходам (коэффициент корреляции равен 0,82), то есть рост количества пенсионеров по сравнению с количеством занятых и повышение экономической нагрузки на работающих вызывают большее имущественное расслоение населения.

Если корреляционный анализ позволяет установить степень связи между отдельными показателями, то благодаря регрессионному анализу можно определить вид этой связи и спрогнозировать величину одной переменной (зависимой), отталкиваясь от величины другой. По результатам проведенного нами корреляционного анализа было сокращено количество показателей для построения регрессионных уравнений до четырех. Среди них: среднегодовые темпы роста ВВП, индекс реальной среднемесячной заработной платы, пенсионная нагрузка, индекс производительности труда в промышленности. Между остальными признаками, которые можно было бы использовать для построения регрессионной модели, существует тесная взаимосвязь. Среди двух признаков, имевших высокий показатель корреляции с коэффициентом Джини, одна обесценивает влияние другой, если они включены в регрессионную модель одновременно. Это, в свою очередь, снижает ценность отдельных регрессионных моделей и отрицательно влияет на адекватность регрессионных уравнений.

При построении моделей мы учитывали, что конечная статистическая модель должна соответствовать ряду требований, а именно: объяснять не менее 60% вариации результативного признака (Я2 > 60%); стандартное отклонение не может превышать 5% от среднего уровня; все оценки коэффициентов конечного уравнения должны быть статистически значимыми при а = 0,05; кроме того, результативный и факторный признаки были прологарифмированы для выполнения условий нормальности соответствующих распределений.

По результатам проведенного анализа было построено несколько регрессионных уравнений, которые отличаются набором факторных переменных:

lnyt = a0 +а1 lnxf1 +a2lnxf2 ,

где In у, - результативная переменная (натуральный логарифм коэффициента Джини);

хп, xG - факторные переменные;

а0- свободный член уравнения регрессии (в общем случае - это значение логарифма коэффициента Джини при нулевых значениях других факторных признаков, In хп, In ха не могут быть равны нулю); а, -коэффициенты регрессии, отражающие степень изменения коэффициента Джини в зависимости от факторных признаков, /=1,2.

Моделирование уровня дифференциации денежных доходов (расходов) населения привело к следующим трем равенствам:

In yf = 4,045-0,736 In хм +0,441 Inx^, (1)

где хп - среднегодовые темпы роста ВВП; хе - пенсионная нагрузка. Характеристики качества данной модели: Я2 = 0,87, F= 26,84;

Inyt = 5,94 -0,536 Inxn +0,017lnx(2, (2)

где xn - индекс реальной среднемесячной заработной платы; ха - пенсионная нагрузка. Характеристики качества данной модели; Я2 = 0,86, F= 25,18;

lnyf = -1,895-0,005lnxf1 +0,914lnxf2, (3)

где хп - индекс производительности труда в промышленности; хп - пенсионная нагрузка. Характеристики качества данной модели: Я2 = 0,83, F= 17,22.

По характеристикам качества моделей (значению коэффициента детерминации, F-критерию, f-статистикам) выявлено, что наиболее адекватным, то есть таким, что способно реально описать связь между коэффициентом Джини и выбранными факторными переменными, является двухфакторноеуравнение (^.Характеристики данной регрессионной модели рассчитаны при помощи процедур пакета SPSS.10.

Характеристики полученного регрессионного уравнения можно интерпретировать следующим образом: свободный член уравнения (а^) - это постоянная величина, характеризующая значение логарифма коэффициента Джини при нулевых значениях других факторных признаков. То есть коэффициент Джини составит ехр(4,045) = 53,11 при условии, что другие факторы, включенные в модель, не будут влиять на уровень дифференциации.

Коэффициент регрессии при In хп (-0,736) означает, что с увеличением натурального логарифма среднегодового темпа роста ВВП на единицу, при прочих равных условиях, величина In у, (натуральный логарифм коэффициента Джини) уменьшится на 0,736, а значение последнего - в ехр(0,736)=2,087 раза. То есть на основе анализа статистических данных за 10 лет (1996-2006 гг.) можно утверждать, что экономическое развитие в Украине, которое в нашем исследовании выражается среднегодовым темпом роста ВВП, оказывало снижающее влияние на уровень дифференциации доходов населения.

Коэффициент регрессии при In xa (0,441) показывает, что с увеличением значения натурального логарифма пенсионной нагрузки, при прочих равных условиях, на единицу величина натурального логарифма коэффициента Джини возрастет на 0,441, а его значение - в ехр(0,441 )=1,554 раза. То есть рост пенсионной нагрузки приводит к увеличению дифференциации.

Сравнение прямой оценки коэффициента Джини в 2006 г. (32,7) с оценкой, полученной в ходе моделирования (32,42), свидетельствует об их достаточной близости.

Таким образом, сильнее всего влияют на дифференциацию денежных доходов населения такие факторы, как валовой внутренний продукт, производительность труда, пенсионная нагрузка, уровень реальных доходов и реальной заработной платы населения. Установлено, что социальные трансферты не имеют решающего значения для уровня дифференциации денежных доходов (расходов), а повышение доли социальных трансфертов ВВП до 2004 г. вызывало увеличение дифференциации.

ВЫВОДЫ

Мы показали, что темпы роста ВВП и реальных доходов существенно сказываются на уровне дифференциации в обществе. Вместе с тем следует подчеркнуть, что экономический рост не приводит автоматически к преодолению бедности и уменьшению чрезмерной дифференциации. Только тогда, когда его результаты направлены на достижение целей человеческого развития, можно говорить о решении социальных проблем. Опыт развитых стран убеждает, что лишь благодаря существенным государственным инвестициям в человеческий капитал и прогрессивной системе социальных мер возможно уменьшить неравенство в распределении доходов и достигнуть согласия в обществе. Социальное развитие - это и следствие, и решающий фактор экономического роста, ведь повышение уровня жизни является стимулом к труду, источником платежеспособного спроса, гарантией доверия граждан к властным структурам. Для подъема уровня жизни населения Украины необходимо принимать меры государственной политики, направленные на наиболее рациональное использование результатов экономического роста. Речь идет о создании условий для подъема ВВП на основе увеличения занятости, повышения производительности и оплаты труда, усиления эффективности действующей системы трансфертных платежей, обеспечения социальных стандартов (в частности, минимальной заработной платы), улучшения демографических характеристик населения.

ИСТОЧНИКИ

1. Kuznets S. Economic Growth and Income Inequality. "American Economic Review" № 1 (45), 1955, p. 1-28.

2. Вагго R. Inequality and Growth in a Panel of Countries. "Journal of Economic Growth" № 1(5), 2000, p. 5-32

3. Bourguignon F.ThePoverty-Growth-InequalityTriangle, "\\brldBank Wsrking Paper" № 28102, 2004

4. Bourguignon F. Equity and economic growth: permanent questions and changing answers? "DELTA Working Papers" № 96-115, 1996, p. 98-103

5. Кuznets S. Economic Growth and Income Inequality. "American Economic Review" № 1 (45), 1955, p. 1—28

6. Peго11іR. Growth, Income Distribution and Democracy: What do the Data Say? "Journal of Economic Growth" № 1 (2), 1996, p. 149-187

7. Robins on S.ANote on the U-hypothesis relating Income Inequality and Development. "American Economic Review" № 3 (66), 1976, p. 437-440.

8. Deininger K., Squire L. A New Data Set Measuring Income Inequality. " Wbrld Bank Economic Review" № 10,1996, p. 565-591

9. Deininger K., Squi re L. Economic Growth and Income Inequality: Re-examining the Links. "Finance and Development" № 1 (34), 1997, p. 38-41.

10. Ravallion M.,Chen S. What Can New Survey Data Tell Us about Recent Changes in Distribution and Poverty? "World Bank Economic Review" № 2(11), 1997, p. 357-382.

11. Кa1dоr N. Alternative Theories of Distribution. "Review of Economic Studies" № 2 (23), 1956, p. 94-100

12. Tоdaго M. P. Economic Development. Harlow, Addison-Wesley? Longman, 1997, 312 p.

13. Вenabоu R. Inequality and Growth. NBER Macro Annual 1996. Cambridge, MIT Press, 1997, p. 11-76.

14. Alesina A.,Rodrik D. Distributive Politics and Economic Growth. "The Quarterly Journal of Economics", vol. 109(2), 1994, p. 465 —490

15. Вourguigno n F. Equity and economic growth: permanent questions and changing answers? "DELTA Wbrking Papers" № 96-115, 1996, p. 98-103

16. Deininger K., Squire L. New Viays of Looking at Old Issues. "Journal of Development Economics" № 57,1998,p. 259-287

17. Alsop M.,Teal F. Income, Productivity and Inequality: What does the macro-evidence show? Centre for the Study of African economies, University of Oxford, 2004, ww.wae.ox.ac.uk/coriferences/2004-GPRaHDiA/papers/3f-Teal-CSAE2004.pdf.

18. Доклад по оценке бедности. Российская Федерация. "Сотрудничество" № 39-40, 2004, с. 1—30

19. Алам А.,Мурти М.,Емцов Р. Рост, бедность и неравенство: Восточная Европа и бывший Советский Союз. Вашингтон, Всемирный банк, 2005, 322 с.

20. Бобков В. Анализ социально-экономической дифференциации. "Экономист" № 7, 2003, с. 10-20

21. Кузнецова Е.,Кузнецов С. Процессы дифференциации доходов населения и их государственное регулирование. "Экономист" № 4, 2004, с. 46—53

22. Россия: 10 лет реформ. Социально-демографическая ситуация. Материалы круглого стола. М., РИД ИСЕПН, 2002, 368 с.

23. Гнибіденко І.Ф. Вплив соціально-економічної політики на соціальну безпеку та рівень життя населення України. "Демографія та соціальна економіка" № 2, 2006, с. 124— 126

24. Звіт з людського розвитку в Україні за 2008 рік. Людський розвиток і європейський вибір України. - К, ПРООН Україна, 2008, 124 с

25. Людський розвиток в Україні: можливості та напрями соціальних інвестицій. - К, Інститут демографії та соціальних досліджень НАН України, 2006,356 с.

26. Черенько Л.М., Зотова О.О., Крикун О.І., Латік В. В. та ін. Рівень життя населення.- К., "Консультант", 2006, 428 с.

27. Семенов В. В. Економіко-статистичні моделі та методи дослідження соціальних процесів: нерівність, бідність, поляризація. В 2 т. Т. 2. Бідність та поляризація. - Полтава, 2008, с. 49-55.

28. Черенько Л.М. Проблеми вибору моделі соціального розвитку. "Демографія та соціальна економіка" № 2, 2006, с. 115-124.

29. Звіт з людського розвитку в Україні за 2008 рік. Людський розвиток і європейський вибір України, с. 18.

30. Венецкий И.Г., Венецкая В.И. Основныематематико-статистические понятия и формулы в экономическом анализе. - М., 1979, 258 с.

Характеристики

Список файлов статьи