Распределение индивидов по подгруппам, однородным по обстоятельствам, в выборке для оценки вклада неравенства возможностей в неравенство дохода приведено в табл. 3.
Таблица 2
Распределение индивидов по подгруппам, однородным по обстоятельствам (выборка для оценки вклада неравенства возможностей в неравенство заработной платы)
|
Пол |
Место рождения |
Образование родителей |
||||
|
неокон ченное среднее |
оконченное среднее |
оконченное среднее специальное |
оконченное высшее и выше |
|||
|
М |
Город |
110 |
94 |
134 |
162 |
|
|
Поселок городского типа |
59 |
37 |
40 |
38 |
||
|
Деревня,село |
319 |
96 |
87 |
52 |
||
|
Ж |
Город |
121 |
113 |
143 |
168 |
|
|
Поселок городского типа |
102 |
51 |
48 |
42 |
||
|
Деревня, село |
397 |
134 |
140 |
68 |
Таблица 3
Распределение индивидов по подгруппам, однородным по обстоятельствам (выборка для оценки вклада неравенства возможностей в неравенство дохода)
|
Пол |
Место рождения |
Образование родителей |
||||
|
неокон ченное среднее |
оконченное среднее |
оконченное среднее специальное |
оконченное высшее и выше |
|||
|
М |
Город |
136 |
118 |
149 |
180 |
|
|
Поселок городского типа |
81 |
38 |
44 |
40 |
||
|
Деревня,село |
426 |
118 |
104 |
63 |
||
|
Ж |
Город |
206 |
146 |
185 |
212 |
|
|
Поселок городского типа |
137 |
61 |
59 |
52 |
||
|
Деревня, село |
607 |
174 |
174 |
95 |
Как видно из табл. 2-3, типы хорошо наполнены, иначе говоря, объем наблюдений внутри типов достаточен для расчета персен- тилей внутритиповых распределений.
Результаты оценки вклада неравенства возможностей в неравенство заработной платы приведены в табл. 4.
Как видно из табл. 4, вклад неравенства возможностей, обусловленного такими факторами, как пол, тип населенного пункта -- места рождения, образование родителей индивида, в неравенство заработной платы составляет 18-24% в зависимости от особенностей процедуры оценивания при использовании L-индекса Тейла в качестве меры неравенства. При этом оценки, получаемые с использованием ex-post подхода, заметно выше, чем с использованием ex-ante подхода. Процедура сглаживания делает результаты, получаемые с использованием обоих подходов, более близкими. В целом оценки, получаемые с использованием разных индексов неравенства, обычно дают близкие результаты.
Таблица 4
Результаты оценки вклада неравенства возможностей в неравенство заработной платы с использованием непараметрического подхода
|
Параметр |
Индекс неравенства |
||||
|
GE(0) |
GE(1) |
A(1) |
A(2) |
||
|
Ex-ante подход без процедуры сглаживания |
|||||
|
I (W) |
0,26653 |
0,26734 |
0,23396 |
0,45771 |
|
|
I (Wb) |
0,04970 |
0,05026 |
0,04757 |
0,12590 |
|
|
I (WG) |
0,21683 |
0,21708 |
0,19570 |
0,37960 |
|
|
Q ex_ante |
18,65% |
18,80% |
20,33% |
27,51% |
|
|
О ex ante ue |
18,65% |
18,80% |
16,35% |
17,07% |
|
|
Ex-ante подход с процедурой сглаживания |
|||||
|
I (W) |
0,25327 |
0,24913 |
0,22374 |
0,39064 |
|
|
I (WG) |
0,20357 |
0,19887 |
0,18523 |
0,33379 |
|
|
I (Wb) |
0,04970 |
0,05026 |
0,04726 |
0,08534 |
|
|
Q ex_ante |
19,62% |
20,17% |
21,12% |
21,85% |
|
|
Qex ante e |
19,62% |
20,17% |
17,21% |
14,55% |
|
|
Ex-post подход без процедуры сглаживания |
|||||
|
I (W) |
0,26653 |
0,26734 |
0,23396 |
0,45771 |
|
|
I (Wg) |
0,06619 |
0,07301 |
0,06764 |
0,12873 |
|
|
I (Wb) |
0,20034 |
0,19433 |
0,17839 |
0,37759 |
|
|
Q ex_ante |
24,83% |
27,31% |
28,91% |
28,12% |
|
|
Q ex_ante |
24,83% |
27,31% |
23,75% |
17,50% |
|
|
Ex-post подход c процедурой сглаживания |
|||||
|
I (W) |
0,25327 |
0,24913 |
0,22374 |
0,39064 |
|
|
I (Wg) |
0,20034 |
0,19433 |
0,18066 |
0,32352 |
|
|
I (Wb) |
0,05293 |
0,05479 |
0,05258 |
0,09922 |
|
|
Q ex_ante |
20,90% |
21,99% |
23,50% |
25,40% |
|
|
Q ex_ante |
20,90% |
21,99% |
19,25% |
17,18% |
Результаты оценки вклада неравенства возможностей в неравенство дохода приведены в табл. 5.
Как видно из табл. 5, вклад неравенства возможностей, обусловленного такими факторами, как пол, тип населенного пункта -- места рождения, образование родителей индивида, в неравенство индивидуального дохода составляет 12-21% в зависимости от особенностей процедуры оценивания при использовании L-индекса Тейла в качестве меры неравенства. Процедура сглаживания делает результаты, получаемые с использованием обоих подходов, более близкими. Оценки, получаемые с использованием разных индексов неравенства, часто, но не всегда дают близкие результаты.
В целом вклад неравенства возможностей в неравенство дохода меньше, чем в неравенство заработной платы. Это можно объяснить тем, что заработная плата ближе к понятию факторного, первичного дохода, в то время как индивидуальный доход -- это то, что сложилось в результате перераспределительных процессов, которые в некоторой мере компенсировали неравенство возможностей. Однако при этом, как видно из табл. 4-5, общее неравенство дохода выше, чем неравенство заработной платы. Другими словами, перераспределительные процессы не приводят к снижению экономического неравенства в России.
Таблица 5
Результаты оценки вклада неравенства возможностей в неравенство дохода с использованием непараметрического подхода
|
Параметр |
Индекс неравенства |
||||
|
GE(0) |
GE(1) |
A(1) |
A(2) |
||
|
Ex-ante подход без процедуры сглаживания |
|||||
|
I (W) |
0,30889 |
0,28884 |
0,26574 |
0,61149 |
|
|
I (Wb) |
0,03945 |
0,04128 |
0,03764 |
0,17666 |
|
|
I (Wg) |
0,26944 |
0,24757 |
0,23702 |
0,52812 |
|
|
Q ex_ante |
12,77% |
14,29% |
14,16% |
28,89% |
|
|
0 ex_ante |
12,77% |
14,29% |
10,81% |
13,63% |
|
|
Ex-ante подход с процедурой сглаживания |
|||||
|
I (W) |
0,28083 |
0,26923 |
0,24485 |
0,43211 |
|
|
I (Wg) |
0,24138 |
0,22795 |
0,21617 |
0,39430 |
|
|
I (Wb) |
0,03945 |
0,04128 |
0,03659 |
0,06242 |
|
|
Q ex_ante |
14,05% |
15,33% |
14,94% |
14,45% |
|
|
Q ex_ante |
14,05% |
15,33% |
11,71% |
8,75% |
|
|
Ex-post подход без процедуры сглаживания |
|||||
|
I (W) |
0,30889 |
0,28884 |
0,26574 |
0,61149 |
|
|
I (Wg) |
0,06618 |
0,06204 |
0,05738 |
0,10745 |
|
|
I (Wb) |
0,24270 |
0,22680 |
0,22104 |
0,56471 |
|
|
Q ex_ante |
21,43% |
21,48% |
21,59% |
17,57% |
|
|
Q ex_ante |
21,43% |
21,48% |
16,82% |
7,65% |
|
|
Ex-post подход c процедурой сглаживания |
|||||
|
I (W) |
0,28083 |
0,26923 |
0,24485 |
0,43211 |
|
|
I (Wg) |
0,03813 |
0,04243 |
0,03977 |
0,07371 |
|
|
I (Wb) |
0,24270 |
0,22680 |
0,21357 |
0,38691 |
|
|
Q ex_ante |
13,58% |
15,76% |
16,24% |
17,06% |
|
|
О ex ante ue |
13,58% |
15,76% |
12,78% |
10,46% |
Значительный методический интерес представляет сравнение результатов, полученных непараметрическим методом, с результатами, получающимися на тех же данных с использованием параметрического подхода. Методика параметрической оценки неравенства возможностей подробно представлена в работе [Ибрагимова, Франц, 2019]. Однако результаты, полученные в этой работе, не вполне сопоставимы с результатами настоящего исследования по ряду причин. Во-первых, в работе [Ибрагимова, Франц, 2019] использовался другой набор факторов-обстоятельств. Во-вторых, в ней выборка ограничивалась мужчинами, проживающими в городской местности, а в настоящем исследовании в выборку включались и мужчины, и женщины, проживающие в городской и сельской местности.
Для сравнения оценок, получаемых с использованием параметрического и непараметрического подходов, мы выполнили расчет параметрическим методом на тех же данных и с использованием того же набора факторов-обстоятельств и тех же критериев включения, что и в настоящем исследовании. Результаты приведены в табл. 6-7.
Таблица 6
Результаты оценки вклада неравенства возможностей в неравенство заработной платы с использованием параметрического подхода
|
Параметр |
Индекс неравенства |
||||
|
GE(0) |
GE(1) |
A(1) |
A(2) |
||
|
I (w) |
0,26653 |
0,26734 |
0,23396 |
0,45771 |
|
|
I (w) |
0,21865 |
0,21896 |
0,19640 |
0,39370 |
|
|
& (%) |
17,96 |
18,09 |
16,05 |
13,98 |
Таблица 7
Результаты оценки вклада неравенства возможностей в неравенство дохода с использованием параметрического подхода
|
Параметр |
Индекс неравенства |
||||
|
GE(0) |
GE(1) |
A(1) |
A(2) |
||
|
I (w) |
0,30889 |
0,28884 |
0,26574 |
0,61149 |
|
|
I (w) |
0,27217 |
0,24911 |
0,23828 |
0,58788 |
|
|
& (%) |
11,88 |
13,75 |
10,33 |
3,86 |
Сравнительный анализ табл. 4 и 6, а также табл. 5 и 7 показывает, что оценки на основе параметрического подхода обычно получаются очень близкими и чуть меньшими, чем оценки, рассчитанные с использованием ex-ante подхода без процедуры сглаживания и Q_x-ante в качестве оценки вклада неравенства возможностей в неравенство индивидуальных достижений.
С практической точки зрения интересен вопрос, насколько полученные оценки неравенства возможностей малы или велики, формируют ли они значимые для общества экономические или социальные угрозы. К сожалению, в известной нам литературе по неравенству возможностей мы ни разу не встречали никаких «критических значений» или шкал, позволяющих классифицировать оцененный уровень неравенства возможностей как низкий, приемлемый или социально опасный. Представляется, что разработка и обоснование такой шкалы является важной научнопрактической задачей будущих исследований в проблемной области неравенства возможностей.
Некоторое оценочное суждение об уровне неравенства возможностей в России можно сделать на основе сопоставления полученных нами оценок с оценками неравенства возможностей в других странах. В целом можно констатировать, что уровень неравенства возможностей в РФ сопоставим, например, с неравенством возможностей в Италии и, по-видимому, ниже, чем в латиноамериканских странах.
Однако важно отметить, что такого рода сопоставления очень ненадежны, поскольку в сравниваемых исследованиях разнятся используемые факторы-обстоятельства, измерители индивидуальных достижений и критерии формирования выборки. Поэтому задачу сопоставления уровня неравенства возможностей в России с другими странами также следует рассматривать как перспективное направление развития исследований по этой проблематике.
Заключение
В работе сделана попытка измерить вклад неравенства возможностей, связанных с полом и типом населенного пункта, где родился индивид, а также с образованием его родителей, в неравенство доходов и заработной платы в Российской Федерации на основе непараметрического подхода. При оценке неравенства возможностей применялись два метода -- упреждающий и пост- фактумный. В качестве основной меры неравенства был выбран L-индекс Тейла; для оценки устойчивости результатов к выбору индекса неравенства также использовались T-индекс Тейла и индексы Аткинсона.
Установлено, что при применении L-индекса Тейла в качестве меры неравенства вклад неравенства возможностей в неравенство заработной платы составляет 18-24%, а в неравенство индивидуального дохода -- 12-21% в зависимости от особенностей процедуры оценивания.
Полученные нами результаты показывают больший вклад неравенства возможностей в заработную плату, чем в неравенство доходов. Наша интерпретация этих результатов заключается в следующем. Заработная плата определяется на рынке труда и относительно мало подвержена государственному регулированию, в то время как индивидуальный доход складывается в том числе и в результате перераспределительных процессов. То обстоятельство, что вклад неравенства возможностей в неравенство доходов меньше, чем в неравенство заработной платы, свидетельствует, что государственная перераспределительная политика в какой-то мере способствует более справедливому с позиций теории неравенства возможностей общественному устройству.