Финансово-экономический научный портал

ТАКЖЕ ПОСЕТИТЕ: Бизнес-статьи на английском языке

  РУБРИКАТОР:  Менеджмент   Брендинг   Маркетинг    Статистика   Бухучет   Эконометрика   Список всех 60 рубрик...



    

НОВЕЙШИЕ СТАТЬИ:

18 марта 2006
Немарксизм ч.III
АвторKolodin A.B., рейтинг за сегодня - 24


18 марта 2006
Немарксизм ч.II
АвторKolodin A.B., рейтинг за сегодня - 19


18 марта 2006
Немарксизм ч.I
АвторKolodin A.B., рейтинг за сегодня - 25


18 марта 2006
Немарксизм ч.I
АвторKolodin A.B., рейтинг за сегодня - 25


20 февраля 2006
Трагедия Маркса
АвторСтатьи по экономике [Администратор], рейтинг за сегодня - 24


17 декабря 2005
К вопросу о стоимости рабочей силы при капитализме
АвторЕвгений Сахонько, рейтинг за сегодня - 25


31 октября 2005
Краткое изложение учения Карла Маркса
АвторВладимир32, рейтинг за сегодня - 23


18 декабря 2004
Марксизм. Часть III. КРИЗИС МАРКСИЗМА И НЕОМАРКСИЗМ. § 2. Синдикалистский неомарксизм
АвторСтатьи по экономике [Администратор], рейтинг за сегодня - 24


18 декабря 2004
Марксизм. Часть III. КРИЗИС МАРКСИЗМА И НЕОМАРКСИЗМ. § 1. Реформистский неомарксизм
АвторСтатьи по экономике [Администратор], рейтинг за сегодня - 22


18 декабря 2004
Марксизм. Часть III. КРИЗИС МАРКСИЗМА И НЕОМАРКСИЗМ
АвторСтатьи по экономике [Администратор], рейтинг за сегодня - 21



Календарь \ в этом месяце:
Октябрь 2018
ПнВтСрЧтПтСбВс
01020304050607
08091011121314
15161718192021
22232425262728
293031 


СПОНСОРЫ РУБРИКИ:


Социально-экономические аспекты военной реформы. ЭКОНОМИЧЕСКОЕ БРЕМЯ ПРИЗЫВА НА ВОЕННУЮ СЛУЖБУ В РОССИИ: РЕЗУЛЬТАТЫ МИКРОЭКОНОМИЧЕСКОГО АНАЛИЗА

АвторДАТА ПУБЛИКАЦИИ: 21 декабря 2007
АвторОПУБЛИКОВАЛ: Статьи по экономике [Администратор]
АвторРУБРИКА: МИКРОЭКОНОМИКА
Источник (source)ИСТОЧНИК: Журнал "Вопросы экономики", 2006, №1 (c)



АВТОРУ: Дополнить публикациюАВТОРУ: Исправить публикациюАВТОРУ: Удалить публикацию

Р. ЕМЦОВ, М. ЛОКШИН, (c)


Социально-экономические аспекты военной реформы. ЭКОНОМИЧЕСКОЕ БРЕМЯ ПРИЗЫВА НА ВОЕННУЮ СЛУЖБУ В РОССИИ: РЕЗУЛЬТАТЫ МИКРОЭКОНОМИЧЕСКОГО АНАЛИЗА
Автор: Р. ЕМЦОВ, М. ЛОКШИН


Р. ЕМЦОВ, кандидат экономических наук, старший экономист департамента Восточной Европы и Центральной Азии Всемирного банка,

М. ЛОКШИН, доктор экономики, старший экономист департамента экономических исследований Всемирного банка

Ежегодно в Российской Федерации около 400 тыс. молодых мужчин в возрасте от 18 до 27 лет призываются на срочную военную службу сроком на два года1 . Порядок призыва регулируется законом "О воинской обязанности и военной службе", который, сохраняя в принципе обязанность всех годных к строевой службе мужчин в указанном возрасте нести воинскую повинность (введенную в 1918 г.), предусматривает ряд льгот и возможность прохождения альтернативной гражданской службы. Льготы предоставляются лицам призывного возраста по медицинским показаниям, студентам очных отделений ряда высших учебных заведений, а также служащим некоторых организаций (например, МВД)2 .

С середины 1980-х годов число призывников начало стремительно сокращаться, и военным комиссариатам стало все сложнее выпол-


--------------------------------------------------------------------------------

Приведенные в докладе факты, их интерпретация и выводы выражают только мнение авторов, но не официальную позицию Всемирного банка, его исполнительных директоров или стран, которые они представляют.

1 В Вооруженных Силах России проходят службу 1,2 млн. человек, включая военнослужащих срочной службы и кадровых военных. В последнее время набор на военную службу рядовых и сержантов проводится не только по призыву, но и на контрактной основе. Однако число лиц, проходящих военную службу по контракту, составляет незначительную часть всех военнослужащих (около 15 тыс. человек по плану МО РФ на 2004 г.). Вышестоящие военные должности всегда замещаются кадровыми военными.

2 Льготы также распространяются на школьных учителей, работающих в сельской местности, на молодых супругов, имеющих беременных жен со сроком беременности 26 недель и больше, и на молодых отцов двух и более детей и детей моложе 3 лет.

стр. 50


--------------------------------------------------------------------------------

нять ежегодные планы по призыву. В одном из своих докладов министр обороны РФ отметил, что в конце 1980 - начале 1990-х годов в ряды Вооруженных Сил были призваны 30% мужчин в возрасте от 18 до 27 лет. В 2004 г. на срочную службу было направлено только 9,5% молодых людей призывного возраста.

Отбывание воинской повинности крайне непопулярно в обществе, и ее редко рассматривают как почетную обязанность каждого мужчины. О серьезных нарушениях в российской армии много пишут в средствах массовой информации: солдаты часто недоедают; они лишены надлежащих медицинских услуг; солдаты первого года службы подвергаются издевательствам со стороны офицеров и солдат второго года службы (так называемой "дедовщине"); использование физически изношенного военного оборудования приводит к увечьям и даже смертельным случаям. Доведенные до отчаяния солдаты нередко дезертируют или кончают жизнь самоубийством. По оценкам военных, каждый год из армии дезертируют 2500 - 3000 солдат, а число самоубийств превышает сопоставимые статистические данные по вооруженным силам европейских стран и США3 .

Темпы сокращения численности молодых людей призывного возраста превышают темпы запланированного сокращения численности личного состава Вооруженных Сил в рамках военной реформы. Нежелание молодежи служить в армии вынуждает офицеров военных комиссариатов прибегать к принудительным мерам для выполнения плана по призыву. Их выборочное использование порождает серьезную дискриминацию, жертвами которой становятся выходцы из бедных семей. Сотрудники органов внутренних дел зачастую превышают свои полномочия при вручении повесток о явке на призывной пункт и незаконно арестовывают мужчин призывного возраста. Законодательно установленные льготы при этом игнорируются так же, как и законное право гражданина оспорить неправомерные действия или сообщить о себе родственникам. Однако молодые люди из обеспеченных семей могут избежать призыва с помощью связей, дачи взяток и пр.

Многие противники существующей системы комплектования Вооруженных Сил призывают перейти к профессиональной армии на контрактной основе, опираясь в качестве аргументов на фактор эффективности. Однако ни один из используемых в этой дискуссии аргументов не подкреплен результатами экономического анализа влияния срочной военной службы на благосостояние населения.

В двух недавно опубликованных работах проводится сравнительный анализ затрат на комплектование российской армии применительно к различным альтернативным вариантам ее строительства4 .


--------------------------------------------------------------------------------

3 Conscription through Detention in Russia's Armed Forces: Human Research Watch Report, 2002. Vol. 14. No 8(D); To Serve without Health? Inadequate Nutrition and Health Care in the Russian Armed Forces: Human Research Watch Report, 2003. Vol. 15. No 9(D).

4 Хрусталев Е., Цымбал В. Прогнозирование и анализ социально-экономических последствий перехода к контрактному принципу комплектования военной организации // Проблемы прогнозирования. 2004. N 4; Гайдар Е. Социально-экономический прогресс и трансформация системы комплектования вооруженных сил // МЭиМО. 2004. N 8.

стр. 51


--------------------------------------------------------------------------------

Их авторы оперируют макроэкономическими статистическими данными о военных расходах государства и главным образом сравнивают уровень боеспособности Вооруженных Сил, комплектуемых по призыву и на добровольной основе по контракту. Социально-политические аспекты призыва на военную службу и задачи выбора оптимальной модели пополнения Вооруженных Сил с точки зрения государства рассматривают также К. Муллиган и А. Шлейфер5 .

Мы представляем эмпирические данные о социально-экономических последствиях призыва на срочную военную службу, рассчитанные на основе микроэкономических показателей. В нашей работе использована специальная литература, посвященная анализу экономических затрат, связанных с призывом в армию. Большинство соответствующих исследований проводилось в США во время войны во Вьетнаме на фоне острых дискуссий в обществе, которые в итоге привели к реформированию системы кадрового строительства вооруженных сил страны. В некоторых из них рассмотрено влияние военной службы на рынок труда6 , а также бремя призыва на военную службу в качестве скрытого налога7 . Недавно проводился анализ долгосрочного влияния военной службы на процесс накопления человеческого капитала для оценки общеэкономических последствий обязательной службы в армии с точки зрения теории общего равновесия8 . Исследование опыта Франции и Нидерландов на основе микроэкономических данных позволяет оценить влияние отмены обязательной воинской повинности на благосостояние населения9 . Наблюдается повышение интереса к экономическим последствиям военного призыва и в развивающихся странах10 .

Однако ни в одном из указанных исследований не содержится комплексный анализ влияния обязательной воинской повинности на различные слои населения и, в частности, не задается вопрос: в какой степени бедные выигрывают или проигрывают от действующих систем набора на военную службу? Отчасти это можно объяснить тем, что отрицательное влияние отбывания воинской повинности на уровень


--------------------------------------------------------------------------------

5 Mulligan C., Shleifer A. Conscription as Regulation: Working paper No 10558. Cambridge, MA: National Bureau of Economic Research, 2004.

6 Fisher A. The Cost of the Draft and the Cost of Ending the Draft // American Economic Review. 1969. Vol. 80. P. 239 - 253; Angrist J. Lifetime Earnings and the Vietnam Era Draft Lottery: Evidence from Social Security Administrative Records // American Economic Review. 1990. Vol. 80. P. 313 - 336.

7 Hansen W., Weisbrod B. Economics of Military Draft // Quarterly Journal of Economics. 1967. Vol. 81 (3). P. 395 - 421; Knapp C. A Human Capital Approach to the Burden of the Military Draft // Journal of Human Resources. 1973. Vol. 8. No 4. P. 485 - 496.

8 Lau M., Poutvaara P., Wagener A. The Dynamic Cost of Military Draft // German Economic Review. 2004. Vol. 5. P. 381 - 406.

9 Imbens G., van der Klaauw W. Evaluating the Cost of Conscription in the Netherlands // Journal of Business and Economic Statistics. 1995. Vol. 13. No 2. P. 207 - 215; Maurin E., Xenogiani T. Demand for Education and Labor Market Outcomes: Lessons from the Abolition of Compulsory Conscription in France: CEPR Discussion paper 4946 / Center for Economic Policy Research, March 2005.

10 Cameron S., Darling G., Thorpe A. It Could Be You! Military Conscription and Selection Bias in Rural Honduras // European Review of Latin American and Caribbean Studies. 2000. Vol. 68. P. 47 - 63; Meznar J. The Ranks of the Poor: Military Service and Social Differentiation in North-East Brazil, 1830- 1875 // Hispanic American Historical Review. 1992. Vol. 72. No 3. P. 335 - 351.

стр. 52


--------------------------------------------------------------------------------

благосостояния населения по сравнению с другими факторами воспринимается как незначительное. Действительно, доля общих расходов на оборону в ВВП не так велика, а расходы на содержание личного состава обычно не превышают и 1/10 всех военных ассигнований. Вместе с тем важно отличать прямые расходы на оборону от реальных издержек для общества, которые могут быть весьма существенными по объему и неравномерно распределяться среди различных слоев населения. Вопросы воздействия воинского призыва на уровень благосостояния населения не получили достаточного освещения в литературе и из-за трудностей анализа. Уход в армию - серьезное событие в жизни молодого человека и его семьи, характеризующееся долго- и краткосрочными последствиями. Все семьи, имеющие сыновей, в той или иной степени предвосхищают призыв в армию и предпринимают (или решают не предпринимать) какие-то действия с целью его избежать. Поэтому любые выводы, основанные на прямом сравнении семей, в которых есть военнослужащие срочной службы, с остальными семьями, не смогут точно отразить сам эффект службы в армии. Здесь требуется экономическая модель, позволяющая изолировать влияние этого единственного фактора. Наконец, для эмпирической оценки влияния призыва на жизнь домохозяйств нужны специфические исходные данные. С одной стороны, практически невозможно получить от Министерства обороны РФ полную социально-экономическую информацию о призывниках. С другой - при проведении обследований домохозяйств данные о членах семей, находящихся на срочной военной службе, собираются только в отдельных случаях11 .

Исходные данные и характеристика российских призывников

Изучение влияния призыва на военную службу на поведение домохозяйств осложняется тем, что такое событие происходит относительно редко и затрагивает менее 10% семей, в которых есть молодые мужчины в возрасте 18 - 27 лет. Обследования уровня жизни домохозяйств на основе стандартной выборки (4000 - 6000 домохозяйств) вообще не учитывают эту группу или собирают данные по очень ограниченному числу подобных семей, что практически исключает возможность сделать какие-либо значимые выводы12 .

Уникальное по своему масштабу Национальное обследование благосостояния домохозяйств и их участия в социальных программах (НОБУС), проведенное Госкомстатом России совместно с Всемирным банком, обеспечивает необходимый охват населения и предусматривает в анкетах конкретные вопросы о военной службе. Обследование


--------------------------------------------------------------------------------

11 В соответствии со стандартным определением домохозяйства отсутствующие в течение длительного времени его члены не считаются таковыми и подробная информация о них не собирается.

12 Например, данные последнего (2003 г.) раунда Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения (RLMS) содержат сведения о 35 домохозяйствах, члены которых являются военнослужащими, и о 7 мужчинах в возрасте 18 - 27 лет, призванных на срочную службу.

стр. 53


--------------------------------------------------------------------------------

проводилось в апреле - мае 2003 г. по выборке, включающей 45 тыс. домохозяйств и 118 тыс. их членов и являющейся репрезентативной как на национальном, так и на региональном уровнях, поскольку она представляет 46 субъектов Российской Федерации13 .

Использованные в ходе обследования НОБУС анкеты во многом сходны со стандартными анкетами, применяемыми при исследовании уровня жизни населения. Обследование НОБУС ориентировано на сбор данных о демографических показателях членов домохозяйств, об их здоровье, уровне образования, основном и дополнительных местах работы, индивидуальных источниках доходов, о размере заработной платы, пенсий и иных социальных трансфертов. На уровне домохозяйства собираются сведения о различных видах его расходов, источниках и размере доходов, о жилищных условиях, имуществе и личном подсобном хозяйстве.

Для целей нашей работы важно, что обследование НОБУС предусматривает сбор сведений (причины отсутствия, возраст и пол) обо всех членах домохозяйства, отсутствующих более шести месяцев. Базовой подвыборкой для анализа стали 466 домохозяйств, имеющих среди своих членов мужчин призывного возраста, на момент обследования находившихся на действительной военной службе.

В качестве индикатора благосостояния домохозяйства использовались коэффициенты благосостояния, рассчитанные как отношение величины общих расходов домохозяйств к границе бедности. Общие ежемесячные расходы домохозяйств включают расходы на покупку продуктов питания, одежды и обуви, на оплату медицинских услуг, образования, отдыха, жилищно-коммунальных услуг, услуг от эксплуатации предметов длительного пользования, а также на приобретение других товаров и услуг. Границы бедности определялись на базе стоимостной оценки основных потребностей человека - продовольственных и непродовольственных "корзин", рассчитанных исходя из рекомендациий ВОЗ/ФАО относительно дневной нормы калорийности и минимального набора непродовольственных товаров и услуг14 . Заработная плата членов домохозяйства определялась как сумма ежемесячной оплаты труда на основном и дополнительном местах работы.

Лицами, подлежащими призыву на срочную военную службу, в нашем исследовании считаются дееспособные мужчины в возрасте 18 - 27 лет (см. табл. 1). Полученные результаты свидетельствуют о том, что в 2003 г. 5,1% всех мужчин призывного возраста находились на военной службе (взвешенная оценка по 455 тыс. призывникам). Эти данные того же порядка, что и официальная статистика военного ведомства России. Например, министр обороны РФ, подводя итоги призыва в первом полугодии 2004 г., объявил, что 176 тыс. молодых мужчин (4,5% численности военнообязанных) будут призваны на два года на военную службу15 . По данным Центра оборонной информации СИТА за 2004 г., около 400 тыс. молодых мужчин в возрасте 18 - 27 лет ежегодно призываются для прохождения военной службы в различных


--------------------------------------------------------------------------------

13 Organizational and Methodological Principles of the National Survey of Household Welfare and Program Participation. M.: Russian Federation State Statistical Committee, 2004 (http://www.worldbank.org.ru/ECA/Russia.nsf/).

14 Подробное описание алгоритмов расчета совокупного объема потребления и порога бедности домохозяйств приводится в работе: Methodology of Poverty Line and Consumption Aggregate Using NOBUS. Tesliuc E., Sajaia Z. Russian poverty measurement using NOBUS data: mimeo. Washington, DC: The World Bank, 2004 и в недавно опубликованном исследовании Всемирного банка о проблеме бедности в России: The World Bank. Russian Federation: Reducing Poverty through Growth and Social Policy Reform: Report No 28923-RU, February 8, 2005.

15 Информация Интерфакса.

стр. 54


--------------------------------------------------------------------------------

Таблица 1

Доля мужчин в возрасте 18 - 27 лет, находящихся на срочной службе в Вооруженных Силах России (в %)

Возраст (полных лет)
На срочной службе
Суммарно
Фактическое число наблюдений
Взвешенное число наблюдений

18
3,26
9,87
46
38450

19
12,78
38,20
132
142749

20
11,65
65,24
126
125512

21
8,75
84,55
90
84899

22
3,60
93,35
41
37424

23
1,74
97,00
17
16370

24
0,74
98,93
9
6639

25
0,37
100,00
5
3227

26
0,00
100,00
0
0

27
0,00
100,00
0
0

Всего
5,10
100,00
466
455270


родах Вооруженных Сил России. Помимо почти 80% мужчин призывного возраста, имеющих по закону право на отсрочку от военной службы, около 30 тыс. человек ежегодно уклоняются от призыва в армию16 . Вероятность службы в армии варьирует в зависимости от размера домохозяйства и типа населенного пункта (см. табл. 2). Минимальное число призывников зарегистрировано в малодетных или неполных семьях. Только 3% юношей из семей с одним родителем (как правило, мате-

Таблица 2

Доля мужчин в возрасте 18 - 27 лет, находящихся на срочной военной службе, с разбивкой по размеру домохозяйства и типу населенного пункта


%
Среднеквадратическая ошибка

Размер домохозяйства, человек



2
3,31
0,67

3
5,60
0,55

4
7,24
0,64

5
7,38
0,90

6+
11,14
1,70

Тип населенного пункта



Москва и Санкт-Петербург
0,98
0,83

Города с населением:



более 1 млн. человек
5,21
1,05

500 000 - 1 млн. человек
3,86
0,82

250000 - 500000 человек
3,68
0,75

100000 - 250000 человек
4,93
0,87

50000 - 100000 человек
4,71
1,11

20000 - 50000 человек
6,75
1,23

Города/поселки с населением менее 20000 человек
6,91
0,91

Деревни
11,00
0,74


--------------------------------------------------------------------------------

16 Московский комсомолец. 2004. 12 ноября.

стр. 55


--------------------------------------------------------------------------------

рью) призываются на срочную службу. В больших семьях вероятность призыва сына в армию достигает 11%. Анализ зависимости числа призывников от типа населенного пункта показывает, что вероятность призыва юношей, проживающих в столичных городах (Москве и Санкт-Петербурге), в 11 раз ниже, чем у их сверстников, живущих в сельских районах.

Теоретическая модель и эмпирическая стратегия

Призыв на военную службу влияет на распределение ресурсов во всех отраслях экономики страны. Отбывание обязательной воинской повинности сопряжено с прямыми краткосрочными затратами домохозяйств, в которых есть сыновья. Эти затраты связаны с упущенным заработком призывников на рынке труда и с убытками, обусловленными невыполнением хозяйственных функций в рамках домашнего производства. Трудности и риски при прохождении военной службы могут дополнительно ухудшить благосостояние призывника и членов его семьи. Не менее важен учет и долгосрочных отрицательных последствий военной службы. Как показывают эмпирические исследования, бывшие призывники ежегодно теряют от 5 до 15% своих годовых доходов в течение жизни17 . Основной причиной подобных затрат и убытков может оказаться влияние военной службы на формирование человеческого капитала.

Правительства ряда стран предпринимают меры по стимулированию притока молодых людей на военную службу. К их числу относятся: выплата денежных компенсаций (стипендий); обучение востребованным специальностям; предоставление кредитов на образование и рекламирование военной службы как обязанности каждого патриота своей страны. В результате в некоторых странах призыв на военную службу оказал положительное влияние на уровень благосостояния бедного населения (например, во Франции18 ).

В рамках системы обязательной воинской повинности, существующей в России, рядовые срочной службы получают мизерные денежные компенсации. Приобретенные в армии военные навыки и специальности не отвечают потребностям гражданской жизни. Снижение доверия к армии в обществе означает, что служба в ней воспринимается скорее как бремя, чем как морально-этическая обязанность.

Как показывает опыт, призыва на военную службу в России можно избежать. Семьи предпринимают различные действия для снижения его вероятности. Существующее законодательство предоставляет государственным чиновникам большую свободу при отборе призывников, что неизбежно ведет к возникновению легального и нелегального рынков услуг по уклонению от воинской обязанности19 .


--------------------------------------------------------------------------------

17 Angrist J. Lifetime Earnings and the Vietnam Era Draft Lottery: Evidence from Social Security Administrative Records // American Economic Review. 1990. Vol. 80. P. 313 - 336; Imbens G., van der Klaauw W. Op. cit.

18 Maurin E., Xenogiani T. Op. cit.

19 Россия не является исключением: например, в Нидерландах до перехода к профессиональной армии существовали юристы, которые специализировались на оказании услуг по уклонению от призыва, при этом их клиенты были готовы платить до 2500 долл., чтобы избежать призыва в армию (Imbens G., van der Klaauw W. Op. cit.).

стр. 56


--------------------------------------------------------------------------------

Если рассматривать призыв как разновидность налога, то он ведет к уменьшению благосостояния семей. Но в отличие от обычного налога от срочной службы в армии уклоняется большинство военнообязанного населения, что обусловливает несправедливое распределение таких убытков.

Чтобы распутать "гордиев узел" различных факторов, влияющих на принятие соответствующих решений домохозяйствами, в которых есть потенциальные призывники, мы разработали простую теоретическую модель (см. Приложение 1). Она позволяет сделать ряд проверяемых прогнозов. Ключевыми факторами, влияющими на решение домохозяйства, являются: его доход, стоимость уклонения от призыва и параметры функции накопления человеческого капитала. Мы предположили, что вероятность уклонения от призыва более обеспеченных домохозяйств будет выше. Принуждение к исполнению воинской обязанности скорее всего определяется местной ситуацией, в результате возникают региональные различия в стоимости уклонения от призыва. Таким образом, вероятность призыва для семей, проживающих в районах с "мягким" правоприменительным режимом, будет ниже, чем в случае "жесткого" режима. Еще один фактор, влияющий на выбор семьи в пользу службы в армии, - рыночная эффективность накопленного человеческого капитала, зависящая от личностных характеристик потенциальных призывников.

Логично предположить, что масштабы потерь, вызванных военной службой, в разных домохозяйствах различны и обусловлены их особенностями. Для семьи с одним военнообязанным сыном потенциальная потеря человеческого капитала может иметь гораздо более серьезные последствия для ее благосостояния, чем для семьи с двумя сыновьями. Согласно предложенной модели, потери семьи вследствие смерти или увечья единственного сына во время прохождения военной службы перемещают эту семью в ту часть динамического пространства потребления, где предельная полезность будущего потребления очень высока. В этой ситуации при прочих равных условиях семья демонстрирует большую готовность откупиться от военной службы.

Предлагаемая теоретическая модель диктует выбор методов эмпирической оценки. Использование фактора полезности при сравнении разных режимов позволяет применять стандартные оптимизационные методы и эконометрические модели. Домохозяйства сравнивают отношение предельной выгоды к затратам в каждом режиме и делают выбор: откупиться от службы в армии или принять ее как неизбежность. Предельная выгода недоступна для наблюдения, и мы можем оценить разницу между затратами и выгодами в виде ненаблюдаемой непрерывной переменной d*, которая изменяется для домашнего хозяйства i так, что:



где: di обозначает призыв (1 или 0); хi - вектор характеристик домохозяйства; εi - вектор ошибок. Допуская, что εi имеет нормальное распределение, уравнение (1) можно оценить методом простых бинарных пробитов.

стр. 57


--------------------------------------------------------------------------------

Однако оценка осложняется наличием эндогенных факторов. В зависимости от выбранной стратегии домохозяйства начинают корректировать свое поведение задолго до наступления события (призыва в армию). Эти коррективы могут затронуть широкий спектр характеристик домохозяйства, включая поведение его членов на рынке труда, их участие в иных видах деятельности, приносящей доходы. Использование эмпирических спецификаций, основанных на подобных переменных, может привести к необъективным (смещенным) результатам. В частности, действие эндогенных факторов исключает возможность прямой оценки влияния доходов домохозяйства на уклонение от службы в армии, а это является одной из важнейших задач нашего исследования.

Для поправки на влияние эндогенных факторов нами применяются две стратегии. Во-первых, мы проводим оценку модели уклонения от военной службы, используя переменные, которые непосредственно не связаны с уровнем текущих доходов. Эти индикаторы (лаговые имущественные индексы) строятся на базе информации об имуществе, приобретенном не позднее, чем за два года до наступления срока призыва в армию (эконометрически это - "слабо экзогенные" переменные). Вторая стратегия связана с использованием инструментальной переменной. Мы оцениваем бинарное уравнение (1) вместе с уравнением регрессии, которое позволяет вывести текущий показатель подушевого потребления на основе тех же непрямых имущественных индексов, которые были использованы при первой спецификации (ниже данная спецификация именуется методом пробита IV). Формально этот алгоритм оценки можно выразить в виде модели с двумя уравнениями20 :



где x1i и x2i - векторы таких "слабо экзогенных" переменных21 .

Результаты оценки

Оценка модели проводилась на основе выборки из 6126 домохозяйств, в которых есть здоровый молодой мужчина в возрасте 18 - 27 лет (военнообязанная половозрастная группа). Результаты оценки представлены в Приложении 2 (см. табл. 1 и 2).


--------------------------------------------------------------------------------

20 См., например: Maddala G. Limited-Dependent and Qualitative Variables in Econometrics // Econometric Society Monographs. No 3. New York: Cambridge University Press, 1983. P. 120.

21 Идентификационные условия в этой модели таковы, что остаточные члены ε1 и ε2 являются независимыми, или же существует по крайней мере одна переменная в x1 , которая не входит в х2 . Допуская, что x1 , ε1 , ε2 - независимые и одинаково распределенные величины, а ε1 и ε2 имеют в зависимости от х1 нормальное совместное распределение с нулевой отметкой и положительно определенной ковариационной матрицей, систему уравнений (2) можно оценить с помощью метода максимального правдоподобия с полной информацией (full information maximum likelihood).

стр. 58


--------------------------------------------------------------------------------

Описанная выше теоретическая модель диктует выбор объясняющих переменных. Они включают: демографический состав домохозяйства; образовательный ценз взрослых членов семьи; тип места проживания семьи; специальность (род профессиональной деятельности) главы домохозяйства. В данных опроса не содержится каких-либо характеристик призывников, кроме возраста и факта прохождения срочной службы в армии. Для определения индивидуальных характеристик призывников нам пришлось использовать некоторые замещающие показатели, основываясь, например, на данных об уровне образования главы семьи и других членов домохозяйства. Чтобы отразить имеющиеся региональные различия рынков труда и систем принудительного исполнения воинской повинности, мы ввели две переменные - региональный уровень безработицы и долю молодых людей, призванных на военную службу в данной местности22 .

Обе спецификации (бинарный пробит и пробит IV) показывают качественно сходные результаты. Главное соотношение, которое мы проверяли с помощью этих моделей, - влияние доходов домохозяйства на вероятность службы его члена в армии. При оценке методом бинарных пробитов показатель доходов домохозяйств замещается лаговым имущественным индексом. В соответствии с прогнозом, полученным с помощью нашей теоретической модели, указанное влияние - отрицательное и заметное. Другой набор переменных, связанных с потенциальными возможностями домохозяйств получать доходы, - образовательный уровень и профессиональные навыки членов домохозяйства - характеризуется еще более высокими (и значимыми) коэффициентами. Чем больше доля высокообразованных членов домохозяйства, тем ниже вероятность того, что сыновья этих родителей пойдут служить в армию. Оценка методом пробита IV также демонстрирует сильное негативное влияние модели потребления домохозяйств (полученной с помощью индекса имущества в собственности) на вероятность службы в армии.

Согласно нашим прогнозам, если в семье есть один сын, то вероятность того, что его призовут в армию, намного меньше. Расчеты свидетельствуют о наличии нелинейного влияния на вероятность службы в армии в зависимости от количественного состава семьи. Вероятность снижается, если семья состоит из четырех или менее человек, и возрастает для более крупных домохозяйств. Высокая доля мужчин и женщин трудоспособного возраста в составе домохозяйства равно, как и пенсионеров, оказывает положительное и значимое влияние на вероятность службы в армии.

Сильное воздействие региональных факторов, выявленное с помощью переменной, представляющей долю молодых людей, призванных на срочную службу в данной местности, отражает территориальные различия в системе принудительного обеспечения призыва в армию. Это отношение устойчиво и не зависит от ситуации на региональном рынке труда.


--------------------------------------------------------------------------------

22 Эти суммарные показатели рассчитывались на основе данных обследования.

стр. 59


--------------------------------------------------------------------------------

Результаты оценки выявили устойчивую и значимую взаимосвязь числа призываемых в армию мужчин и размера населенного пункта. У мужчин, проживающих в городах с населением свыше 100 тыс. человек, гораздо ниже вероятность быть призванными в армию, чем у их сверстников, живущих в небольших городах и деревнях.

Не обнаружено статистически значимого влияния наличия в семье кадровых военных на вероятность призыва члена семьи на срочную службу. Этот факт может означать, что даже в семьях кадровых офицеров к призыву сыновей рядовыми на действительную службу относятся без особых симпатий. Другие переменные, введенные в модель для имитации правил и порядка призыва (например, показатель состояния здоровья членов семьи или индекс неполной семьи), не дали существенных результатов.

У семей с более высоким уровнем благосостояния прогнозируемая вероятность того, что их сыновья будут призваны на военную службу, ниже (см. табл. 3). В первых двух колонках представлены показатели вероятности призыва в армию для семей, где есть сыновья призывного возраста. Данные в первой колонке основаны на альтернативной оценке богатства домохозяйства - лагового имущественного индекса - и получены с помощью результатов оценки методом простых бинарных пробитов. Данные во второй колонке показывают прогнозируемую вероятность призыва в армию (оценка методом пробита IV) в зависимости от фактического подушевого потребления. Она варьирует от 13% для самых бедных до менее 1,5% для богатых семей.

Таблица 3

Прогнозируемая вероятность службы в армии (в %)

Децили имущественного индекса / Децили подушевых расходов
Выборка домохозяйств с мужчинами призывного возраста
Выборка домохозяйств с мужчинами допризывного возраста

обычный пробит
пробит IV
пробит IV

1
7,8
13,2
12,2

2
8,6
10,7
12,1

3
7,3
10,6
11,4

4
6,9
8,7
9,4

5
7,3
7,1
7,6

6
6,6
6,6
7,7

7
5,3
5,6
8,5

8
7,4
4,6
6,3

9
7,3
3,2
4,3

10
4,6
1,4
1,8

Всего
6,6
7,7
9,1

Размер выборки
6126
1169


При интерпретации представленных в таблице 3 результатов важно иметь в виду, что мы пытаемся оценить взаимосвязь призыва члена домохозяйства в армию и смоделированного, "очищенного" от влияния военной службы уровня потребления, который был бы характе-

стр. 60


--------------------------------------------------------------------------------

рен для семьи призывника до его призыва в армию. Очевидно, "очищенный" уровень потребления домохозяйства недоступен для наблюдения, и это касается всех домохозяйств, в которых есть мужчины призывного возраста, независимо от того, были ли они призваны на военную службу или им удалось уклониться от призыва.

Другой способ анализа соотношения между уровнем благосостояния и вероятностью призыва в армию - прогнозирование вероятности будущего призыва на военную службу для семей, где есть сыновья допризывного возраста, то есть 16 - 17 лет. Для этой группы домохозяйств мы можем пользоваться реальными, а не "очищенными" показателями потребления. Полученные результаты моделирования приводятся в третьей колонке таблицы 3. Можно видеть, что вероятность быть призванными в армию наивысшая также для сыновей из самых бедных семей, тогда как сыновья из самых богатых семей, скорее всего, военного призыва смогут избежать.

Бремя призыва на военную службу в денежном выражении

Призыв на военную службу оказывает серьезное воздействие на большую группу молодых людей в самые важные для них годы после их выхода на рынок труда, отрицательно влияет на трудовой стаж, что может привести к неполучению определенной суммы доходов в течение всего последующего периода их трудовой деятельности. И теоретическая модель, и результаты эмпирической оценки позволяют идентифицировать домохозяйства, пытающиеся избежать призыва сыновей на военную службу. Наряду с долгосрочными затратами, связанными с ней, существуют и краткосрочные издержки (например, потеря заработной платы призванного в армию члена семьи).

Оценить величину убытков домохозяйств от призыва в армию непросто. Мы не можем наблюдать одного и того же человека одновременно и в армии, и в гражданской жизни. Либо юношу призывают на военную службу (и потеря его зарплаты подлежит оценке), либо нет. Сложность анализа усугубляется тем, что призыв на военную службу для многих домохозяйств является эндогенной характеристикой, то есть их доходы одновременно определяют и вероятность призыва юноши на военную службу, и уровень потребления данного домохозяйства.

Для количественной оценки влияния военного призыва на уровень благосостояния домохозяйства в свете неполученной заработной платы призывника надо рассчитать сумму заработной платы, которая ему могла причитаться, если бы призыва удалось избежать. Подобные расчеты обычно проводятся на основе математических моделей, увязывающих индивидуальные характеристики работника с доходностью рынка труда (например, по типу функции Минцера). У нас нет ключевой информации (об уровне образования и сроке пребывания в должности), необходимой для составления надежных прогнозов уровня заработной платы, поскольку, как отмечалось выше, исходные дан-

стр. 61


--------------------------------------------------------------------------------

ные обследования содержат сведения только о возрасте призванных на военную службу членов домохозяйств. Таким образом, любая оценка размера заработной платы указанных лиц будет заведомо неточной.

Чтобы решить эту проблему, мы использовали методику, аналогичную методике прогнозирования "очищенного" уровня потребления, описанной выше. Анализ включал два этапа. Сначала мы рассчитали функции зарплаты с поправкой на смещение выбора23 для всех работающих молодых мужчин, в отношении которых мы располагаем информацией о заработной плате и личностных характеристиках24 .

В таблице 3 Приложения 2 представлена регрессия заработной платы с поправкой на смещение выбора для группы молодых людей в возрасте 18 - 27 лет. Результаты оценки вполне реалистичны. Юноши, проживающие в деревнях, получают самую низкую заработную плату по сравнению с их сверстниками, живущими в городах. Наивысшие размеры заработной платы зарегистрированы в Москве и Санкт-Петербурге. Мужчины старшего возраста, работники со стажем и мужчины с более высоким уровнем образования характеризуются и более высокой оплатой труда. Участие молодых мужчин в трудовой деятельности в значительной степени обусловлено их возрастом, образовательными и демографическими характеристиками их семей и региональным уровнем безработицы.

На следующем этапе мы проанализировали положение юношей допризывного возраста. Опираясь на результаты расчетов уровня доходов, мы интерполируем предполагаемую сумму ежемесячной заработной платы молодых людей до момента достижения ими призывного возраста25 . На основе проведенной оценки методом пробитов мы также получили сведения о вероятности их службы в армии. Совместив две группы результатов, можно оценить размер убытков от призыва на военную службу в денежном выражении.

Чтобы определить значимость убытков от призыва в армию, нужно отнести расчетную сумму неполученной заработной платы к совокупному объему потребления домохозяйства. Новые работники на рынке труда обычно имеют низкую заработную плату, но даже такие невысокие доходы могут быть существенным подспорьем для бедных домохозяйств. В то же время их утрата может переместить домохозяйство за черту бедности. Что касается более благополучных домохозяйств, этот потенциальный источник доходов будет играть для них минимальную роль.


--------------------------------------------------------------------------------

23 Heckman J. Sample Selection Bias as Specification Error // Econometrica. 1979. Vol. 47. P. 153 - 161.

24 Мы используем показатели размера домохозяйства, его демографического состава, имущества, находящегося в его собственности, и регионального уровня безработицы в качестве измерителей в уравнении выбора.

25 Данная интерполяция предполагает добавление одного года к указанному возрасту юношей допризывного возраста исходя из того, что они полностью завершили цикл образования. Наши допущения при использовании этой группы домохозяйств основываются на том, что все их характеристики аналогичны характеристикам домохозяйств, чьи сыновья входят в более старшую возрастную группу. Таким образом, единственное различие между двумя группами домохозяйств - разница в один год в возрасте их сыновей.

стр. 62


--------------------------------------------------------------------------------

Моделирование распределения ожидаемых убытков в связи с призывом на военную службу в виде доли совокупных расходов домохозяйств с разбивкой по вентилям расходов (выборка домохозяйств с мужчинами допризывного возраста)



Рис.

Результаты расчетов представлены на рисунке. Потери от призыва варьируют от максимального уровня (14% объема потребления) для самых бедных домохозяйств до практически нулевого для самых богатых (20-й вентиль). Влияние таких убытков на бедные домохозяйства непропорционально велико.

Масштабы прямых потерь от военной службы, оцененные нами для современной России, не должны удивлять. Согласно результатам эмпирических исследований на основе данных о воинском призыве в США во время войны во Вьетнаме (когда он практиковался), потери доходов составляли 5 - 15%26 . Но в США по сравнению с современной Россией на все слои населения оказывалось более сильное давление с целью обеспечения запланированных масштабов призыва в армию, к тому же для призывников существовал ряд стимулов. Поэтому распределение издержек оказалось иным: наибольшие потери от всеобщей воинской обязанности несли богатые.

Рассматривая издержки, связанные с военной службой, в качестве налога, можно видеть, что для бедных домохозяйств их размер сопоставим с действующей в России ставкой подоходного налога. Отметим, что такой "военный" налог является весьма регрессивным (то есть направленным против малоимущих) по сравнению с фиксированной ставкой подоходного налога, равной 13%. Несмотря на то что воинская повинность не считается инструментом политики, воздействующим на распределение доходов, особенности призыва на срочную военную службу в России оказывают заметное влияние на характер этого распределения.


--------------------------------------------------------------------------------

26 Angrist J. Op. cit.; Hansen W., Weisbrod B. Op. cit.

стр. 63


--------------------------------------------------------------------------------

* * *

В ходе нашего исследования мы рассмотрели влияние призыва на военную службу на благосостояние семей. Полученные результаты свидетельствуют о том, что в армии оказываются преимущественно сыновья из семей, проживающих в сельской местности и характеризующихся низкими уровнями доходов и образования. Масштабы убытков, которые при этом несут бедные домохозяйства в виде неполученной заработной платы, сопоставимы с величиной подоходного налога, взимаемого в настоящее время в Российской Федерации. У богатых домохозяйств есть больше ресурсов, помогающих им уклониться от военной службы по призыву. По нашим расчетам, вероятность того, что сын из обеспеченной семьи будет призван на срочную службу, в три раза ниже, чем в случае бедной семьи. Таким образом, убытки, связанные с призывом на военную службу, ложатся прежде всего на плечи бедных слоев населения.

Сохранение системы кадрового комплектования Вооруженных Сил России на основе обязательной воинской повинности может оказать заметное влияние на показатели распределения доходов в обществе. В данной области требуются более углубленные исследования. Необходимо разработать теоретические модели поведения домохозяйств с учетом их решений о долгосрочных стратегиях компенсации издержек, возникающих из-за призыва сыновей на военную службу. Серьезным препятствием здесь выступает отсутствие данных, отражающих кратко- и долгосрочные последствия военного призыва и содержащих информацию о членах домохозяйств, которые прошли службу в армии.

Мы надеемся, что наше исследование внесет вклад в дискуссию о влиянии государственной политики на уровень бедности в стране. Комплектование Вооруженных Сил на основе призыва все еще не рассматривается как мера, непосредственно затрагивающая проблемы бедности и неравенства. Наша цель - привлечь внимание исследовательского сообщества к этой проблеме.

Можно было бы сказать, что в России необходимо более четко урегулировать порядок исполнения всеобщей воинской обязанности, и это поможет сместить бремя призыва на военную службу с бедного населения на другие общественные группы, восстановив тем самым социальную справедливость. Мы категорически против такой позиции. Если молодые люди, получившие хорошее образование, будут вынуждены служить в армии по призыву, кратко- и долгосрочные убытки окажутся и для этих молодых людей, и для общества в целом еще выше, чем сегодня. Мы рассматриваем полученные результаты как важное свидетельство того, что существующий сегодня в России принцип комплектования личного состава Вооруженных Сил на основе "всеобщей" воинской обязанности уступает принципу добровольного поступления на военную службу с точки зрения не только эффективности, но и, что еще важнее, социальной справедливости.

стр. 64


--------------------------------------------------------------------------------

Приложение 1

Модель соблюдения воинской обязанности

Представим экономическую модель жизненного цикла, состоящую из двух периодов, когда родители принимают решения об инвестициях в человеческий капитал своих детей. Эти инвестиции начинают окупаться в течение второго периода.

Обозначим доходность инвестиций в человеческий капитал H буквой r , а себестоимость затрат на производство человеческого капитала f(H) , f(H)' > 0 и f(H)'' < 0 - символом ch . Тогда сумма, затраченная на производство человеческого капитала, будет равна ch · H. Выразим существующий уровень полезности родителя с помощью U1 (X) (U1 ' > 0; U1 " < 0) , когда родители могут отказаться от некоторого потребления X ради инвестиций в человеческий капитал своих детей. Семья дисконтирует общий объем производства в течение периода 2 при помощи функции ценности V2 [.] (V2 ' > 0; V2 " < 0). Мы допускаем, что в настоящее время уровень материального обеспечения семьи зависит от экзогенных факторов и выражается Y , семья не имеет доступа к кредиту и не может делать сбережений в течение периода 1 для финансирования потребления в течение периода 2. Тогда формальная модель оптимизации для этой семьи в течение периода 1 будет иметь следующий вид:



Семья выбирает оптимальный размер инвестиций в человеческий капитал H* , что максимизирует полезность. В рамках этой простой модели, когда мы учитываем только внутрисемейные решения (Х1 , Х2 , H > 0), спрос семьи на человеческий капитал выражен функцией H* = H(r, ch , Y, x), где х - вектор предпочтений.

Модель 1 можно модифицировать так, чтобы она учитывала потери человеческого капитала, связанные с военной службой. Эти потери/убытки М показаны в виде линейной функции, соответствующей числу лет, проведенных на военной службе. Кроме того, мы вводим индивидуализированный показатель затрат данного домохозяйства В, обозначающий сумму, которую семья может заплатить, чтобы сын избежал призыва. При указанных допущениях модель принятия семьей решения об инвестициях в человеческий капитал может быть представлена в виде выбора одного из двух возможных режимов. В режиме 1 семья решает заплатить сумму В и избежать призыва; в режиме 2 семья решает отправить сына на военную службу и соглашается с неизбежной потерей человеческого капитала в течение периода 2, но при этом экономит сумму В. Применительно к обоим режимам задачи максимизации полезности можно выразить следующим образом:

Max U1 (X1 ) + V2 (X2 )

при условии, что:



где H1 и H2 - уровни инвестиций в человеческий капитал применительно к двум режимам. Существование двух режимов позволяет сформулировать условия, при кото-

стр. 65


--------------------------------------------------------------------------------

рых семья будет балансировать между призывом и уклонением от него (то есть будет оценивать обе возможности как равнополезные). Переключение с одного режима на другой выявляет реакцию семьи на возможность призыва на военную службу.

Задача оптимизации при решении в пользу уклонения от призыва:



при условии жесткой вогнутости Н1 * - уникален.

Пусть

Задача оптимизации при решении в пользу призыва:



при условии жесткой вогнутости Н2 * - уникален,

Пусть

Результат 1:

если

Таким образом, выбор в пользу призыва является оптимальным, если 2сh < В.

Результат 2:

если

Выбор в пользу призыва является оптимальным, если 2сh > В.

Свобода выбора в задаче (2) определяет функции спроса домохозяйств H1 и Н2 в виде H1,2 = H (r, ch , Y, B, M, x). Семья сравнивает оптимальные значения функций полезности в обоих режимах и делает выбор в пользу режима с максимальным уровнем полезности. Она решает заплатить и избежать призыва (режим 1), если М · ch > В; семья согласна на то, что сын пойдет в армию, если M · ch < В; и она нейтрально относится и к призыву, и к уклонению от него, если M · ch = В. Примечательно, что если В > Y, семья всегда принимает решение в пользу призыва в соответствии с режимом 2.

Интуитивно причина перехода семьи из одного состояния в другое понятна. Чем выше цена уклонения от призыва, тем ниже вероятность того, что она готова нести эти расходы, и тем выше вероятность того, что сын пойдет служить в армию. В то же время возрастающие убытки от военной службы снижают вероятность того, что семья выберет режим 2. Более высокие затраты на приобретение человеческого капитала повышают привлекательность военной службы. Для обоих режимов оптимальный уровень инвестиций в человеческий капитал ниже, чем при отсутствии призыва на военную службу (модель 1).

стр. 66


--------------------------------------------------------------------------------

Приложение 2

Таблица 1

Оценка методом обычного пробита и пробита IV вероятности того, что в домохозяйстве сын будет призван на военную службу


Бинарный пробит
Пробит IVа

коэффициент
среднеквадр.

ошибка
коэффициент
среднеквадр.

ошибка

Подушевое потребление / 100


-0,184**
0,059

Размер домохозяйства
-0,186*
0,104
-0,308**
0,105

Размер домохозяйства 2
0,022*
0,011
0,030**
0,01

Доля детей в возрасте до 6 лет включительно
-0,719
0,452
-0,891*
0,432

Доля детей в возрасте 7 - 14 лет
-0,487
0,302
-0,574*
0,288

Доля мужчин трудоспособного возраста
0,917**
0,263
0,932***
0,248

Доля женщин трудоспособного возраста
1,287***
0,237
1,158***
0,229

Доля пожилых людей
0,784*
0,370
0,639*
0,356

Доля взрослых с начальным образованием
Точка отсчета

неполным средним
-0,910**
0,265
-0,870**
0,254

полным средним
-1,378***
0,255
-1,183***
0,256

профессионально-техническим
-0,698*
0,271
-0,621*
0,261

средним техническим
-1,078***
0,264
-0,922**
0,26

незаконченным высшим
-2,235***
0,348
-1,844***
0,37

высшим и аспирантским
-1,414***
0,313
-1,146**
0,322

Глава семьи с начальным образованием
Точка отсчета

неполным средним
0,086
0,180
0,111
0,172

полным средним
0,332*
0,175
0,299*
0,167

профессионально-техническим
0,019
0,188
0,054
0,18

средним техническим
0,278
0,178
0,288*
0,17

незаконченным высшим
0,477
0,285
0,448
0,27

высшим и аспирантским
0,274
0,205
0,284
0,194

Сын - единственный ребенок в семье
-0,644***
0,074
-0,620***
0,073

Семья с одним родителем
0,043
0,087
0,021
0,083

Члены семьи на военной службе
0,015
0,205
0,023
0,194

Члены семьи со слабым здоровьем
-0,632
0,482
-0,724
0,458

Москва и Санкт-Петербург
-0,308
0,260
-0,310
0,251

Города с населением:





более 1 млн. человек
-0,251*
0,121
-0,264*
0,113

500000 - 1 млн. человек
-0,270*
0,119
-0,244*
0,114

250000 - 499900 человек
-0,281**
0,094
-0,262**
0,09

100000 - 249900 человек
-0,224*
0,099
-0,149
0,101

50000 - 99900 человек
-0,175
0,111
-0,107
0,111

20000 - 49900 человек
-0,057
0,099
0,005
0,097

Города/поселки с населением менее 20000 человек
-0,077
0,082
-0,031
0,082

Деревни
Точка отсчета

Доля мужчин на срочной службе
0,451***
0,049
0,406***
0,05

Региональный уровень безработицы
-0,233
0,396
-0,510
0,387

Индекс строений
-0,002*
0,001



Семья имеет:





автомобиль
0,097
0,070



кондиционер
-0,161
0,337



мотоцикл
0,165*
0,091



видеомагнитофон
-0,123*
0,058



другое имущество
-0,026
0,063



Константа
-0,735*
0,330
-0,047
0,386

Логарифм правдоподобия/ сумма логарифмов правдоподобия
-1408,603
-12036,336

Число наблюдений
6126
6126


-----

Примечание: значимость оценочных коэффициентов: * - 10%, ** - 5%, *** - 1%; выборка домохозяйств с мужчинами в возрасте 18 - 27 лет.

стр. 67


--------------------------------------------------------------------------------

Таблица 2

Оценка инструментальной переменной методом максимального правдоподобия с полной информацией

Подушевое потребление в домохозяйстве
Регрессия IV

коэффициент
среднеквадр. ошибка

Размер домохозяйства
-0,796***
0,074

Размер домохозяйства 2
0,057***
0,008

Доля детей в возрасте до 6 лет включительно
-0,914***
0,240

Доля детей в возрасте 7 - 14 лет
-0,435*
0,215

Доля мужчин трудоспособного возраста
0,070
0,173

Доля женщин трудоспособного возраста
-0,287*
0,141

Доля пожилых людей
-0,537*
0,229

Доля взрослых с начальным образованием
Точка отсчета

неполным средним
-0,177
0,224

полным средним
0,480*
0,214

профессионально-техническим
0,084
0,227

средним техническим
0,343
0,219

незаконченным высшим
1,212***
0,239

высшим и аспирантским
0,912***
0,237

Глава семьи с начальным образованием
Точка отсчета

неполным средним
0,166
0,136

полным средним
-0,050
0,131

профессионально-техническим
0,214
0,142

средним техническим
0,199
0,132

незаконченным высшим
0,080
0,175

высшим и аспирантским
0,179
0,144

Сын - единственный ребенок в семье
-0,107*
0,046

Семья с одним родителем
-0,022
0,060

Члены семьи на военной службе
0,093
0,148

Члены семьи со слабым здоровьем
-0,636*
0,277

Москва и Санкт-Петербург
0,272*
0,116

Города с населением:



более 1 млн. человек
-0,040
0,078

500 000 - 1 млн. человек
0,142*
0,073

250000 - 499900 человек
0,132*
0,061

100000 - 249900 человек
0,427***
0,065

50000 - 99900 человек
0,393***
0,074

20000 - 49900 человек
0,308***
0,071

Города /поселки с населением менее 20000 человек
0,304***
0,059

Деревни
Точка отсчета

Доля мужчин на срочной службе
-0,075*
0,036

Региональный уровень безработицы
-1,253***
0,248

Индекс строений
0,010***
0,001

Семья имеет:



автомобиль
0,164**
0,047

кондиционер
-0,750***
0,175

мотоцикл
-0,316***
0,068

видеомагнитофон
0,378***
0,038

другое имущество
0,225***
0,042

Постоянная величина
3,540***
0,242


-----

Примечания: значимость оценочных коэффициентов: * - 10%, ** - 5%, *** - 1%; выборка домохозяйств с мужчинами в возрасте 18 - 27 лет.

стр. 68


--------------------------------------------------------------------------------

Таблица 3

Оценка уровня зарплаты методом максимального правдоподобия с полной информацией с поправкой на самотоотбор методом пробитов


Регрессия зарплаты
Пробит отбора

коэффициент
среднеквадр. ошибка
коэффициент
среднеквадр. ошибка

Возраст
0,315*
0,236
1,844**
0,523

Возраст 2
-0,007*
0,005
-0,041**
0,012

Начальное образование
Точка отсчета

неполное среднее
-0,139
0,183
0,486
0,404

полное среднее
0,097
0,178
-0,328
0,395

профессионально-техническое
0,035
0,179
-0,413
0,410

среднее техническое
0,089
0,178
0,214
0,407

незаконченное высшее
0,434*
0,201
-1,024*
0,489

высшее образование и аспирантура
0,363*
0,180
-0,320
0,430

Срок пребывания в должности
0,052*
0,026
0,209**
0,062

Москва и Санкт-Петербург
0,991***
0,080
-0,134
0,294

Города с населением:





более 1 млн. человек
0,713***
0,073
-0,414*
0,202

500 000 - 1 млн. человек
0,737***
0,113
0,175
0,214

250000 - 499900 человек
0,583***
0,079
0,094
0,174

100000 - 249900 человек
0,695***
0,095
-0,170
0,184

50000 - 99900 человек
0,520***
0,100
0,328
0,199

10000 - 49900 человек
0,482***
0,099
0,291
0,214

Города/поселки с населением менее 20000 человек
0,502***
0,093
0,104
0,195

Деревни
Точка отсчета

Размер домохозяйства


0,154
0,152

Размер домохозяйства 2


-0,015
0,015

Доля детей в возрасте 0 - 6 лет


0,331
0,485

Доля детей в возрасте 7 - 14 лет


-0,335
0,345

Доля мужчин трудоспособного возраста


-1,200*
0,530

Доля женщин трудоспособного возраста


-1,199*
0,551

Доля пожилых людей


0,126
0,471

Доля взрослых с начальным образованием
Точка отсчета

неполным средним

-0,238
0,322


полным средним

-0,879*
0,314


профессионально-техническим

-0,423
0,343


средним техническим

-0,357
0,320


незаконченным высшим

-1,010*
0,520


высшим и аспирантским

-0,459
0,330


Глава семьи с начальным образованием
Точка отсчета

неполным средним


0,774
0,582

полным средним


2,262**
0,577

профессионально-техническим


2,209**
0,618

средним техническим


1,581*
0,580

незаконченным высшим


2,990**
0,917

высшим и аспирантским


1,984**
0,621

Доля работающих членов семьи

-0,302
0,264


Индекс строений


0,003
0,002

Семья имеет:





автомобиль


-0,485**
0,125

кондиционер


-0,703
0,531

мотоцикл


-0,246
0,185

видеомагнитофон


0,193
0,113

другое имущество


0,113
0,111

Региональный уровень безработицы

-2,231***
0,560


Постоянная величина
3,563
2,594
-20,895**
5,784


-----

Примечания: * - совместная значимость коэффициентов; значимость оценочных коэффициентов: * - 10%, ** - 5%, *** - 1%; выборка домохозяйств с мужчинами в возрасте 18 - 27 лет.

стр. 69