ЗМІСТ
ВСТУП
ВПЛИВ СОЦІАЛЬНО-ЕКОНОМІЧНОГО РОЗВИТКУ НА рівень диференціації доходів НАСЕЛЕННЯ УКРАЇНИ
ВИСНОВКИ
ДЖЕРЕЛА
ВСТУП
У роботі на основі статистичних даних про динаміку розподілу доходів і соціально-економічному розвитку визначені парні кореляційні зв'язки і побудовано рівняння регресії, що дає можливість встановити залежність між ступенем диференціації доходів населення і макроекономічними показниками, охарактеризовано головні фактори диференціації доходів населення України.
Після здобуття Україною незалежності головними цілями створення нової, соціально орієнтованої моделі вітчизняної економіки були проголошені людський розвиток, забезпечення гідного рівня життя, економічних свобод, соціального захисту громадян. Проте реальні наслідки трансформації економічної системи на ринкових засадах, що одержали свій прояв у багатьох негативних фактах, зокрема, в значній диференціації доходів, зубожіння народу, зростання соціальної напруженості в країні, свідчать, що реформаторам не вдалося втілити в життя проголошені ними красномовні декларації.
У цілому диференціація доходів населення в суспільстві, де панують ринкові відносини, - явище природне, закономірне. Нерівне майнове становище членів суспільства вважається одним з потужних стимулів соціально-економічного прогресу, але тільки тоді, коли для кожного громадянина створені відносно однакові можливості реалізувати свій потенціал.
Посилення нерівності у розподілі доходів змушує вивчити його причини і переконує в необхідності підвищити регулятивний вплив держави, з тим щоб соціально-економічна диференціація населення не досягла критичної точки.
ВПЛИВ СОЦІАЛЬНО-ЕКОНОМІЧНОГО РОЗВИТКУ НА рівень диференціації доходів НАСЕЛЕННЯ УКРАЇНИ
Взаємозв'язку економічного розвитку і рівня диференціації доходів у суспільстві присвячено чимало публікацій теоретичної і емпіричної спрямованості. Досліджуються два взаємопов'язаних аспекти даної проблеми: вплив економічного зростання на розподіл (диференціацію) доходів і, навпаки, - вплив диференціації на економічне зростання. Останній впливає на диференціацію доходів через різноманітні канали - розподіл ресурсів між секторами економіки, цінову політику, зайнятість, заробітну плату та ін, будучи важливою умовою підвищення доходів населення та зменшення бідності в суспільстві. У свою чергу, розподіл доходів має вирішальне значення для економічного розвитку, оскільки воно впливає на продуктивність праці й економіки в цілому, обумовлює масштаби бідності при будь-якому рівні середнього доходу на душу населення, позначається на соціальній стабільності в країні.
Вивченню цієї теми поклав початок С. Коваль, Нобелівський лауреат з економіки (1971), у праці "Економічне зростання та економічна нерівність", де виклав гіпотезу, згідно якої на ранніх стадіях росту нерівність у розподілі доходів збільшується, потім стабілізується і, нарешті, по досягненні економікою певного рівня починає скорочуватися. Графічно ця залежність відбивається як перевернута U-образна крива.
Стаття С. Кузнеця викликала жваву дискусію. Наукову правоту висунутої гіпотези відстоювали в подальших Р. Барро, Ф. Боргуньон, Р. Перотті, С. Робінсон та ін Однак аналіз міжнародної бази даних, здійснений К. Даінінгером і Л. Сквайром, не підтвердив виведення Коваля, показавши незначну систематичну взаємозв'язок між економічним зростанням і зміною нерівності. Істотну зворотний зв'язок між економічним розвитком і нерівністю доходів на тлі економічних трансформацій у країнах Східної Європи та Центральної Азії виявили М. Равальон і С. Чен.
Що стосується впливу диференціації доходів на економічне зростання, то тут теж немає єдиної думки. Дехто з учених вважає, що диференціація сприятливо позначається на економічному зростанні. Разом з тим багато зарубіжні дослідження, проведені на основі регресійного аналізу, підтверджують, що більша рівність у розподілі доходів є бажаним для забезпечення соціальної справедливості і для стимулювання економічного зростання.
Представляють інтерес для вирішення поставлених проблем дослідження, здійснені міжнародними організаціями. Так, експерти Світового банку вказують, що економічне зростання має своїм результатом підвищення попиту на робочу силу і заробітної плати, скорочення безробіття, збільшення продуктивності праці, дозволяє масштабніше фінансувати соціальну сферу і є неодмінним фактором подолання бідності, сприяючи скороченню надмірної диференціації, підвищенню добробуту всіх верств населення.
У працях російських учених, таких як В. Бобков, С. Кузнєцов, Н. Рабкіна, Н. Рімашевський, А. Суворов та ін, цьому питанню також приділяється пильна увага. Оперуючи великими масивами статистичних даних, вчені досліджують вплив макроекономічних процесів і окремих соціально-економічних факторів на доходну стратифікацію населення.
Різні аспекти зв'язку економічного розвитку та диференціації доходів охарактеризували авторитетні українські вчені - І. Гнибіденко, Е. Ліванова, В. Новіков, В. Семенов, М. Соколик, Л. Черенько та ін Фахівці підкреслюють, що економічне зростання, за умови рівномірного розподілу його результатів серед всіх груп населення, є грунтом для підвищення добробуту кожного громадянина, подолання надмірної диференціації і бідності, але ні в якому разі не може автоматично усунути бідність, вберегти від загрози соціальних потрясінь, гарантувати безпечне існування людини в суспільстві. Світовий досвід, включаючи й український, показує, що економічне зростання супроводжується різкими диспропорціями у регіональному розвитку і збільшенням нерівності в доходах, і обидві ці проблеми потрібно вирішувати за допомогою дієвих заходів державної політики.
Таким чином, вивчення літературних джерел переконало в певній антиномічності поглядів вчених на це запитання: з одного боку, економічне зростання являє собою вагомий чинник подолання бідності і підвищення доходів у суспільстві, з іншого - він може чинити негативний вплив на життя суспільства, якщо відбувається поляризація в соціально-економічному становищі окремих верств.
У пропонованій статті ми зробили спробу дослідити вплив конкретних явищ соціально-економічного розвитку України на диференціацію доходів населення, використавши дані офіційної статистики. Щоб встановити взаємозв'язки, потрібно дослідити ступінь залежності диференціації доходів від макроекономічних факторів. Статистика ще не накопичила інформації, достатньої для того, щоб побудувати надійну багатофакторну регресійну модель, за допомогою якої можна було б всебічно висвітлити цікаву для нас проблему. Проте дані Держкомстату України про динаміку рівня диференціації доходів населення та соціально-економічного розвитку протягом 1996-2006 рр.. дозволяють виявити парні кореляційні зв'язки та побудувати рівняння регресії, тобто з'ясувати, чи є залежність між зміною ступеня диференціації доходів і окремими соціально-економічними показниками. З цією метою вивчені наявність і щільність зв'язку між диференціацією доходів (витрат) населення (коефіцієнтом Джині), з одного боку, і такими макроекономічними чинниками, як ВВП, продуктивність праці у промисловості, інфляція, безробіття, з іншого боку. Два перших з названих факторів могли надавати зворотне, а два останніх - прямий вплив на динаміку нерівності населення за доходами.
В аналізі використовувалися такі показники: середньорічні темпи зростання ВВП, індекс споживчих цін, рівень безробіття за методологією МОП. За допомогою показника індексу реальних доходів населення визначалась залежність між змінами рівня реальних доходів громадян і рівнем диференціації грошових доходів. Щоб визначити залежність між зміною пенсійного навантаження на працюючих та величиною диференціації доходів, використовувалося співвідношення кількостей зайнятих в економіці і пенсіонерів. Для характеристики розподільчої політики держави застосовано показник частки соціальних трансфертів у ВВП і співвідношення мінімальної заробітної плати з величиною прожиткового мінімуму (ПМ), для оцінки впливу зміни продуктивності праці на рівень диференціації - індекс продуктивності праці в промисловості. З метою встановлення зв'язку між зміною рівня заробітної плати та диференціацією доходів населення використовувався показник індексу реальної середньомісячної заробітної плати. Показником ступеня диференціації доходів населення в дослідженні служив коефіцієнт Джині, який розраховується не тільки для вивчення рівня диференціації та характеру змін у розподілі доходів суспільства, але також і для здійснення міжнародних та міжрегіональних порівнянь рівня концентрації доходів. У випадку рівномірного розподілу кожна група населення отримує дохід, пропорційний її чисельності, і коефіцієнт Джині приймає значення 0; при надмірній диференціації переважна частина доходів зосереджена в нечисленній групі, і коефіцієнт Джині прагне до 1.
Вихідна статистична інформація наведена в таблиці 1.
Статистична оцінка щільності взаємозв'язку між показниками отримана на основі коефіцієнта кореляції Пірсона, методи розрахунку, аналітична форма, шляхи застосування якого широко представлені в науковій літературі. Встановлено, що кореляційна залежність між індексом Джині і динамікою ВВП, індексом реальних доходів і заробітної плати, пенсійної навантаженням і продуктивністю праці є значущою (табл. 2). Між індексом споживчих цін, рівнем безробіття, ставленням мінімальної заробітної плати до прожиткового мінімуму, часткою трансфертів у ВВП і коефіцієнтом Джині не спостерігається істотна кореляційний зв'язок: коефіцієнти кореляції Пірсона становлять, відповідно, 0,65; -0,01; -0,54; -0,57. Всупереч очікуванням, між індексом споживчих цін і індексом Джині не виявлено тісний зв'язок: коефіцієнт кореляції між цими показниками становить 0,65. Це суперечить думці, що інфляція являє собою один з вирішальних чинників зростання диференціації доходів населення, оскільки малозабезпечені верстви найбільше страждають від підвищення цін на основні споживчі товари. Можна припустити, що ціни на товари першої необхідності завдяки стримує політиці держави зростали меншими темпами, ніж ціни на "елітні" товари, тому інфляційні процеси незначно впливали на доходи малозабезпечених. Такі результати можуть пояснюватися також недостатністю статистичної інформації.
Таблиця 1
Деякі показники соціально-економічного розвитку Україна
в 1996-2006 рр.. *
* Джерела: Бюлетень Національного банку України № 1 (154), 2006, с. 32-34; Витрати І ресурси домогосподарства України у 2006 році (за данімі вібіркового обстеження умов життя домогосподарства України). К., ДержкомстатУкраїні, 2007,478 с.; Моніторинг макроекономічніхта галузевим показників. Вип. 4 (72). К., Мінекономіки, 2006,92 с; Статистичний щорічнікУкраїніза2002рік. К., 2003,663 с; Статистичний щорічнік України за 2006 рік. К., 2007, 597 з
Коефіцієнт кореляції між індексом Джині і рівнем безробіття складає - 0,01, що свідчить про неістотність зв'язку і підтверджує той факт, що безробіття не є основним чинником диференціації грошових доходів в Україні. Можна припустити, що існуюча ситуація викликана низькою оплатою праці, коли зайнятість не гарантує відповідного рівня доходу.
Набагато складніше аналізувати взаємозв'язок між часткою соціальних трансфертів у ВВП і індексом Джині. По-перше, не встановлена тісна кореляція між цими показниками (коефіцієнт Пірсона дорівнює -0,57). По-друге, для даних до 2004 р. коефіцієнт кореляції був позитивним (0,771), що говорить про прямий вплив на диференціацію доходів: підвищення частки соціальних трансфертів у ВВП призводило до збільшення диференціації, хоча цей інструмент розподільчої політики держави повинен служити зниженню диференціації. Тобто розподільча політика держави неефективна. Дослідники вважають, що причиною ослаблення позитивного впливу соціальних трансфертів на розподіл є зниження частки деяких з них (таких як допомога сім'ям) та підвищення частки пенсій у структурі доходів 16. Вчені наполягають на тому, що слід застосувати адресну соціальну допомогу; це дасть можливість уникнути помилок (тобто виключити з числа одержувачів тих, хто допомоги не потребує, і включити в число одержувачів тих, кому допомога не призначена, хоча і вкрай необхідна). Якщо враховувати дані за 2001-2006 рр.., То коефіцієнт змінює свій знак на протилежний, тобто підвищення частки трансфертів ВВП зменшувало диференціацію доходів.
ВСТУП
ВПЛИВ СОЦІАЛЬНО-ЕКОНОМІЧНОГО РОЗВИТКУ НА рівень диференціації доходів НАСЕЛЕННЯ УКРАЇНИ
ВИСНОВКИ
ДЖЕРЕЛА
ВСТУП
У роботі на основі статистичних даних про динаміку розподілу доходів і соціально-економічному розвитку визначені парні кореляційні зв'язки і побудовано рівняння регресії, що дає можливість встановити залежність між ступенем диференціації доходів населення і макроекономічними показниками, охарактеризовано головні фактори диференціації доходів населення України.
Після здобуття Україною незалежності головними цілями створення нової, соціально орієнтованої моделі вітчизняної економіки були проголошені людський розвиток, забезпечення гідного рівня життя, економічних свобод, соціального захисту громадян. Проте реальні наслідки трансформації економічної системи на ринкових засадах, що одержали свій прояв у багатьох негативних фактах, зокрема, в значній диференціації доходів, зубожіння народу, зростання соціальної напруженості в країні, свідчать, що реформаторам не вдалося втілити в життя проголошені ними красномовні декларації.
У цілому диференціація доходів населення в суспільстві, де панують ринкові відносини, - явище природне, закономірне. Нерівне майнове становище членів суспільства вважається одним з потужних стимулів соціально-економічного прогресу, але тільки тоді, коли для кожного громадянина створені відносно однакові можливості реалізувати свій потенціал.
Посилення нерівності у розподілі доходів змушує вивчити його причини і переконує в необхідності підвищити регулятивний вплив держави, з тим щоб соціально-економічна диференціація населення не досягла критичної точки.
ВПЛИВ СОЦІАЛЬНО-ЕКОНОМІЧНОГО РОЗВИТКУ НА рівень диференціації доходів НАСЕЛЕННЯ УКРАЇНИ
Взаємозв'язку економічного розвитку і рівня диференціації доходів у суспільстві присвячено чимало публікацій теоретичної і емпіричної спрямованості. Досліджуються два взаємопов'язаних аспекти даної проблеми: вплив економічного зростання на розподіл (диференціацію) доходів і, навпаки, - вплив диференціації на економічне зростання. Останній впливає на диференціацію доходів через різноманітні канали - розподіл ресурсів між секторами економіки, цінову політику, зайнятість, заробітну плату та ін, будучи важливою умовою підвищення доходів населення та зменшення бідності в суспільстві. У свою чергу, розподіл доходів має вирішальне значення для економічного розвитку, оскільки воно впливає на продуктивність праці й економіки в цілому, обумовлює масштаби бідності при будь-якому рівні середнього доходу на душу населення, позначається на соціальній стабільності в країні.
Вивченню цієї теми поклав початок С. Коваль, Нобелівський лауреат з економіки (1971), у праці "Економічне зростання та економічна нерівність", де виклав гіпотезу, згідно якої на ранніх стадіях росту нерівність у розподілі доходів збільшується, потім стабілізується і, нарешті, по досягненні економікою певного рівня починає скорочуватися. Графічно ця залежність відбивається як перевернута U-образна крива.
Стаття С. Кузнеця викликала жваву дискусію. Наукову правоту висунутої гіпотези відстоювали в подальших Р. Барро, Ф. Боргуньон, Р. Перотті, С. Робінсон та ін Однак аналіз міжнародної бази даних, здійснений К. Даінінгером і Л. Сквайром, не підтвердив виведення Коваля, показавши незначну систематичну взаємозв'язок між економічним зростанням і зміною нерівності. Істотну зворотний зв'язок між економічним розвитком і нерівністю доходів на тлі економічних трансформацій у країнах Східної Європи та Центральної Азії виявили М. Равальон і С. Чен.
Що стосується впливу диференціації доходів на економічне зростання, то тут теж немає єдиної думки. Дехто з учених вважає, що диференціація сприятливо позначається на економічному зростанні. Разом з тим багато зарубіжні дослідження, проведені на основі регресійного аналізу, підтверджують, що більша рівність у розподілі доходів є бажаним для забезпечення соціальної справедливості і для стимулювання економічного зростання.
Представляють інтерес для вирішення поставлених проблем дослідження, здійснені міжнародними організаціями. Так, експерти Світового банку вказують, що економічне зростання має своїм результатом підвищення попиту на робочу силу і заробітної плати, скорочення безробіття, збільшення продуктивності праці, дозволяє масштабніше фінансувати соціальну сферу і є неодмінним фактором подолання бідності, сприяючи скороченню надмірної диференціації, підвищенню добробуту всіх верств населення.
У працях російських учених, таких як В. Бобков, С. Кузнєцов, Н. Рабкіна, Н. Рімашевський, А. Суворов та ін, цьому питанню також приділяється пильна увага. Оперуючи великими масивами статистичних даних, вчені досліджують вплив макроекономічних процесів і окремих соціально-економічних факторів на доходну стратифікацію населення.
Різні аспекти зв'язку економічного розвитку та диференціації доходів охарактеризували авторитетні українські вчені - І. Гнибіденко, Е. Ліванова, В. Новіков, В. Семенов, М. Соколик, Л. Черенько та ін Фахівці підкреслюють, що економічне зростання, за умови рівномірного розподілу його результатів серед всіх груп населення, є грунтом для підвищення добробуту кожного громадянина, подолання надмірної диференціації і бідності, але ні в якому разі не може автоматично усунути бідність, вберегти від загрози соціальних потрясінь, гарантувати безпечне існування людини в суспільстві. Світовий досвід, включаючи й український, показує, що економічне зростання супроводжується різкими диспропорціями у регіональному розвитку і збільшенням нерівності в доходах, і обидві ці проблеми потрібно вирішувати за допомогою дієвих заходів державної політики.
Таким чином, вивчення літературних джерел переконало в певній антиномічності поглядів вчених на це запитання: з одного боку, економічне зростання являє собою вагомий чинник подолання бідності і підвищення доходів у суспільстві, з іншого - він може чинити негативний вплив на життя суспільства, якщо відбувається поляризація в соціально-економічному становищі окремих верств.
У пропонованій статті ми зробили спробу дослідити вплив конкретних явищ соціально-економічного розвитку України на диференціацію доходів населення, використавши дані офіційної статистики. Щоб встановити взаємозв'язки, потрібно дослідити ступінь залежності диференціації доходів від макроекономічних факторів. Статистика ще не накопичила інформації, достатньої для того, щоб побудувати надійну багатофакторну регресійну модель, за допомогою якої можна було б всебічно висвітлити цікаву для нас проблему. Проте дані Держкомстату України про динаміку рівня диференціації доходів населення та соціально-економічного розвитку протягом 1996-2006 рр.. дозволяють виявити парні кореляційні зв'язки та побудувати рівняння регресії, тобто з'ясувати, чи є залежність між зміною ступеня диференціації доходів і окремими соціально-економічними показниками. З цією метою вивчені наявність і щільність зв'язку між диференціацією доходів (витрат) населення (коефіцієнтом Джині), з одного боку, і такими макроекономічними чинниками, як ВВП, продуктивність праці у промисловості, інфляція, безробіття, з іншого боку. Два перших з названих факторів могли надавати зворотне, а два останніх - прямий вплив на динаміку нерівності населення за доходами.
В аналізі використовувалися такі показники: середньорічні темпи зростання ВВП, індекс споживчих цін, рівень безробіття за методологією МОП. За допомогою показника індексу реальних доходів населення визначалась залежність між змінами рівня реальних доходів громадян і рівнем диференціації грошових доходів. Щоб визначити залежність між зміною пенсійного навантаження на працюючих та величиною диференціації доходів, використовувалося співвідношення кількостей зайнятих в економіці і пенсіонерів. Для характеристики розподільчої політики держави застосовано показник частки соціальних трансфертів у ВВП і співвідношення мінімальної заробітної плати з величиною прожиткового мінімуму (ПМ), для оцінки впливу зміни продуктивності праці на рівень диференціації - індекс продуктивності праці в промисловості. З метою встановлення зв'язку між зміною рівня заробітної плати та диференціацією доходів населення використовувався показник індексу реальної середньомісячної заробітної плати. Показником ступеня диференціації доходів населення в дослідженні служив коефіцієнт Джині, який розраховується не тільки для вивчення рівня диференціації та характеру змін у розподілі доходів суспільства, але також і для здійснення міжнародних та міжрегіональних порівнянь рівня концентрації доходів. У випадку рівномірного розподілу кожна група населення отримує дохід, пропорційний її чисельності, і коефіцієнт Джині приймає значення 0; при надмірній диференціації переважна частина доходів зосереджена в нечисленній групі, і коефіцієнт Джині прагне до 1.
Вихідна статистична інформація наведена в таблиці 1.
Статистична оцінка щільності взаємозв'язку між показниками отримана на основі коефіцієнта кореляції Пірсона, методи розрахунку, аналітична форма, шляхи застосування якого широко представлені в науковій літературі. Встановлено, що кореляційна залежність між індексом Джині і динамікою ВВП, індексом реальних доходів і заробітної плати, пенсійної навантаженням і продуктивністю праці є значущою (табл. 2). Між індексом споживчих цін, рівнем безробіття, ставленням мінімальної заробітної плати до прожиткового мінімуму, часткою трансфертів у ВВП і коефіцієнтом Джині не спостерігається істотна кореляційний зв'язок: коефіцієнти кореляції Пірсона становлять, відповідно, 0,65; -0,01; -0,54; -0,57. Всупереч очікуванням, між індексом споживчих цін і індексом Джині не виявлено тісний зв'язок: коефіцієнт кореляції між цими показниками становить 0,65. Це суперечить думці, що інфляція являє собою один з вирішальних чинників зростання диференціації доходів населення, оскільки малозабезпечені верстви найбільше страждають від підвищення цін на основні споживчі товари. Можна припустити, що ціни на товари першої необхідності завдяки стримує політиці держави зростали меншими темпами, ніж ціни на "елітні" товари, тому інфляційні процеси незначно впливали на доходи малозабезпечених. Такі результати можуть пояснюватися також недостатністю статистичної інформації.
Таблиця 1
Деякі показники соціально-економічного розвитку Україна
в 1996-2006 рр.. *
| U | u | u | Іш | U | З | а | і | U | |||
| Показник | soos | Г- про \ | 00 OS | Os OS | О О | Про | про | СП Про | про | «Про про | SO Про |
| OS | O | OS | O | Про cs | Про N | про (N | Про рах | про | про | Про CS | |
| Коефіцієнт Джині | 40,2 | 37,1 | 38,2 | 34,4 | 33,4 | 33,9 | 32,9 | 32,8 | 32,5 | 32,6 | 32,7 |
| Темпи зростання ВВП (% | |||||||||||
| до попереднього року) | 90 | 97 | 98,1 | 99,8 | 105,9 | 109,2 | 105,2 | 109,6 | 112,1 | 102,6 | 107 |
| Індекс реальних доходів | |||||||||||
| населення (% до попе- | |||||||||||
| дущему році ).................... | 82,9 | 106,3 | 98,4 | 92 | 109,9 | 109 | 121,2 | 110 | 119,6 | 120,1 | 116,3 |
| Індекс споживчих | |||||||||||
| цін (%, грудень до дека- | |||||||||||
| брю попереднього року) ... | 139,7 | 110,1 | 120 | 119,2 | 125,8 | 106,1 | 99,4 | 108,2 | 112,3 | 110,3 | 111,6 |
| Рівень безробіття за | |||||||||||
| методологією МОП (%) | 7,6 | 8,9 | 11,3 | 11,9 | 11,7 | 11,1 | 10,1 | 9,4 | 8,6 | 12 | 6,8 |
| Пенсійна навантаження | 790 | 786 | 779 | 769 | 750 | 723 | 718 | 713 | 707 | 657 | 675 |
| Співвідношення | |||||||||||
| мінімальної заробітної | |||||||||||
| плати та прожиткового | |||||||||||
| мінімуму (%)................... | 16 | 20 | 65 | 58 | 75 | 37,4 | 52 | 61,3 | 61,4 | 65,9 | 72 |
| Частка соціальних | |||||||||||
| трансфертів у ВВП (%)... | 12,1 | 13,4 | 12,4 | 11,3 | 10,7 | 11 | 16,9 | 29,2 | 30,2 | 34,7 | 34,6 |
| Індекс реальної середньо- | |||||||||||
| місячної заробітної пла- | |||||||||||
| ти (%, грудень до грудня | |||||||||||
| попереднього року )........... | 86,2 | 97,6 | 87,1 | 103,4 | 103,6 | 120,4 | 115,6 | 113,8 | 120,8 | 120,3 | 118,3 |
| Індекс виробник- | |||||||||||
| ності праці в промисло- | |||||||||||
| мисловості (% до попе- | |||||||||||
| дущему році ).................... | 103,3 | 107,1 | 103,9 | 109,6 | 116 | 118,6 | 111,8 | 119,8 | 112,3 | 104 | - |
Коефіцієнт кореляції між індексом Джині і рівнем безробіття складає - 0,01, що свідчить про неістотність зв'язку і підтверджує той факт, що безробіття не є основним чинником диференціації грошових доходів в Україні. Можна припустити, що існуюча ситуація викликана низькою оплатою праці, коли зайнятість не гарантує відповідного рівня доходу.
Набагато складніше аналізувати взаємозв'язок між часткою соціальних трансфертів у ВВП і індексом Джині. По-перше, не встановлена тісна кореляція між цими показниками (коефіцієнт Пірсона дорівнює -0,57). По-друге, для даних до 2004 р. коефіцієнт кореляції був позитивним (0,771), що говорить про прямий вплив на диференціацію доходів: підвищення частки соціальних трансфертів у ВВП призводило до збільшення диференціації, хоча цей інструмент розподільчої політики держави повинен служити зниженню диференціації. Тобто розподільча політика держави неефективна. Дослідники вважають, що причиною ослаблення позитивного впливу соціальних трансфертів на розподіл є зниження частки деяких з них (таких як допомога сім'ям) та підвищення частки пенсій у структурі доходів 16. Вчені наполягають на тому, що слід застосувати адресну соціальну допомогу; це дасть можливість уникнути помилок (тобто виключити з числа одержувачів тих, хто допомоги не потребує, і включити в число одержувачів тих, кому допомога не призначена, хоча і вкрай необхідна). Якщо враховувати дані за 2001-2006 рр.., То коефіцієнт змінює свій знак на протилежний, тобто підвищення частки трансфертів ВВП зменшувало диференціацію доходів.
Таблиця 2
Кореляція макроекономічних показників і коефіцієнта Джині *
| Показник | Коефіцієнт кореляції Пірсона | Статистична значимість | Кількість спостережень 1М |
| Темпи зростання ВВП (% до попе- | |||
| щему році )............................................... ..... | -0,88 (**) | 0,000 | 10 |
| Індекс реальних доходів населення (% | |||
| до попереднього року ).............................. | -0,83 (**) | 0,002 | 10 |
| Індекс споживчих цін (%, грудень | |||
| до грудня попереднього року )...................... | 0,65 | 0,035 | 10 |
| Рівень безробіття за методологією | |||
| МОП (%).............................................. ............ | -0,01 | 0,031 | 10 |
| Пенсійна навантаження ..................................... | 0,82 (**) | 0,004 | 10 |
| Співвідношення мінімальної заробітної | |||
| плати та позитивного мінімуму (%) | -0,54 | 0,045 | 10 |
| Частка соціальних трансфертів у ВВП (%)... | -0,57 | 0,083 | 10 |
| Індекс реальної середньомісячної | |||
| заробітної плати (%, грудень до грудня | |||
| попереднього року )........................................ | -0,92 (**) | 0,000 | 10 |
| Індекс продуктивності праці в про- | |||
| мисловості (%, до попереднього року ).... | -0,81 (**) | 0,057 | 10 |
Між індексами реальних доходів населення (реальною заробітною платою) і коефіцієнтом Джині виявлена особливо тісний зв'язок: коефіцієнти кореляції дорівнюють -0,83 та -0,92. Негативна величина вказує на зворотний характер зв'язку, тобто зі зростанням реальних доходів і підвищенням рівня реальної заробітної плати населення соціальне розшарування слабшає. Встановлено зв'язок між диференціацією доходів і динамікою ВВП (коефіцієнт кореляції Пірсона дорівнює -0,88); знак "мінус" вказує на зворотний зв'язок, тобто зростання ВВП зменшує диференціацію грошових доходів населення. Аналіз даних про зростання продуктивності праці в промисловості підтверджує досить тісний зворотний зв'язок з показником диференціації -0,81, тобто підвищення продуктивності праці веде до зниження рівня диференціації доходів населення. Встановлено, що пенсійна навантаження має тісний взаємозв'язок з розшаруванням населення за доходами (коефіцієнт кореляції дорівнює 0,82), тобто зростання кількості пенсіонерів у порівнянні з кількістю зайнятих і підвищення економічного навантаження на працюючих викликають більше майнове розшарування населення.
Якщо кореляційний аналіз дозволяє встановити ступінь зв'язку між окремими показниками, то завдяки регрессионному аналізу можна визначити вид зв'язку з цим і спрогнозувати величину однієї змінної (залежної), відштовхуючись від величини іншої. За результатами проведеного нами кореляційного аналізу було скорочено кількість показників для побудови регресійних рівнянь до чотирьох. Серед них: середньорічні темпи зростання ВВП, індекс реальної середньомісячної заробітної плати, пенсійна навантаження, індекс продуктивності праці в промисловості. Між іншими ознаками, які можна було б використовувати для побудови регресійної моделі, існує тісний взаємозв'язок. Серед двох ознак, які мали високий показник кореляції з коефіцієнтом Джині, одна знецінює вплив іншої, якщо вони включені у регресійну модель одночасно. Це, у свою чергу, знижує цінність окремих регресійних моделей і негативно впливає на адекватність регресійних рівнянь.
При побудові моделей ми враховували, що кінцева статистична модель повинна відповідати ряду вимог, а саме: пояснювати не менше 60% варіації результативної ознаки (Я2> 60%); стандартне відхилення не може перевищувати 5% від середнього рівня; всі оцінки коефіцієнтів кінцевого рівняння повинні бути статистично значимими при а = 0,05; крім того, результативний і факторний ознаки були прологаріфміровани для виконання умов нормальності відповідних розподілів.
За результатами проведеного аналізу було побудовано кілька регресійних рівнянь, які відрізняються набором факторних змінних:
lnyt = a0 + а1 lnxf1 + a2lnxf2,
де In у, - результативна змінна (натуральний логарифм коефіцієнта Джині);
ХП, xG - факторні змінні;
а0-вільний член рівняння регресії (у загальному випадку - це значення логарифма коефіцієнта Джині при нульових значеннях інших факторних ознак, In ХП, In ха не можуть бути рівними нулю), а,-коефіцієнти регресії, що відображають ступінь зміни коефіцієнта Джині залежно від факторних ознак, / = 1,2.
Моделювання рівня диференціації грошових доходів (витрат) населення призвело до наступних трьох равенствам:
In yf = 4,045-0,736 In хм +0,441 Inx ^, (1)
де хп - середньорічні темпи зростання ВВП; хе - пенсійна навантаження. Характеристики якості даної моделі: Я2 = 0,87, F = 26,84;
Inyt = 5,94 -0,536 Inxn +0,017 lnx (2, (2)
де xn - індекс реальної середньомісячної заробітної плати; ха - пенсійна навантаження. Характеристики якості даної моделі; Я2 = 0,86, F = 25,18;
lnyf = -1,895-0,005 lnxf1 +0,914 lnxf2, (3)
де хп - індекс продуктивності праці в промисловості; хп - пенсійна навантаження. Характеристики якості даної моделі: Я2 = 0,83, F = 17,22.
За характеристиками якості моделей (значенню коефіцієнта детермінації, F-критерієм, f-статистикам) виявлено, що найбільш адекватним, тобто таким, що здатне реально описати зв'язок між коефіцієнтом Джині і обраних факторними змінними, є двухфакторноеуравненіе (^. Характеристики даної регресійної моделі розраховані за допомогою процедур пакету SPSS.10.
Характеристики отриманого регресійного рівняння можна інтерпретувати в такий спосіб: вільний член рівняння (а ^) - це постійна величина, що характеризує значення логарифма коефіцієнта Джині при нульових значеннях інших факторних ознак. Тобто коефіцієнт Джині складе ехр (4,045) = 53,11 за умови, що інші фактори, включені в модель, не будуть впливати на рівень диференціації.
Коефіцієнт регресії при In ХП (-0,736) означає, що зі збільшенням натурального логарифма середньорічного темпу зростання ВВП на одиницю, при інших рівних умовах, величина In у, (натуральний логарифм коефіцієнта Джині) зменшиться на 0,736, а значення останнього - в ехр (0,736 ) = 2,087 рази. Тобто на основі аналізу статистичних даних за 10 років (1996-2006 рр..) Можна стверджувати, що економічний розвиток в Україні, яке в нашому дослідженні виражається середньорічним темпом росту ВВП, справляло знижує вплив на рівень диференціації доходів населення.
Коефіцієнт регресії при In xa (0,441) показує, що зі збільшенням значення натурального логарифма пенсійного навантаження, при інших рівних умовах, на одиницю величина натурального логарифма коефіцієнта Джині зросте на 0,441, а його значення - у ехр (0,441) = 1,554 рази. Тобто зростання пенсійного навантаження призводить до збільшення диференціації.
Порівняння прямої оцінки коефіцієнта Джині в 2006 р. (32,7) з оцінкою, отриманою в ході моделювання (32,42), свідчить про їх достатній близькості.
Таким чином, найсильніше впливають на диференціацію грошових доходів населення такі фактори, як валовий внутрішній продукт, продуктивність праці, пенсійна навантаження, рівень реальних доходів і реальної заробітної плати населення. Встановлено, що соціальні трансферти не мають вирішального значення для рівня диференціації грошових доходів (витрат), а підвищення частки соціальних трансфертів ВВП до 2004 р. викликало збільшення диференціації.
ВИСНОВКИ
Ми показали, що темпи зростання ВВП і реальних доходів істотно позначаються на рівні диференціації в суспільстві. Разом з тим слід підкреслити, що економічне зростання не призводить автоматично до подолання бідності та зменшення надмірної диференціації. Тільки тоді, коли його результати спрямовані на досягнення цілей людського розвитку, можна говорити про вирішення соціальних проблем. Досвід розвинених країн переконує, що лише завдяки істотним державних інвестицій у людський капітал і прогресивній системі соціальних заходів можливе зменшити нерівність у розподілі доходів та досягти згоди в суспільстві. Соціальний розвиток - це і наслідок, і вирішальний чинник економічного зростання, адже підвищення рівня життя є стимулом до праці, джерелом платоспроможного попиту, гарантією довіри громадян до владних структур. Для підйому рівня життя населення України необхідно вживати заходів державної політики, спрямовані на найбільш раціональне використання результатів економічного зростання. Мова йде про створення умов для піднесення ВВП на основі збільшення зайнятості, підвищення продуктивності та оплати праці, посилення ефективності діючої системи трансфертних платежів, забезпечення соціальних стандартів (зокрема, мінімальної заробітної плати), покращення демографічних характеристик населення.
ДЖЕРЕЛА
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 MP 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. Доповідь з оцінки бідності. Російська Федерація. "Співпраця" № 39-40, 2004, с. 1-30
19. Алам А., Мурті М., Ємцов Р. Зростання, бідність і нерівність: Східна Європа і колишній Радянський Союз. Вашингтон, Світовий банк, 2005, 322 с.
20. Бобков В. Аналіз соціально-економічної диференціації. "Економіст" № 7, 2003, с. 10-20
21. Кузнєцова Є., Кузнєцов С. Процеси диференціації доходів населення та їх державне регулювання. "Економіст" № 4, 2004, с. 46-53
22. Росія: 10 років реформ. Соціально-демографічна ситуація. Матеріали круглого столу. М., РІД ІСЕПН, 2002, 368 с.
23. Гнібіденко І.Ф. Вплив соціально-економічної політікі 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 соціальніх інвестіцій. - К, Інститут демографії та соціальніх 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 соціальніх процесів: нерівність, бідність, полярізація. У 2 т. Т. 2. Бідність та полярізація. - 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 І.Г., Венецкая В.І. Основниематематіко-статистичні поняття і формули в економічному аналізі. - М., 1979, 258 с.