Связь социальной политики и экономического благополучия
СВЯЗЬ СОЦИАЛЬНОЙ ПОЛИТИКИ И
ЭКОНОМИЧЕСКОГО БЛАГОПОЛУЧИЯ
Введение
Одним из самых развивающихся и актуальных направлений в современной
политической науке является исследование факторов экономического развития.
Различные характеристики политической системы и институты принимаются как
детерминанты объективного экономического благополучия. Тем самым в фокусе
исследования оказываются преимущественно показатели на макроуровне. Однако,
наряду с материальными показателями существуют субъективные показатели
экономического благополучия, а именно то, как люди сами оценивают экономическую
ситуацию относительно своего домохозяйства.
На сегодняшний день исследование субъективных экономических показателей
актуально как с академической, так и с практической точек зрения. С позиций
исследовательской актуальности, анализ субъективных оценок интересен в силу
объяснительных механизмов и факторов, которые будут отличаться от механизмов и
факторов, релевантных для объективных индикаторов. Материальные показатели и
оценки населения часто расходятся в связи с тем, что граждане не имеют ясного
представления о показателях на макроуровне и основывают свои ответы
преимущественно на собственном опыте. Долгое время расхождение между
материальными показателями и оценками населения трактовалось в пользу
объективных индикаторов, так как считалось, что именно они описывают реальные
процессы. Тем не менее, скепсис по отношению к субъективным показателям был
преодолён, их изучение признаётся социальными науками актуальным наряду с
анализом объективных индикаторов. Поэтому сейчас наметилась тенденция к
рассмотрению субъективных индикаторов в политической науке.
Со стороны практической актуальности, можно сказать, что субъективные
экономические показатели крайне полезны и информативны для лиц, принимающих
решения. Понимание того, что именно и каким образом влияет на восприятие
гражданами экономической ситуации, является залогом выстраивания политической
программы, отвечающей запросам электората и, как следствие, обеспечивает стабильное
пребывание у власти.
В данной работе нами сделан акцент на системе социального обеспечения как
институциональном факторе, обуславливающем субъективное экономическое
благополучие. Наряду с экономическими показателями социальная политика важна
для оценки респондентами своего экономического положения, так как она является
инструментом борьбы с несовершенствами рынка. Кроме того, именно в контексте
системы социальной защиты граждане непосредственно сталкиваются с публичными
институтами, а значит, институты именно в этой сфере будут иметь значение для
субъективного экономического благополучия.
Несмотря на актуальность, с точки зрения политической науки обозначенная
исследовательская область остаётся малоизученной в связи с концентрацией на
изучении материальных показателей. Поэтому проблема исследования состоит в
недостаточной изученности взаимосвязи социальной политики и субъективного
экономического благополучия.
Голландские исследователи В. ван Оршхот (Wim van Oorschot)
и Т. Рискенс (Tim Reeskens) одними из первых стали
рассматривать эффект социальной политики на оценки экономического благополучия.
Ими был выявлен положительный эффект показателей социальной защиты на
субъективное экономическое благополучие. Кроме того, исследователи тестировали
более сложную гипотезу о взаимном эффекте социальной политики и социального
капитала. Нами также будет протестирован этот эффект, так как социальный
капитал характеризует «горизонтальные» отношения в обществе и выступает как
некоторая альтернатива государственному вмешательству. Мы рассматриваем
социальный капитал как способность людей к кооперации для достижения общих
целей. Тем не менее, исследователи не предлагали объяснительных механизмов для
взаимосвязи социальной политики и оценок респондентами своего экономического
благополучия, а также не учитывали различий в системе социальной защиты по
странам (режимы социальной защиты), то есть различия в институтах.
Объектом исследования выступает субъективное экономическое благополучие
граждан.
Предметом исследования являются институциональные факторы субъективного
экономического благополучия.
Исследовательский вопрос данной работы состоит в том, каков характер
взаимосвязи между социальной политикой и субъективным экономическим
благополучием.
Цель данного исследования заключается в определении характера взаимосвязи
между социальной политикой и субъективным экономическим благополучием граждан.
Для достижения цели необходимо выполнить следующие задачи:
. Предложить определения для ключевых понятий.
. Выявить характер взаимосвязи между показателем социальной
политики и субъективным экономическим благополучием.
. Предложить объяснительный механизм для связи социальной политики
и субъективного экономического благополучия.
. Протестировать объяснительный механизм взаимосвязи социальной
политики и субъективного экономического благополучия.
. Протестировать совместный эффект социальной политики и
социального капитала с учётом режимов социальной защиты.
. Дать содержательную интерпретацию полученным результатам.
В данной работе выдвигаются следующие гипотезы:
Социальная политика - значимый фактор субъективного экономического
благополучия: чем больше объём затрат на социальную политику, тем оценка
экономического благополучия выше.
Прежде всего социальная политика оказывает эффект на субъективное
экономическое благополучие, так как улучшает экономическое положение людей,
перераспределяя ресурсы в обществе. Мы также предполагаем, что связь между
социальной политикой и восприятием экономического благополучия может быть
прямой, несмотря на промежуточное звено в виде объективных экономических
индикаторов. Например, в более устойчивых системах социальной защиты, граждане
чувствуют себя более уверенными при оценке своего экономического благополучия.
Взаимный эффект социальной политики и социального капитала будет
неодинаков в рамках разных режимов социальной защиты. В маргинальных системах
(системы с минимальным вмешательством государства в рынок) будет наблюдаться
эффект замещения, а в институциональных (системы с обширным государственным
регулированием в сфере социальной защиты) - эффект взаимного усиления.
Исследователи не пришли к согласию относительно взаимного эффекта
социальной политики и социального капитала. Были получены разные результаты,
подтверждающие как эффект замещения, так и эффект взаимного усиления. Мы
предлагаем учесть в анализе институциональную среду - режим социальной защиты.
Предположительно в странах с социально-демократическим режимом будет
наблюдаться эффект взаимного усиления, в консервативно-корпоратистском, южном и
либеральном - эффект замещения либо статистически незначимый эффект, для группы
стран постсоветского пространства эффект может быть статистически незначимым.
Исследование проводится в рамках методологии институционализма
рационального выбора. Данный методологический подход предполагает, что
институты принимаются как внешние ограничения (exogenous constraints) или устойчивые правила игры и
организационные практики, регулирующие взаимодействие людей в обществе. В
данном случае система социального обеспечения будет рассматриваться как
институт (устойчивая, стабильная и воспроизводимая реализация программ
социальной защиты). Кроме того, этот методологический подход позволяет
учитывать не только правила игры, но и реакцию акторов на эти правила, их
предпочтения и оценку исходов системы. Таким образом, мы предполагаем, что
граждане, будучи рациональными индивидами, стремящимися к максимизации
собственной полезности, оценивают результаты системы социального обеспечения с
точки зрения своих выгод и потерь. Кроме того, рассмотрение нами социального
капитала как дополняющего фактора для социальной политики подразумевает, что
граждане могут делать выбор в пользу самоорганизации, если они не удовлетворены
исходами системы социальной защиты.
Новизна исследования заключается в том, что нами предложен объяснительный
механизм, связывающий субъективное экономическое благополучие и социальную
политику. Кроме того, мы рассматриваем не только «размеры» системы социальной
защиты, но и различия в институциональной среде, принимая во внимания режимы
социальной защиты.
На защиту выносятся следующие основные положения работы:
. Институты социальной политики имеют значение для субъективного
экономического благополучия. Уровень субъективного экономического благополучия
отличается по режимам социальной защиты. Взаимный эффект социальной политики и
социального капитала неодинаков в разных режимах социальной защиты.
. Социальная политика и субъективное экономическое благополучие
взаимосвязаны напрямую, а не только через объективные экономические показатели.
. Страны Восточной Европы - самая неустойчивая и внутренне
разнородная группа среди всех групп по режимам социальной защиты.
. Открытый социальный капитал является значимым фактором
субъективного экономического благополучия, в то время как закрытый капитал не
оказывает статистически значимого эффекта.
.
1.
Обоснование выбора теоретической рамки
Большинство существующих исследований посвящено факторам, оказывающим
влияние на объективные экономические показатели, характеризующие экономическое
развитие в стране. На эмпирических данных было показано, что эффективно
функционирующие институты являются залогом стабильного экономического роста.
Также некоторые исследователи полагают, что в экономически развитых странах
наряду с институтами социальный капитал оказывает положительный эффект на
уровень экономического развития. В целом, данная область достаточно
исследована, и сейчас можно говорить о некотором консенсусе в отношении
факторов экономического развития.
В свою очередь, изучение субъективного экономического благополучия долгое
время не было востребовано в политической науке, несмотря на очевидную
актуальность. Во-первых, считалось, что субъективные оценки описывают
ментальное состояние индивида и не характеризуют состояние общества. Во-вторых,
исследователи были больше заинтересованы в поведенческих аспектах, то есть в
том, как люди действуют, а не в том, что они испытывают. В-третьих, разрыв
между объективными индикаторами и субъективными показателями (например,
существующий разрыв между уровнем неравенства и восприятием неравенства
населением) всегда трактовался в пользу объективных показателей, так как
субъективные оценки считались ненадёжными. Кроме того, существенные ограничения
на исследования накладывают данные - временной охват для субъективных
показателей ограничен, так как сбор данных сопряжён с множеством издержек.
Одним из первых и важных исследований в социальных науках стала работа
1972 года “The Human Meaning of Social Change” исследователей Мичиганской школы А. Кэмпбелла (Angus Campbell) и Ф. И. Конверса (Philip E. Converse).
Исследователи предложили новый подход, который учитывал
социально-психологические характеристики (субъективные оценки) при изучении
социальных изменений в обществе, в том числе исходов выборов. Можно говорить о
том, что в последние десятилетия складывается исследовательское направление в
социальных науках, сконцентрированное на изучении субъективных оценок.
Таким образом, в фокусе нашего исследования не объективные экономические
факторы, а оценка экономической ситуации гражданами. Данный подход оправдан не
только с научной, но и с практической точки зрения: субъективные оценки
являются эффективным инструментом обратной связи между населением и лицами,
принимающими решение. Мы предполагаем, что для оценок экономического
благополучия будут релевантными факторы, отличные от факторов, объясняющих
объективные показатели.
.1
Субъективное экономическое благополучие
Первоначально изучение субъективного благополучия людей было прерогативой
психологов. Именно поэтому структурированные подходы к определению и
классификации субъективных показателей были предложены в исследованиях в
области психологии, а затем были «заимствованы» и расширены социальными
науками.
Субъективное благополучие - широкая категория, которая объединяет
эмоциональные реакции людей, а также их суждения об удовлетворённости жизнью в
целом и отдельными сферами жизни в частности (“domain satisfactions”). Нередко для субъективного
благополучия предлагается более узкое понимание, включающее только степень
удовлетворенности качеством жизни в целом. Так как субъективное благополучие
включает в себя различные аспекты, их необходимо рассматривать отдельно друг от
друга, несмотря на то, что они связаны. Аспекты субъективного благополучия
можно разделить на две группы: аффективные оценки (эмоции по поводу каких-либо
явлений или событий) и когнитивные оценки (степень удовлетворённости чем-либо,
ретроспективная оценка). Как правило, респондентам задаются вопросы: «Насколько
Вы удовлетворены…?» (когнитивные оценки) или «Что Вы чувствуете по поводу…?»
(аффективные оценки). С помощью различных методов (в частности, моделирования
структурными уравнениями) было установлено, что эти оценки действительно
образуют разные, но связанные между собой группы.
Социологические исследования, которые стали появляться позже разработок
психологов, были преимущественно посвящены возникающим в обществе проблемам
(негативным проявлениям): аномии, депривации, субъективной бедности и т.д.
Субъективное благополучие перестало приниматься как психологический феномен, а
стало рассматриваться как некоторое следствие функционирования человека в
обществе.
В политической науке также наметилась тенденция к исследованию
субъективных показателей. Преимущественно в рамках исследований рассматривались
степень удовлетворённости национальным правительством, какими-либо
институциональными структурами и т.д. В качестве примера можно привести
исследование К. Дж. Андерсона (Christopher J. Anderson) и К. Ф. Гиллори (Christine A. Guillory),
посвящённое выявлению взаимосвязи между степенью удовлетворённости демократией
со стороны населения и разными институциональными структурами в странах Европы.
По отношению к субъективным оценкам часто встаёт вопрос о качестве
анализируемых данных, так как до сих пор многие испытывают скепсис по отношению
к субъективным показателям. Исследователями было доказано, что субъективные
показатели валидны и надёжны. Как правило, люди действительно задумываются о
том, удовлетворены ли они какой-либо сферой своей жизни до того, как сталкиваются
с вопросами в анкете исследователя. В свою очередь, смещение результатов из-за
неправдивых ответов (например, люди могут скрывать реальные оценки и эмоции в
силу механизма самозащиты, а также из-за эффекта социальной желательности)
несущественно при большой выборке.
В данной работе мы рассматриваем субъективное благополучие относительно
экономической ситуации, то есть то, как люди оценивают собственное
экономическое благосостояние (когнитивные оценки).
.2 Связь
субъективного экономического благополучия и социальной политики
Нами рассматриваются как эффект социальной политики, так и взаимный
эффект институционального фактора (социальной политики) и фактора на
индивидуальном уровне (социального капитала). Таким образом, включение в анализ
обозначенных факторов позволит посмотреть на баланс между микро и
макроуровнями, а также «вертикальными» (со стороны государства) и
«горизонтальными» (между людьми) связями.
Так как субъективное экономическое благосостояние не является
общепринятым термином, в исследованиях встречаются разные понятия, означающие
восприятие людьми экономической ситуации. Тем не менее, мы можем их
рассматривать в связи с тем, что они описывают схожие явления.
Мы предполагаем, что социальная политика является одним из ключевых факторов,
отвечающих за восприятие населением экономической ситуации. Обеспечение
минимального уровня благосостояния населения признаётся одной из ключевых задач
любого государства, и поэтому после Второй мировой войны социальная сфера стала
одним из важных направлений государственного регулирования. Однако, с 1980-х
годов в странах Европы наблюдается процесс сокращения экспансии государства
всеобщего благоденствия, который усилился в период экономических потрясений
2008-2009 годов. Система социального обеспечения подверглась новым вызовам:
изменению экономической конъюнктуры в связи с глобализацией; расширению сфер
регулирования, а, следовательно, дополнительному давлению на бюджет; изменению
демографической ситуации в пользу увеличения доли пожилого населения и
уменьшению рождаемости. Как следствие, в этих условиях власти располагают
меньшими ресурсами для обеспечения нужд населения, и, стремясь сохранить
бюджетные средства, сокращают расходы на социальную политику, что закономерно
вызывает недовольство граждан. В частности, в странах Европы ряд непопулярных
мер в сфере социальной политики, вызванный экономической рецессией, стал
катализатором для протестных движений и одним из факторов непредсказуемых
результатов выборов. В силу сложившейся ситуации интересно посмотреть на то,
является ли социальная политика значимой для восприятия экономического
благополучия населением в условиях многочисленных новых вызовов.
Одно из существующих направлений исследований посвящено изучению влияния
системы социальной защиты на субъективное благополучие людей, включающее такие
аспекты, как состояние здоровье, оценку того, насколько счастлив респондент и
т.д. Примером такого исследования может быть работа А. Пэйсека (Alexander
Pacek) и Б. Рэдклиффа (Benjamin Radcliff), в которой они показали, что
регулирование рынка и обеспечение социальной защиты делают жизнь более
удовлетворительной по оценкам респондентов. Стоит, однако, отметить, что в
данном случае субъективное благополучие шире субъективного экономического
благосостояния.
Немецкий исследователь С. Мау (Steffen Mau) и соавторы в своей работе
рассматривают факторы субъективной социально-экономической безопасности в 19
странах Европы в 2008-2009 годах. Авторы выделили три группы объективных
факторов, оказывающих влияние на оценку экономической безопасности:
социально-экономические, институциональные и факторы интернационализации. К
институциональным факторам относится система социальной защиты, которая не
только непосредственно улучшает условия жизни граждан, но и действует на их восприятие
собственной экономической безопасности. Исследователи пришли к выводу, что в
странах с наибольшими расходами на социальное обеспечение люди чувствуют себя
более экономически защищёнными. На индивидуальном уровне исследователи
учитывают только экономическое положение респондентов.
Одними из первых исследователей, обратившихся к субъективному
экономическому благополучию в контексте социальной политики и социального
капитала стали В. ван Оршхот (Wim
van Oorschot) и Т. Рискенс (Tim Reeskens). Исследователи сконцентрировались
на изучении взаимного эффекта социальной защиты и неформальных социальных
связей на уровень депривации населения в странах Европы в 2010 году. Применяя
многоуровневое моделирование, авторы получили следующие результаты:
. В странах с высокими расходами на систему социального
обеспечения уровень депривации меньше.
. В странах с наименьшими расходами на социальную защиту повышение
уровня социального капитала снижает уровень депривации (то есть люди
самостоятельно мобилизуются для решения экономических проблем).
Тем не менее, нам представляется недостаточным рассмотрение социальной
политики исключительно через долю расходов от ВВП, так как такой подход не
учитывает институциональную структуру системы социальной защиты. Мы
предполагаем, что взаимный эффект социальной политики и социального капитала
будет меняться в зависимости от режима социальной защиты, то есть
институциональных практик в каждом государстве, что подробнее будет
представлено в следующих разделах.
экономический
социальный капитал благополучие
1.3 Режимы
социальной защиты
Долгое время не существовало интегрального и унифицированного подхода к
изучению социальной политики, пока в 80-е годы исследователь Г. Эспинг-Андерсон
(Gosta Esping-Andersen) не предложил первую классификацию стран по тому, как в
них организована система социального обеспечения. В своей классической работе
“The Three Worlds of Welfare Capitalism” Г. Эспинг-Андерсен понимает режим
социальной защиты как комплекс юридических и организационных практик, регулирующих
взаимоотношения между государством, рынком и домохозяйствами. Таким образом,
сложившись исторически, режим характеризует распределение производства благ
между этими тремя сторонами. Автором было предложено два основания для
типологии - степень декоммодификации и тип стратификации/солидарности.
Декоммодификация отражает то, в какой мере государство может вмешиваться в
рыночные отношения в пользу предоставления благ для граждан, а стратификация, в
свою очередь, является показателем того, насколько широкой и универсальной
является социальная политика (какие группы населения попадают под действие
социальных программ). На основании предложенных критериев было выделено три
идеальных типа:
. Либеральный режим: предполагается минимальное регулирование
рынка, социальная защита - услуга, преимущественно предоставляемая частными
организациями (Австралия, Канада, США, Новая Зеландия, Ирландия,
Великобритания).
. Консервативно-корпоратистский режим: предоставление социальной
защиты возможно только для определённых групп населения (Италия, Япония,
Германия, Франция, Финляндия, Швейцария).
. Социально-демократический режим: социальная защита
предоставляется каждому в независимости от занимаемого статуса (Австрия,
Бельгия, Нидерланды, Дания, Норвегия, Швеция).
Позже классификация, предложенная Эспингом-Андерсеном, подвергалась
критике по нескольким направлениям: не выделение средиземноморского типа как
отдельного режима социального обеспечения, игнорирование структуры населения
при классификации (в том числе по гендеру), маленькая выборка стран, сомнения
по поводу отнесения в группы некоторых стран. На основании последующих
исследований можно предложить следующую наиболее общепринятую классификацию (В
Табл. 1. представлены результаты различных типологий):
) Социально-демократический режим: Нидерланды, Дания, Швеция,
Финляндия;
) Консервативно-корпоратистский режим: Австрия, Бельгия, Германия,
Франция;
) Либеральный режим: Великобритания, Ирландия;
) Средиземноморский режим (вопросы социальной защиты делегируются
непосредственно семье): Италия, Испания, Греция, Португалия;
) Страны Восточной Европы: Литва, Латвия, Хорватия, Эстония,
Венгрия, Словения, Словакия, Чехия, Румыния, Польша, Болгария.
Для стран Восточной Европы не существует общепринятой классификации по
режимам социальной защиты. Это связано с тем, что социальное обеспечение в них
- довольно неустойчивая институциональная структура. Кроме того, после распада
СССР система социальной защиты в странах постсоветского пространства находится
в процессе формирования и развития. Одна из попыток к классификации была
предпринята Х. Фенджером (H.J.M. Fenger).
Результатом исследования стал вывод о том, что страны Восточной Европы не могут
быть отнесены ни к одному из существующих режимов. Наряду с классическими
группами исследователь получил следующие кластеры для стран Восточной Европы:
· Постсоветский тип (former-USSR type) по объёму расходов на социальную политику схож с
консервативно-корпоратистским режимом, но отличается по расходам на отдельные
социальные программы, по уровню социального капитала и по социальной структуре
общества (Белоруссия, Эстония, Латвия, Литва, Россия и Украина).
· Посткоммунистический европейский тип характеризуется
эгалитаризмом и более высоким уровнем социального благополучия, чем постсоветский
тип (Болгарию, Хорватию, Чехию, Венгрию, Польшу, Словакию).
· Развивающиеся государства всеобщего благоденствия наиболее
близки к классическим режимам, но социально-экономические показатели в них
гораздо ниже (Грузия, Румыния, Молдавия).
Нами была предпринята попытка самостоятельно кластеризовать страны по
типам социальной защиты и сравнить полученный результат с предыдущими
исследованиями. На основании предыдущих работ были выделены следующие основания
для реализации кластерного анализа: затраты на социальную защиту как процент от
ВВП; затраты на образование как процент от ВВП; затраты на сферу
здравоохранения как процент от ВВП; индекс Джини как характеристика
неравенства; процент женщин, вовлечённых в трудовую деятельность; младенческая
смертность на 1000 человек. Таким образом, преимуществами нашего разделения
является то, что в анализе учтены не только показатели социальной политики, но
и характеристики социальной и экономической обстановки в стране, что важно, так
как в выборке есть страны Восточной Европы, в которых затраты на социальную
политику могут быть большими, в то время как качество её реализации не
представляется возможным измерить. Программы социальной защиты во многих этих
странах могут быть схожи, например, с «всеохватным» типом социальной защиты, но
по ряду характеристик (в том числе качеству оказываемых услуг) эти страны
существенно отличаются. Кроме того, включение в анализ процента работающих
женщин и уровня неравенства позволяют зафиксировать новые социальные риски,
которые влияют на реформирование системы социальной защиты.
Выборка по сравнению с предыдущими исследованиями расширена, поэтому
учесть более детальную информацию о системе социальной защиты не представляется
возможным, что может повлиять на результаты анализа.
Мы будем использовать метод Варда, так как он даёт наиболее устойчивые
результаты (метод основан на минимизации внутригрупповой дисперсии и
максимизации дисперсии между группами). Для реализации кластерного анализа
показатели были стандартизированы. Мы получили достаточно разнородные кластеры
(Рис. 1.), и трудно сказать, что полученные результаты согласуются с
предыдущими исследованиями. Например, Белоруссия попала в кластер вместе с
Исландией и Швецией. Это может быть связано с тем, что у нас нет возможности
зафиксировать количественно качество системы социального обеспечения. Во второй
кластер вошли страны, которые традиционно относятся к
социально-демократическому, либеральному и консервативно-корпоратистскому
режимам социального обеспечения. То есть на наших данных не удалось уловить
разницу между тремя режимами. В третий кластер попали преимущественно
средиземноморские страны. В четвёртый, пятый и шестой кластеры входят страны
Восточной Европы (за исключением Швейцарии и Кипра). Словакия, Венгрия, Польша
и Чехия вошли в один кластер, который можно отнести к посткоммунистическому
европейскому типу, выделенному Х. Фенджером. Балтийские страны образуют
отдельную подгруппу внутри пятого кластера, что отсылает нас к результатам
исследования А. Тутс и Я. Бэкмен.
Рассогласованные с предыдущими исследованиями группы могут быть связаны с
тем, что кластерный анализ даёт довольно неустойчивые результаты. При оценке
разными методами группы могут значительно изменяться.
1.4
Объяснительный механизм
Как мы уже отмечали, предыдущие исследования в данной области не
предпринимали попытку предложить механизм, объясняющий то, как социальная
политика связана с оценками граждан, а концентрировались на тестировании силы и
характера взаимосвязи. Тем не менее, мы считаем прояснение объяснительного
механизма важным в связи с необходимостью понимания того, как работает процесс,
и необходимостью выявления отличий от факторов и механизмов, касающихся
объективных показателей.
Самым очевидным объяснительным механизмом является повышение субъективных
оценок посредством улучшения объективных экономических показателей. С точки
зрения «материальных» экономических показателей, социальная политика позволяет
смягчать «провалы» рыка, перераспределяя ресурсы в обществе более равномерно,
что, в свою очередь, обуславливает объективное экономическое благополучие
населения. Как следствие, получая ресурсы при распределении, люди начинают
воспринимать своё экономическое положение как более благополучное. Такой
объяснительный механизм очевиден, и в нём материальное положение домохозяйства
выступает посредником в цепочке между социальной политикой и оценками
населения. Также было показано, что имеет значение не только то, каков «размер»
системы социального обеспечения, но и то, какой тип выплат и помощи получает
конкретный человек.
Если обратить внимание на другие факторы помимо объективных, то
социальная политика также может повлиять на установки людей, делая их жизнь
«слишком простой». В государствах с широкой социальной поддержкой различные
группы-получатели блага могут привыкнуть к такому положению вещей и не пытаться
его изменить (например, безработные). То есть они будут воспринимать своё
экономическое положение как приемлемое, несмотря на то, что доходы
домохозяйства могут оставаться низкими. Таким образом, система социальной
защиты иногда порождает проблему социального иждивенчества, а значит, напрямую
влияет на оценки экономического благополучия.
В данной работе мы предлагаем отступить от традиционных механизмов,
связанных с материальными показателями и обратиться к институтам. Нам
представляется более интересным объяснительный механизм с точки зрения того или
иного режима социальной защиты.
В первую очередь, важно обратить внимание на режимы социальной защиты с
точки зрения устойчивости институтов. Исследователь В. Корпи (Walter Korpi) пишет о том, что разные системы социальной защиты
порождают разные варианты тропы зависимости (“path dependency”). Автор рассматривал страны Европы
с момента принятия в них первого закона, касающегося социальной защиты, по 1995
год. Было показано, что страны консервативно-корпоратистского режима социальной
защиты характеризуются более устойчивым функционированием институтов как в
сфере пенсионных выплат, так и в сфере страхования по болезни. То есть «правила
игры» в этих системах меняются реже, чем в других режимах социального
обеспечения. Корпи связывает устойчивость некоторых режимов с тем, что они были
более эффективными в формировании интересов и идентичностей граждан.
Устойчивость институциональной структуры влияет на то, как чувствуют себя люди
относительно собственного благополучия: в более стабильной среде, они
воспринимают своё положение как более благополучное и устойчивое. В странах
Восточной Европы система социальной защиты довольно часто реформируется, что
порождает недоверие у граждан и ставит их в положение неопределённости. Именно
поэтому эффект социальной политики на субъективные экономические благополучия
здесь может быть статистически незначимым. Поэтому мы предполагаем, что эффект
социальной политики на уровень субъективного экономического благополучия будет
статистически значимым в устойчивых системах социальной защиты -
консервативно-корпоратистской и социально-демократической.
Кроме того, нами будет рассмотрен взаимный эффект социальной политики и
социального капитала в контексте режимов социальной защиты.
В предыдущих работах данный взаимный эффект тестировался только на
группах стран по уровню экономического развития. Ряд эмпирических работ
указывает на то, что существует эффект замещения между социальным капиталом и
показателями социальной политики (“crowding out” эффект). Тем
не менее, скандинавские страны демонстрируют эффект усиления, что говорит о
неоднозначности взаимного эффекта. Шведские исследователи С. Кумлин (Staffan Kumlin) и Б. Ротстайн (Bo Rothstein) утверждают, что неоднозначность
данного эффекта вызвана тем, что страны характеризуются разным
институциональным дизайном системы социального обеспечения. Исследователи Г.
Эспинг-Андерсон (Gösta Esping-Andersen) В. Корпи (Walter Korpi) разделяют системы социальной защиты по структурным
признакам на маргинальную и институциональную. Маргинальная система
предполагает минимальное вмешательство государства в экономику, поэтому
социальное обеспечение граждан ставится на второе место. Институциональные
модели не предполагают фиксированных границ для обеспечения общественных нужд.
Для стран с такой системой благополучие каждого индивида - ответственность
общества, поэтому такие государства будут ограничивать рынок, давать доступ
каждому индивиду к общественным благам, обеспечивать высокие жизненные
стандарты для каждого. Таким образом, сама институциональная система
предполагает вовлечение каждого в обеспечение благополучия, что поддерживает
высокий уровень социального капитала и обеспечивает эффект взаимного усиления.
Таким образом, мы предполагаем, что страны с институциональными системами
(социально-демократический режим) характеризуются эффектом взаимного усиления
между социальной политикой и социальным капиталом, а страны маргинальной
системы (либеральный режим) - эффектом замещения.
В первой главе нами была обоснована теоретическая рамка исследования,
продемонстрированы имеющиеся результаты в данной исследовательской области,
выявлены их недостатки и предложен свой вариант рассмотрения проблемы с учётом
институциональных структур. Во второй главе мы переходим к непосредственному
эмпирическому анализу выдвинутых в работе гипотез.
2. Описание
массива данных
Основной массив данных включает показатели для следующих стран за 2012
год: Албания (n=1136), Бельгия (n=1856), Болгария (n=2111), Кипр (n=1083), Чехия (n=1676), Дания (n=1590), Эстония (n=2288), Финляндия (n=2151), Франция (n=1940), Германия (n=2885), Венгрия (n=1909), Исландия (n=706), Ирландия (n=2552), Италия (n=840), Литва (n=1906), Нидерланды (n=1814), Норвегия (n=1609), Польша (n=1775), Португалия (n=2051), Россия (n=2161), Словакия (n=1742), Словения (n=1211), Испания (n=1829), Швеция (n=1761), Швейцария (n=1448), Украина (n=1911), Великобритания (n=2160). Основное ограничение на
выборку накладывают показатели на уровне респондентов, полученные из базы
данных European Social Survey. В шестую волну вошли результаты опросов, проведённых
в перечисленных странах. Шестая волна была выбрана для основного анализа, так
как она включает максимальное количество стран.
Зависимая переменная
Откликом в модели выступает переменная на первом уровне - отношение
респондента к доходу домохозяйства (Feeling about household's income nowadays). Показатель измерен в порядковой
шкале от 1 до 4 (1 - полностью удовлетворён, 4 - совсем не удовлетворён). В
ходе анализа переменная была перекодирована в бинарную.
Объясняющие переменные
Для тестирования эффекта социальной политики в модель включены затраты на
социальную защиту как процент от ВВП из базы данных Международного валютного
фонда. Кроме того, для учёта в модели режимов социально защиты, мы включаем
набор из фиктивных переменных, характеризующих тот или иной режим:
· Социально-демократический режим;
· Консервативно-корпоратистский режим;
· Либеральный режим;
· Средиземноморский режим;
· Страны Восточной Европы.
Таким способом мы сможем посмотреть не только на «размеры» системы
социального обеспечения, но и на институциональную среду. Схожая
операционализация была предложена в ряде других работ. Для проверки результатов
на устойчивость был рассмотрен процент безработных, получающих пособие по
безработице из базы данных International Labor Organization (характеризует «охват» системой
социальной защиты уязвимых групп). Данные показатели включены в анализ на
втором уровне.
Индикаторами социального капитала выступает несколько переменных на
первом уровне. Кроме того, мы учитываем как “bridging” (открытый), так и “bonding” (закрытый) типы социального
капитала. Данные были взяты из базы данных European Social Survey. Открытый
социальный капитал характеризуют два показателя:
· Большинству людей можно доверять (Most people can be trusted or you can't be too careful) в десятибалльной шкале (0 - несогласие с
утверждением, 10 - полное согласие);
· Как часто был вовлечён в работу волонтёрских и
благотворительных организаций за последний год (Involved in work for voluntary or charitable organizations, how often past 12 months)
в шкале от 1 до 6 (никогда).
Прокси для закрытого социального капитала выступают переменные:
· Как часто Вы встречаетесь с друзьями, родственниками,
коллегами (How often socially meet with friends, relatives or colleagues) в шкале от 1(никогда) до 7;
· С каким количеством людей Вы можете обсудить личные вопросы (How many people with whom you can discuss intimate and personal matters) в шкале от 1(ни с кем) до 7.
Включение такого количества переменных поможет проверить результаты на
устойчивость к включению альтернативных предикторов. В Табл. 1. представлены
значения коэффициента корреляции между откликом и показателями социального
капитала.
Табл. 1. Коэффициенты корреляции между откликами и показателями
социального капитала
|
|
Экономическое благополучие
|
|
Доверие
|
-0,28*
|
|
Встречи
|
-0.01*
|
|
Личные вопросы
|
0,01*
|
|
Волонтёрская работа
|
0,19*
|
Контрольные переменные
Эффект социальной политики и социального капитала будет проконтролирован
включением следующих релевантных переменных:
На первом уровне
· Пол респондента;
· Возраст респондента и возраст респондента в квадрате для
фиксации нелинейности эффекта возраста. Предполагается, что в силу
экономических потрясений старшее поколение сильнее испытало на себе последствия
этих шоков, так как, например, на рынке труда становятся востребованными более
молодые специалисты;
· Количество лет, затраченных на очное образование. Людям, не
имеющим высшего образования, сложнее найти высокооплачиваемую работу;
· Уровень удовлетворённости деятельностью правительства (How
satisfied with the national government) в десятибалльной шкале (10 -
максимальная удовлетворённость). Данный показатель позволяет проконтролировать
эффект политических предпочтений респондента. Мы предполагаем, что респондент,
который положительно оценивает деятельность правительства, будет с большей
вероятностью удовлетворён экономическим благосостоянием домохозяйства. Данный
показатель не был учтён ни в одном из предыдущих исследований.
Не представляется возможным включить в анализ доход респондента, так как
для этого показателя в базе данных содержится слишком много пропущенных
переменных - респонденты чаще всего воздерживаются от ответа, когда их просят
назвать доход домохозяйства (пропуски не случайны).
На втором уровне
В силу того, что в выборку вошло 27 стран, мы ограничены в возможности
включить много предикторов на втором уровне. Наряду с ключевым предиктором
социальной политики мы включаем в модель показатель, учитывающий уровень
экономического развития. Нами был выбран уровень безработицы, так как он не
только характеризует экономическую ситуацию в целом, но и непосредственно
затрагивает экономическое положение респондентов (отражает ситуацию на рынке
труда). Показатель безработицы как процент от общей рабочей силы был взят из
базы данных International Labor Organization. Предполагается, что чем выше
уровень безработицы, тем ожидания относительно экономического благополучия
пессимистичнее.
Для проверки результатов на устойчивость и тестирования второй гипотезы
нами была составлена расширенная база данных, включающая данные по всем
доступным странам за все семь волн European Social Survey. В базе содержится 291 602
наблюдения. Главное допущение при анализе объединённой выборки - мы не
учитываем изменения во времени. Каждая страна из каждой волны воспринимается
как отдельная группа.
Основные методы
Основной моделью в работе выступает модель со смешанными эффектами, так
как данные имеют двухуровневую структуру - уровень респондентов и уровень
стран. То есть предполагается, что у каждой страны есть своя специфика, которая
будет учитываться с помощью смешанных эффектов.
В силу нарушений базовых условий для порядковых многоуровневых
логистических регрессий, отклик был преобразован в бинарную переменную. Таким
образом, основная модель принадлежит классу многоуровневых логистических
моделей. Интерпретация результатов будет производиться в терминах отношения
шансов.
Основная модель выглядит следующим образом:
Ec_wellbeingij=γ00+γ10Social_capitalij+
γ01Social_policyj+γ20Controlsij+ γ02Regimesj+γ03Controlsj+γ11Socail_capitalij*Social_policyj +u0i+u1iSocail_capitalij+εi, где
γ означает фиксированный эффект; u
вводится для обозначения случайных эффектов; Ec_wellbeing - показатель
субъективного экономического благополучия; Social_capital - показатель
социального капитала; Social_policy - доля ВВП на социальное
обеспечение; Regimes - набор дамми-переменных для режимов социальной защиты;
Controls - вектор контрольных переменных; Socail_capital*Social_policy - эффект
взаимодействия между социальным капиталом и социальной политикой; ε
- вектор ошибок. В
качестве проверки на устойчивость и для тестирования второй гипотезы будет
оценён ряд многоуровневых логистических моделей по режимам социальной защиты.
Также нами оценено две модели моделированием структурными уравнениями, чтобы
проследить «пути», по которым ключевые переменные обуславливают друг друга (path analysis), что позволит нам проиллюстрировать
объяснительные механизмы для взаимосвязи социальной политики и субъективного
экономического благополучия.
2.1
Результаты эмпирического анализа
В данном исследовании нас интересует эффект института социальной политики
на субъективное экономическое благополучие граждан. Прежде чем обратиться к
регрессионному анализу, мы можем посмотреть на то, как соотносятся субъективное
экономическое благополучие граждан и их мнение относительно роли государства в
сокращении имущественного неравенства (то есть относительно вмешательства
государства в рыночные процессы). В Табл. 3. представлено совместное
распределение ответов респондентов. Коэффициент корреляции Спирмена между двумя
этими показателями статистически значим на уровне значимости 0,05 и принимает
значение -0,25 (корреляция между признаками слабая отрицательная). То есть чем
меньше респондент удовлетворён своим экономическим положением, тем он более
склонен поддерживать вмешательство государств в рыночные механизмы ради
перераспределения ресурсов в обществе.
Табл. 2. По горизонтали - степень удовлетворённости экономическим
положением домохозяйства, по вертикали - согласие с утверждением, что
государство должно снижать имущественное неравенство
|
Полностью удовлетворён
|
Удовлетворён
|
Не удовлетворён
|
Совсем неудовлетворён
|
|
Полностью согласен
|
2333
|
6676
|
4545
|
2760
|
|
Согласен
|
4841
|
9061
|
4130
|
1614
|
|
Нейтрален
|
2126
|
2805
|
1058
|
336
|
|
Не согласен
|
1904
|
1567
|
517
|
132
|
|
Совсем не согласен
|
409
|
392
|
177
|
73
|
В основной модели зависимой переменной будет выступать степень
удовлетворённости экономическим положением домохозяйства (чем выше показатель,
тем ниже уровень удовлетворённости). На начальном этапе анализа нам необходимо
проверить, оправдано ли применение многоуровневых моделей на наших данных. Для
этого мы оцениваем «пустую» модель (“empty” model), то есть модель без
предикторов. Для показателя относительно домохозяйства доля дисперсии,
объяснённая различиями по странам, составляет примерно 0,26. Мы приходим к
выводу о том, что оценивание многоуровневых моделей обосновано как
содержательно, так и статистически.
Зависимая переменная измерена в порядковой шкале (от 1 до 4), поэтому в
данном случае необходима реализация многоуровневой порядковой логистической
регрессии. Важным допущением для этого класса моделей является соблюдение
условия параллельности регрессий (parallel regression assumption). Это значит, что коэффициенты,
описывающие шанс оказаться в первой категории против всех остальных категорий,
не отличаются от коэффициентов, описывающих шансы для второй категории по
сравнению со всеми остальными и т.д. При оценивании обычной порядковой
логистической регрессии для тестирования условия используется тест Бранта,
однако, его реализация на многоуровневых выборках не представляется возможной.
Также в силу ограниченных возможностей статистического пакета мы не можем
оценить многоуровневую обобщённую порядковую логистическую регрессию (которая
обычно используется как альтернатива порядковой логистической регрессии в
случае нарушения условия). По указанным причинам нами предложено следующее
решение:
) оценивание модели с порядковым откликом;
) создание четырёх бинарных переменных из отклика (1-живут
комфортно с текущим доходом; 2-удовлетворены текущим доходом; 3-трудно с
текущим доходом; 4-очень трудно с текущим доходом);
) оценивание для полученных бинарных откликов многоуровневых
логистических моделей;
) сравнение полученных коэффициентов: если коэффициенты не
отличаются по знаку и значимости, оценивать порядковую логистическую модель, а
если отличаются - предложить альтернативную модель в зависимости от значения
коэффициентов.
Таким способом мы фактически реализуем логику теста Бранта. В Табл. 4.
представлены «сырые» коэффициенты для оценённых моделей. Коэффициенты в моделях
(2)-(5) с бинарным откликом для ряда предикторов отличаются друг от друга по
знаку и значимости (в том числе ключевые предикторы социальной политики и
социального капитала) и отличаются от коэффициентов для порядковой
логистической регрессии (модель (1)). Это говорит о том, что условие параллельности
регрессий на нашей выборке не соблюдается, а значит, мы не можем оценивать
многоуровневую порядковую логистическую модель корректно. Тем не менее,
полученные результаты позволяют нам заметить, что отклик может быть
преобразован в бинарную переменную, так как коэффициенты для первых двух и
последних двух бинарных переменных схожи. То есть мы можем создать бинарную
переменную, фиксирующую недовольство или удовлетворение доходами домохозяйства
без градаций. Единица будет соответствовать удовлетворённости, а ноль -
недовольству доходами домохозяйства.
Предварительным шагом для анализа многоуровневых моделей является оценка
«пустой» модели, в результате которой мы получаем набор случайных эффектов для
константы. Эти случайные эффекты фиксирует различия в значении зависимой
переменной по странам.
Интерпретация результатов будет проводиться в терминах отношения шансов.
В модель (6) включены только фиксированные эффекты, показатель социальной
политики - переменная на втором уровне. С увеличением показателя
генерализованного доверия на единицу измерения в среднем при прочих равных шанс
попасть в категорию удовлетворённых экономическим положением домохозяйства на
11% больше, чем в группу неудовлетворённых. Повышение затрат на социальную
политику также увеличивает шанс попасть в первую категорию: с увеличением
расходов на социальную защиту на единицу измерения шанс попасть в категорию
удовлетворённых доходом домохозяйства в среднем при прочих равных больше на 9%.
Для мужчин шанс позитивно оценивать экономическое благополучие в среднем при
прочих равных на 32% больше, чем для женщин. Одобрение деятельности
национального правительства и количество лет, затраченных на образование, также
увеличивают шанс попасть в категорию удовлетворённых экономическим благосостоянием.
Однако, с ростом возраста на один год шанс оценивать экономическое положение
домохозяйства как благополучное в среднем при прочих равных меньше на 4%
(коэффициент при возрасте в квадрате принимает очень маленькое значение,
поэтому интерпретируемая величина при округлении не меняется).
Табл. 3. Отклик - удовлетворённость доходами домохозяйства (в терминах
отношения шансов)
|
(6)
|
(7)
|
(8)
|
(9)
|
|
Доверие
|
1.11***
|
1.11***
|
1.13***
|
1.03
|
|
(0.00)
|
(0.00)
|
(0.00)
|
(0.04)
|
|
Пол
|
1.32***
|
1.32***
|
1.32***
|
1.32***
|
|
(0.02)
|
(0.02)
|
(0.02)
|
(0.02)
|
|
Возраст
|
0.96***
|
0.96***
|
0.96***
|
0.96***
|
|
(0.00)
|
(0.00)
|
(0.00)
|
(0.00)
|
|
Возраст2
|
1.00***
|
1.00***
|
1.00***
|
1.00***
|
|
(0.00)
|
(0.00)
|
(0.00)
|
(0.00)
|
|
Одобрение правительства
|
1.00***
|
1.00***
|
1.00***
|
1.00***
|
|
(0.00)
|
(0.00)
|
(0.00)
|
(0.00)
|
|
Образование
|
1.13***
|
1.13***
|
1.13***
|
1.13***
|
|
(0.00)
|
(0.00)
|
(0.00)
|
(0.00)
|
|
Социальная защита
|
1.09*
|
1.08*
|
1.06*
|
1.06
|
|
(0.04)
|
(0.04)
|
(0.03)
|
(0.03)
|
|
Доверие x социальная защита
|
|
|
|
1.01*
|
|
|
|
|
(0.00)
|
|
Безработица
|
|
0.92*
|
0.94
|
0.94
|
|
|
(0.03)
|
(0.03)
|
(0.03)
|
|
Константа
|
0.16**
|
0.39
|
0.40
|
0.44
|
|
(0.66)
|
(0.72)
|
(0.25)
|
(0.28)
|
|
sd(Константа)
|
0.86
|
0.79
|
0.67
|
0.68
|
|
[0.66; 1.13]
|
[0.60; 1.03]
|
[0.51; 0.89]
|
[0.51; 0.89]
|
|
Sd(Доверие)
|
|
|
0.06
|
0.05
|
|
|
|
[0.04; 0.08]
|
[0.04; 0.08]
|
|
N
|
48101
|
48101
|
48101
|
48101
|
Значения стандартных ошибок в скобках
*
p < 0.05, ** p < 0.01, *** p < 0.001
В модель (7) был добавлен предиктор на втором уровне - показатель
безработицы. Данная объясняющая переменная позволяет учесть экономическое
положение в стране, а также отчасти компенсирует невозможность включения в
модель доходов респондентов, так как уровень безработицы тесно связан с рынком
труда и заработной платой. Добавление нового регрессора не изменило значимость
и направление взаимосвязи ключевых переменных и отклика. Уровень безработицы -
статистически значимый предиктор на уровне значимости 0,05: с увеличением
показателя безработицы на единицу измерения шанс попасть в группу
удовлетворённых доходами домохозяйства в среднем при прочих равных уменьшается
на 8%.
В модель (8) добавлен случайный эффект для уровня генерализованного
доверия. Показатели пола, возраста, образования в среднем не имеют сильной
региональной специфики (не отличаются по странам), в то время как социальный
капитал различается по странам так же, как и эффект социального капитала на
различные социально-экономические процессы. Именно поэтому включение случайного
эффекта на показатель социального капитала необходимо. Тест отношения
правдоподобий показал, что включение случайных эффектов привносит
дополнительную информацию в модель. Показатель безработицы потерял
статистическую значимость, в то время как остальные переменные сохранили знак и
значимость. На Рис. 1. Представлена визуализация случайных эффектов для уровня
генерализованного доверия: наклон отличается по странам, что подтверждает
наличие специфики по странам.
Рис. 1. Визуализация случайных эффектов для показателя доверия
Модель (9) оценена с включением эффекта взаимодействия между показателем
социального капитала и социальной политики. На всей выборке наблюдается эффект
взаимного усиления показателей.
Табл. 4. Включение режимов социальной защиты
|
(10)
|
|
Доверие
|
1.13***
|
|
(0.00)
|
|
Пол
|
1.32***
|
|
(0.02)
|
|
Возраст
|
0.96***
|
|
(0.00)
|
|
Возраст2
|
1.00***
|
|
(0.00)
|
|
Одобрение правительства
|
1.00***
|
|
(0.00)
|
|
Образование
|
1.13***
|
|
(0.00)
|
|
Консервативный
|
1.00
|
|
(0.39)
|
|
Либеральный
|
0.79
|
|
(0.43)
|
|
Средиземноморский
|
0.57
|
|
(0.39)
|
|
Восточная Европа
|
0.31***
|
|
(0.32)
|
|
Константа
|
1.11
|
|
(0.27)
|
|
sd(Константа)
|
0.58
|
|
[0.44; 0.78]
|
|
sd(Доверие)
|
0.05
|
|
[0.04; 0.08]
|
|
N
|
48101
|
Значения стандартных ошибок в скобках
*
p < 0.05, ** p < 0.01, *** p < 0.001
В модель (10) в качестве характеристик социальной политики включены
фиктивные переменные для режимов социальной защиты (Табл. 6.). За базовую
категорию принят социально-демократический режим социального обеспечения, так
как расходы на социальную политику в странах этого режима в среднем превышают
расходы в других странах. Только страны Восточной Европы статистически
отличаются от государств социально-демократического режима: в странах Восточной
Европы шанс попасть в категорию удовлетворённых доходами домохозяйства примерно
в три раза меньше по сравнению со странами социально-демократического типа.
В Приложении 3 представлены результаты проверки на наличие влиятельных
наблюдений (проверка проводится относительно второго уровня). Полученные нами
коэффициенты устойчивы к исключению стран, попадающих во влиятельные наблюдения
по разным предикторам, следовательно, мы можем оценивать модели на исходной
выборке без исключения каких-либо стран.
Рис. 2. Недовольство экономическим благополучием по режимам социальной
защиты (1-социально-демокартический, 2-консервативно-корпоратистский,
3-либеральный, 4-средиземноморский, 5-страны Восточной Европы).
На следующем этапе анализа мы рассмотрели данные за все доступные волны European Social Survey для того, чтобы иметь возможность протестировать
гипотезы по режимам социальной защиты:
. Социально-демократический/«всеохватный» режим: Дания, Финляндия,
Нидерланды, Норвегия, Швеция за все семь волн (63 158 наблюдений).
. Консервативно-корпоратистский режим: Австрия (1, 2, 3, 7 волны),
Бельгия, Швейцария, Германия, Франция за все волны (67 096 наблюдений).
. Либеральный режим: Исландия (2, 6 волны), Ирландия,
Великобритания за все волны (32 488 наблюдений).
. Средиземноморский режим: Кипр (3, 4, 5, 6 волны), Греция (1, 2,
4, 5 волны), Италия (1, 2, 6 волны), Испания и Португалия за все волны (45 125
наблюдений).
. Восточная Европа: Болгария (3, 4,5,6 волны), Чехия, Эстония
(кроме первой), Венгрия, Литва (5, 6, 7 волны), Польша, Россия (3, 4, 5, 6
волны), Словения, Словакия (кроме первой и седьмой), Украина (2, 3, 4, 5, 6
волны) (101 059 наблюдений).
В социально-демократическом режиме генерализованное доверие, социальная
политика и эффект взаимодействия между ними - статистически значимые
предикторы. Если уровень доверия равен единице, то увеличение доли социальных
выплат на одну единицу измерения в среднем при прочих равных увеличивает шанс
быть удовлетворённым доходами домохозяйства на 4% (с учётом эффекта
взаимодействия). Таким образом, для группы стран социально-демократического
режима наблюдается эффект замещения между социальным капиталом и социальной
политикой. Для мужчин шанс быть оптимистичными по поводу доходов домохозяйства
в среднем при прочих равных больше на 34%. Возраст и одобрение деятельности
правительства оказывают статистически значимый положительный эффект на
субъективное экономическое благополучие. Уровень безработицы как показатель на
уровне страны статистически значим: с увеличением этого предиктора на единицу
измерения в среднем при прочих равных шанс быть удовлетворённым доходом
домохозяйства на 10% меньше.
В странах консервативно-корпоратистской системы социального обеспечения
также наблюдается эффект замещения. При равенстве доли социального обеспечения
единице с увеличением генерализованного доверия на единицу измерения шанс
оказаться в группе удовлетворённых экономическим благополучием домохозяйства
увеличивается на 21%. В отличие от стран «всеохватного» режима увеличение
возраста статистически значимо уменьшает шанс быть удовлетворённым
экономическим положением домохозяйства.
В государствах либерального режима при включении эффекта взаимодействия и
социальный капитал, и социальная политика теряют значимость. Статистически
значимым предиктором на уровне страны является уровень безработицы. С ростом
этого показателя на единицу шанс попасть в группу удовлетворённых доходом
своего домохозяйства в среднем при прочих равных уменьшается на 9%. Такой
результат объясним, так как услуги социального обеспечения в этих странах по
большей части находятся в руках частных предпринимателей, а следовательно,
экономическая ситуация имеет решающее значение для субъективного экономического
благополучия. Одобрение политики правительства и показатель образования
производит положительный эффект, в то время как возраст - отрицательный эффект.
Страны средиземноморского режима и Восточной Европы дают схожие
результаты по значимости и направлению связи. В обеих группах социальная
политика - статистически незначимый предиктор наряду с эффектом взаимодействия,
а показатель социального капитала оказывает положительный эффект на оценку
экономического благополучия. Увеличение возраста для обеих групп уменьшает шанс
быть удовлетворённым экономическим положением, а одобрение правительства и
количество лет образования увеличивают шанс. Как и во всех других группах для
мужчин шанс быть в группе удовлетворённых доходом домохозяйства больше, чем для
женщин.
Направление связи и обоснование объяснительного механизма
Объяснительные механизмы проиллюстрированы нами с помощью path analysis, который обычно используется для
анализа взаимосвязей между несколькими переменными в рамках одной модели. При
этом в анализ не включается влияние какого-то латентного фактора -
рассматриваются только данные наблюдаемые показатели. Нами рассматриваются
самые простые рекурсивные (recursive) модели. Тестируются два объяснительных механизма:
. Прямой эффект социальной политики на уровень субъективного
экономического благополучия. Переменные на уровне респондента - пол, возраст,
образование, одобрение правительства, генерализованное доверие - напрямую
связаны с зависимой переменной. Между долей социальных выплат и субъективным
благополучием - прямая связь. В свою очередь, безработица как характеристика
экономической ситуации оказывает как прямой эффект, так и опосредованный эффект
через систему социальной защиты.
. Опосредованный эффект социальной политики через объективные
экономические показатели (в данном случае через доходы домохозяйства) (Рис.
4.). При включении в модель дохода респондента было удалено около 8000
пропущенных наблюдений. В данной модели, как и в предыдущей, переменные на
первом уровне связаны с откликом напрямую. Социальная политика оказывает как
прямой эффект, так и опосредованный эффект через уровень дохода респондента.
Уровень безработицы связан с субъективным экономическим благополучием напрямую,
через социальную защиту и через доход респондента.
В силу того, что выборка имеет многоуровневую структуру, а отклик -
бинарная переменная, оценка производилась обобщённым моделированием
структурными уравнениями (generalized
structural equation model - GSEM).
Модель включает в себя несколько регрессионных уравнений.
В модели, где предполагается прямой эффект социальной политики (Табл.
8.), мы можем интерпретировать коэффициенты без преобразований. Таким образом,
мы видим, что социальная политика положительно связана с субъективным
экономическим благополучием (в среднем при прочих равных с увеличением доли ВВП
на социальное обеспечение на один процент вероятность быть удовлетворённым
экономическим положением домохозяйства растёт на 7,6%). Все коэффициенты в
модели статистически значимы, кроме коэффициента для переменной возраста.
Эффект безработицы будет следующим: -0,48-0,09*0,073≈-0,49. При
увеличении показателя безработицы на единицу измерения в среднем при прочих
равных вероятность оказаться в категории удовлетворённых экономическим
благополучием уменьшается примерно на 39% (1-exp(-,049)).
В модели с опосредованным эффектом интерпретация будет иной, так как
общий эффект социальной политики складывается из прямого и опосредованного
эффектов: 0,08+0,02*0,31=0,0862. Таким образом, в среднем при прочих равных с
увеличением доли ВВП на социальное обеспечение на один процент вероятность быть
удовлетворённым доходами домохозяйства увеличивается на 9% (1-exp(0,0862)). То есть при включении в
анализ опосредованного эффекта сила связи между социальной политикой и
субъективным экономическим благополучием увеличивается. Эффект безработицы
также складывается из нескольких компонент: -0,03-0,12*0,0862-0,09*0,31≈-0,068.
С увеличением показателя безработицы на единицу измерения в среднем при прочих
равных вероятность быть удовлетворённым экономическим благополучием
домохозяйства уменьшается на 7%. Добавление в модель дохода респондента
ослабляет общий эффект безработицы.
Таблица 5. Прямой эффект
|
beta
|
odds ratio
|
|
Экономическое благополучие <- Доверие
|
0,16***
|
1,174
|
|
Экономическое благополучие <- Пол
|
0,32***
|
1,377
|
0,0008
|
1,001
|
|
Экономическое благополучие <- Одобрение правительства
|
0,0051***
|
1,005
|
|
Экономическое благополучие <- Образование
|
0,1***
|
1,105
|
|
Экономическое благополучие <- Социальная защита
|
0,073***
|
1,076
|
|
Экономическое благополучие <- Безработица
|
-0,48***
|
0,619
|
|
Социальная защита <- Безработица
|
-0,09***
|
|
|
Var(Социальная защита)
|
17,58
|
|
Таблица 6. Опосредованный эффект
|
betaodds ratio
|
|
|
|
Экономическое благополучие <- Доверие
|
0,15***
|
1,16
|
|
Экономическое благополучие <- Пол
|
0,27***
|
1,31
|
|
Экономическое благополучие <- Возраст
|
0,007***
|
1,01
|
|
Экономическое благополучие <- Одобрение правительства
|
0,0065***
|
1,01
|
|
Экономическое благополучие <- Образование
|
0,05***
|
1,05
|
|
Экономическое благополучие <- Доход респондента
|
0,31***
|
1,36
|
|
Экономическое благополучие <- Социальная защита
|
0,08***
|
1,08
|
|
Экономическое благополучие <- Безработица
|
-0,03***
|
0,97
|
|
Доход <- Социальная защита
|
0,02***
|
|
|
Доход <- Безработица
|
-0,09***
|
|
|
Социальная защита <- Безработица
|
-0,12***
|
|
|
Var(Социальная защита) Var(Доход)
|
17,58 7,78
|
|
Для моделей GSEM в Stata не предусмотрен подсчёт критериев
качества. Для этого класса моделей доступно сравнение с помощью информационных
критериев Акаике и Шварца. В Приложении 4 представлены меры качества для SEM, где за зависимую переменную был
принят показатель удовлетворённости экономическим положением домохозяйства в
исходной шкале, а многоуровневая структура данных не учтена. Это позволит нам
хотя бы приблизительно оценить необходимость включения в модель опосредованного
эффекта. Для модели с прямыми эффектами показатели TLI и CFI
ближе к 1. Мера SRMR не превышает
пороговое значение 0,08 для обеих моделей. Мера RMSEA близка к границе 0, 06 для обеих моделей. Таким
образом, для случая оценки SEM
модель без опосредованного эффекта лучше, чем с его включением.
Таблица 7. Информационные критерии
|
|
AIC
|
BIC
|
|
Прямой
|
329203
|
329299
|
|
Опосредованный
|
790367
|
790508
|
Тем не мене, как уже было упомянуто, модели GSEM возможно сравнить только с помощью информационных
критериев. Согласно значениям критериев AIC и BIC
выбор должен быть сделан в пользу более простой модели - без опосредованной
связи (Табл. 7). Таким образом, модель наиболее очевидного механизма влияния
через объективные экономические показатели оказалась на нашей выборке менее
качественной, нежели модель механизма, предполагающего прямой эффект. Это
подтверждает наши предположения о том, что система социальной защиты
непосредственно связана с субъективным экономическим благополучием.
Таблица 8. Обозначения на схемах path analysis
|
ppltrst
|
Доверие
|
|
stfgov
|
Одобрение правительства
|
|
agea
|
Возраст
|
|
gender
|
Пол
|
|
eduyrs
|
Образование
|
|
hinbi
|
Субъективное экономическое благополучие
|
|
hinctnta
|
Доход
|
|
unempl
|
Безработица
|
|
socialprotection
|
Социальная защита
|
Рис. 3. Опосредованная взаимосвязь
Рис. 4. Прямая взаимосвязь
2.2
Обсуждение результатов анализа
В данном разделе полученные результаты будут проверены на устойчивость и
интерпретированы относительно выдвинутых в работе гипотез, а также с точки
зрения существующих исследований.
Для проверки результатов на устойчивость нами был оценён ряд моделей с
альтернативными ключевыми предикторами. На предыдущем этапе анализа в качестве
характеристики социального капитала нами рассматривался уровень
генерализованного доверия (доверия всем людям в целом). В модели (11) и (12)
показателем социального капитала выступает переменная участия в волонтёрских
организациях (чем выше показатель, тем реже респондент участвует в волонтёрской
работе). Рассмотрение этого показателя корректно, так как, например, Р. Патнэм
(Robert Putnam) называл участие в ассоциациях одной из составляющих
социального капитала. Участие в волонтёрских организациях - статистически
значимый предиктор (модель (11)). С увеличением показателя участия в
волонтёрских организациях на единицу измерения (то есть с понижением участия) в
среднем при прочих равных вероятность быть удовлетворённым экономическим
благосостоянием домохозяйства меньше на 8%. При замене предиктора социального
капитала все остальные коэффициенты сохранили значимость и направление
взаимосвязи. Социальная политика по-прежнему оказывает положительный
статистически значимый эффект на отклик. В модель (12) был добавлен эффект
взаимодействия между социальным капиталом и показателем социальной политики. В
данном случае наблюдается эффект замещения между показателями. Это расходится с
результатами для показателя доверия (модель (9)), но соответствует результатам,
полученным для показателя доверия при разбиении на группы по режимам социальной
защиты для социально-демократического и консервативно-корпоратистского режимов.
В моделях (13) и (14) в качестве прокси для закрытого/“bonding” социального капитала взяты частота
встречи с друзьями и родственниками, а также количество людей, с которыми
респондент может обсудить личные вопросы. Оба показателя статистически
незначимы, при этом показатель социальной политики и другие предикторы
сохраняют значимость и направление взаимосвязи. Связь респондента с близким
окружением незначима для его субъективного экономического благополучия.
Некоторыми исследователями был показан значимый негативный эффект закрытого
социального капитала на уровень экономического развития, то есть негативный эффект
показателя на макроуровне. В свою очередь, нами было показано, что на
микроуровне эффект закрытого социального капитала не наблюдается, что также
подтверждает наш аргумент о существовании разных объяснительных механизмов для
объективных и субъективных показателей.
Устойчивость результатов к замене предиктора социальной политики
показывает модель (15). В ней в качестве индикатора системы социальной защиты
выступает доля безработных, получающих пособия по безработице. Данный
показатель можно принять как характеристику типа солидарности/стратификации по
Г. Эспинг-Андерсену, то есть как то, насколько система социальной защиты
«охватывает» уязвимую группу (в данном случае группу безработных). С
увеличением доли безработных, получающих пособия, на один процент в среднем при
прочих равных вероятность для респондента оценивать своё экономическое
состояние как благополучное больше на 2%. Уровень безработицы потерял
значимость в модели, что, возможно, связано с тем, что доля получающих пособие
характеризует не только систему социального обеспечения, но и ситуацию на рынке
труда. Показатель доверия при этом сохраняет положительный статистически
значимый эффект. Полученные результаты согласуются с тем, что было выявлено на
предыдущем этапе анализа, а значит, можно говорить об устойчивости эффекта.
|
Таблица 9. Проверка на устойчивость
|
|
(11)
|
(12)
|
(13)
|
(14)
|
(15)
|
|
|
Волонтёр
|
0.92***
|
0.82***
|
|
|
|
|
|
(0.01)
|
(0.03)
|
|
|
|
|
|
Пол
|
1.33***
|
1.33***
|
1.33***
|
1.33***
|
1.33***
|
|
|
(0.02)
|
(0.02)
|
(0.02)
|
(0.02)
|
(0.03)
|
|
|
Возраст
|
0.95***
|
0.95***
|
0.95***
|
0.95***
|
0.96***
|
|
|
(0.00)
|
(0.00)
|
(0.00)
|
(0.00)
|
(0.00)
|
|
|
Возраст2
|
1.00***
|
1.00***
|
1.00***
|
1.00***
|
1.00***
|
|
|
(0.00)
|
(0.00)
|
(0.00)
|
(0.00)
|
(0.00)
|
|
|
Одобрение правительства
|
1.00***
|
1.00***
|
1.00***
|
1.00***
|
1.00***
|
|
|
(0.00)
|
(0.00)
|
(0.00)
|
(0.00)
|
(0.00)
|
|
|
Образование
|
1.14***
|
1.14***
|
1.14***
|
1.14***
|
1.13***
|
|
|
(0.00)
|
(0.00)
|
(0.00)
|
(0.00)
|
(0.00)
|
|
|
Социальная защита
|
1.09*
|
1.05
|
1.09*
|
1.09*
|
|
|
|
(0.04)
|
(0.04)
|
(0.04)
|
(0.04)
|
|
|
|
Волонтёр x Социальная защита
|
|
1.01*** (0.00)
|
|
|
|
|
|
Безработица
|
0.92*
|
0.91*
|
0.92*
|
0.91*
|
0.95
|
|
|
(0.04)
|
(0.04)
|
(0.04)
|
(0.04)
|
(0.03)
|
|
|
Встречи
|
|
|
1.00
|
|
|
|
|
|
|
(0.00)
|
|
|
|
|
Личные вопросы
|
|
|
|
1.00
|
|
|
|
|
|
|
(0.00)
|
|
|
|
Доверие
|
|
|
|
|
1.11***
|
|
|
|
|
|
|
(0.00)
|
|
|
Доля безработных с пособиями
|
|
|
|
|
1.02*** (0.01)
|
|
|
Константа
|
0.96
|
1.71
|
0.58
|
0.59
|
0.46
|
|
|
(0.74)
|
(1.3)
|
(0.76)
|
(0.76)
|
(0.23)
|
|
|
sd(Константа)
|
0.82
|
0.82
|
0.84
|
0.84
|
0.73
|
|
|
[0.62; 1.06]
|
[0.62; 1.07]
|
[0.64; 1.1]
|
[0.64; 1.1]
|
[0.55; 0.96]
|
|
|
N
|
48101
|
48101
|
48101
|
48101
|
48101
|
|
Далее нами была оценена исходная модель с включением показателя
социальной политики и социального капитала на расширенной выборке, состоящей из
всех стран за все семь волн European Social Survey. Были получены схожие по значимости
и направлению взаимосвязи результаты, что также является свидетельством
устойчивости. Предложить другой метод оценивания модели трудно, так как данные
имеют довольно специфичную структуру (два уровня, бинарный отклик). Именно
поэтому мы при проверке на устойчивость мы ограничились включением различных
наборов предикторов и оцениванием GSEM в предыдущей части анализа.
В целом, результаты анализа и проверка этих результатов на устойчивость
показали положительный эффект социальной политики на субъективное экономическое
благополучие, что подтверждает первую гипотезу. Несмотря на так называемые
новые риски и повсеместное сокращение трат на социальную защиту, государство
всеобщего благоденствия продолжает быть значимым фактором для восприятия людьми
собственного экономического положения. Предполагается прямая взаимосвязь:
сокращение социальных выплат приводит к тому, что система социального обеспечения
перестаёт покрывать все риски и порождает появление уязвимых групп населения.
Результаты path analysis продемонстрировали устойчивость
эффекта социальной политики, а также то, что включение в модель уровня дохода
респондента в качестве опосредующей переменной не меняет значимости и
направления взаимосвязи для социальной политики, а наоборот усиливает её общий
эффект. Тем не менее, тесты показали, что мы можем остановить выбор на более
простой модели без включения опосредованного эффекта, что подтверждает наше
предположение о наличии прямого эффекта социальной политики на субъективное
экономическое благополучие. Таким образом, институциональный фактор в виде
системы социальной защиты значим для процессов на микроуровне. Далее мы
переходим к обсуждению результатов тестирования более сложной гипотезы,
включающей фактор социального капитала и разные институциональные структуры
системы социальной защиты.
Полученные противоречивые результаты относительно эффекта взаимодействия
социальной политики и социального капитала подтверждают необходимость включения
в анализ режимов социальной защиты, то есть рассмотрение институциональных
практик. Тестируя эффект взаимодействия по группам, мы приходим к выводу о том,
что наша вторая гипотеза подтверждается частично. Мы предполагали, что эффект
взаимодействия для ключевых переменных будет неодинаковым в разных режимах
социального обеспечения: в институциональных системах (там, где государство
активно вмешивается в рыночные механизмы) будет эффект взаимного усиления, а в
маргинальных системах (там, где вмешательство государства минимально) -
замещающий эффект. Полученные нами результаты подтверждают неоднородность
эффекта взаимодействия между социальным капиталом и социальной политикой в
различных режимах, однако, направление и значимость взаимосвязей отличны от
предполагаемых в гипотезе.
Страны консервативно-корпоратистского и социально-демократического
режимов как наиболее стабильные системы социального обеспечения демонстрируют
статистически значимый эффект взаимодействия между социальным капиталом и долей
социальных выплат. Тем не менее, мы выявили эффект взаимного замещения, что не
согласуется с нашими изначальными предположениями. На первый взгляд, выявленный
эффект является подтверждением “crowding out” эффекта (эффекта
вытеснения). На самом деле, в странах Скандинавии высокий социальный капитал и
широкая социальная политика существуют совместно друг с другом, что становится
возможным в силу особенностей институциональной среды в этих странах. Но если
рассматривать их взаимный эффект не друг на друга, а на субъективное
экономическое благополучие, становится очевидным эффект вытеснения, потому что
социальный капитал и социальная политика отчасти дублируют функции друг друга -
смягчают провалы рынка. Высокий уровень самоорганизации людей исключает
необходимость в излишнем государственном регулировании. Подобные результаты
были получены и для объективных экономических показателей: с ростом социального
капитала эффект формальных институтов на уровень экономического развития
снижается. В этом случае мы можем заключить, что эффект для субъективных и
объективных показателей схож.
При включении эффекта взаимодействия между генерализованным доверием и
долей социальных выплат коэффициент при доле теряет статистическую значимость.
Однако, переменная взаимодействия статистически значима и демонстрирует эффект
вытеснения как и для стран социально-демократического режима.
Консервативно-корпоратистский режим является одним из самых стабильных и
довольно устойчив к новым социальным рискам. Германию можно рассматривать как
самого типичного представителя этого режима. Здесь рынок социальной защиты (welfare market) ограничен государственным вмешательством, так как
именно государство является главным поставщиком публичных благ. Тем самым государство
«страхует» граждан от выбора неудачного поставщика благ в частном секторе. Во
Франции как ещё одном типичном примере борьба с новыми рисками (c social exclusion/социальным исключением и увеличением
доли пожилого населения) также ведётся преимущественно силами государства.
Государственное регулирование «размывает» эффект социального капитала, то есть
во многих случаях исчезают стимулы к самоорганизации. Этим может быть объяснён
полученный нами при анализе эффект замещения между генерализованным доверием и
долей социальных выплат.
Для либерального режима социальной защиты показатель социальной политики
оказался статистически незначимым наряду с социальным капиталом и эффектом
взаимодействия между ними. Для государств этого режима более существенны экономические
показатели (уровень безработицы статистически значим на уровне значимости
0,001). Такой результат связан с низким уровнем декоммодификации в странах
этого режима, поэтому субъективное экономическое благополучие опирается
преимущественно на объективные экономические факторы. По мнению некоторых
исследователей, приверженность рыночным механизмам связана с сильной
централизацией законодательной власти и отсутствием конкурентоспособных
вето-игроков, способных продвигать более радикальные реформы в сфере социальной
защиты (в частности это случай Великобритании). В Великобритании одной из самых
важных реформ социальной политики была реформа пенсионной системы в 1980-х
годах, предполагавшая перенос выработки и выплат пенсионных отчислений в
частный сектор. Впоследствии, группа пенсионеров стала особенно уязвимой и
чувствительной к изменениям экономической ситуации. Данный пример иллюстрирует
более высокую степень зависимости уязвимых социальных групп от экономической
конъюнктуры в странах либерального режима. Кроме того, можно предположить, что
для этих стран более важным фактором являются политические институты, нежели
институт социальной политики.
Для южного режима социальной защиты значимым фактором для субъективного
экономического благополучия является уровень доверия людям в целом. Отмечается,
что эта группа стран по многим признакам схожа с консервативно-корпоратистским
режимом (в частности, Г. Эспинг-Андерсен не выделял их в отдельную группу).
Например, в этих странах семья также является основным получателем блага. Тем
не менее, результаты нашего анализа расходятся для этих двух режимов: в странах
южного режима эффект взаимодействия между социальной политикой и социальным
капиталом статистически незначим, в отличие от стран корпоратистского режима.
Это отчасти подтверждает необходимость рассмотрения средиземноморского режима в
качестве отдельной группы стран со своими институциональными особенностями. В
странах средиземноморского режима семья не только основной получатель блага -
семье делегируются почти все вопросы, касающиеся социального обеспечение. Как
следствие в этих странах достаточно высока роль неформальных практик (так
называемая микросолидарность), несмотря на то, что уже запущен процесс
«дефамилизации» (снижения роли семьи). Возможно, именно поэтому доля социальных
выплат оказывается незначимой для оценки экономического благополучия в этих
странах, а социальный капитал наоборот производит статистически значимый
положительный эффект.
Самой разнородной группой является группа стран Восточной Европы. В силу
того, что не существует единого подхода к их типологии, на этапе анализа мы
объединили их в один кластер. Воспользовавшись типологией Х. Фенджера (H.J.M. Fenger), мы включили в модель
дополнительную фиктивную переменную, разделяющую страны Восточной Европы на
постсоветский тип и посткоммунистический европейский тип (стран из группы
развивающихся государств всеобщего благоденствия в выборке нет) и оценили её на
подвыборке стран Восточной Европы. Для стран посткоммунистического европейского
типа в среднем при прочих равных вероятность быть удовлетворённым экономическим
положением домохозяйства на 58% больше, чем для стран постсоветского типа. Тем
не менее, доля социальных выплат остаётся статистически незначимой, а эффект
социального капитала статистически не отличается в этих двух группах стран.
Таким образом, мы приходим к выводу о том, что эти группы стран отличаются
скорее по социально-экономическим показателям, а не по характеристикам системы
социальной защиты, о чём и писал Х. Фенджер. Незначимость социальной политики в
этой группе стран может быть также связана с феноменом социального
иждивенчества, когда люди начинают воспринимать социальную политику как нечто
естественное и не берут её в расчёт, оценивая своё экономическое благополучие.
Часто люди, не нуждающиеся в социальной защите, всё равно пользуются
социальными благами, так как считают такое положение вещей должным. Такая
ситуация особенно характерна для стран постсоветского пространства.
Интересным результатом для этой группы стран является значимость
открытого социального капитала, так как уровень “bridging” социального капитала в этих странах
ниже, чем в других странах Европы. В свою очередь закрытый социальный капитал в
странах Восточной Европы наоборот находится на высоком уровне, что связано с
советским прошлым и особенностями режимов социальной защиты. Такая ситуация
тормозит экономическое развитие. Но мы видим, что открытый социальный капитал
положительно связан с оценками населением доходов домохозяйства. Это также
свидетельствует о расхождении факторов и механизмов процессов для объективных и
субъективных показателей, и о необходимости изучать оценки граждан наряду с
макропараметрами, характеризующими экономическую систему.
Полученные нами результаты позволяют говорить об устойчивом положительном
общем эффекте социальной политики на субъективное экономическое благополучие.
Кроме того, включение в анализ режимов социальной защиты позволило проследить
неоднородность эффекта социальной политики и социального капитала. Следовательно,
институциональные практики имеют значение для оценок гражданами собственного
экономического благополучия. Кроме того, при обсуждении результатов мы
попытались осветить отличие механизмов и факторов для объективного и
субъективного экономического благополучия. Подобные отличия говорят в пользу
необходимости более внимательного рассмотрения субъективных показателей.
Заключение
В данной работе рассматривалась взаимосвязь социальной политики и
субъективного экономического благополучия в странах Европы. Гипотезы,
выдвинутые в начале работы, не были полностью отвергнуты. На основе
проведённого эмпирического анализа был выявлен устойчивый положительный эффект
социальной политики на субъективное экономическое благополучие. Вторая гипотеза
была подтверждена частично: взаимный эффект социальной политики и социального
капитала отличается по режимам социальной защиты, но эти различия отличны от
изначально предполагавшихся.
В результате эмпирического исследования мы пришли к следующим выводам:
. При анализе субъективного экономического благополучия важно
рассматривать факторы как на микроуровне (на уровне респондента), так и на
макроуровне (на уровне страны).
. В условиях новых социальных рисков в Европе (в условиях
изменения демографической ситуации, глобализации рынков) социальная политика
сохраняет статистически значимый положительный эффект на субъективное
экономическое благополучие.
. Субъективное экономическое благополучие и социальная политика
взаимосвязаны напрямую, а не только через объективные экономические показатели.
. Режимы социальной защиты, характеризующие особенности
институциональной системы социального обеспечения в странах, имеют значение для
оценки респондентами собственного экономического благополучия. В группе стран
Восточной Европы оценка экономического благополучия ниже, чем в странах
социально-демократического режима.
. При разделении стран и на режимы социальной защиты самым
внутренне разнородным и неустойчивым кластером является группа стран Восточной
Европы, так как нет консенсуса по поводу их соотнесения с классическими
режимами социальной защиты.
. Для социально-демократического режима социального обеспечения
выявлен эффект вытеснения между показателем социального капитала и социальной
политикой.
. В странах консервативно-корпоратистского режима социальной
защиты наблюдается эффект замещения между социальным капиталом и социальной
политикой.
. Для стран либерального режима социальной защиты социальный
капитал, доля социальных выплат, а также эффект взаимодействия между ними
статистически незначимы. Для субъективного экономического благополучия более
значимыми оказываются экономические показатели.
. В странах средиземноморского режима значимый эффект оказывает
только показатель социального капитала.
. В странах Восточной Европы на оценку респондентами дохода
домохозяйства значимый эффект оказывает только показатель социального капитала.
При попытке учесть гетерогенность группы стран Восточной Европы и разделить их
на постсоветский и посткоммунистический европейский типы выяснилось, что эффект
социальной политики и социального капитала между этими группами статистически
не отличны. Данные типы отличаются по уровню субъективного экономического
благополучия - в странах постсоветского типа он ниже.
. Закрытый/“bonding”
социальный капитал незначим для субъективного экономического благополучия.
. Механизмы и факторы для объективных и субъективных экономических
показателей отличаются. Например, исходя из предыдущих исследований, мы можем
говорить о том, что для объективных экономических показателей закрытый
социальный капитал имеет значимый негативный эффект. Для субъективных
индикаторов закрытый социальный капитал никакого эффекта не имеет. Это
подтверждает наш тезис о необходимости изучения субъективного экономического
благополучия.
Таким образом, нами было установлено, что социальная политика как
институциональный фактор значима для субъективного экономического благополучия,
что соответствует результатам предыдущих исследований. Включение в анализ
различий в институтах социальной политики в виде режимов социальной защиты
выявило гетерогенный эффект социальной политики и социального капитала.
Следовательно, институциональные практики значимы для субъективного
экономического благополучия.
С учётом полученных результатов можно предложить следующие направления
для дальнейших исследований: 1) включение в анализ качества государственного
управления как характеристики институциональной среды в целом; 2) усложнение
моделей SEM с включением петель обратной связи
для более точного тестирования объяснительного механизма взаимосвязи
субъективного экономического благополучия и социальной политики; 3)
рассмотрение оценки респондентами экономической ситуации в стране и сравнение с
результатами, полученными для оценок относительно домохозяйства.
.
Список источников
1. Esping-Andersen G. Social Foundations of
Postindustrial Economies. - Oxford University Press, 2003.
. Kline R. B. Principles and Practice of
Structural Equation Modeling. - New York: Guilford, 2011.
. North. D. Institutions, Institutional Change
and Economic Performance. - Cambridge University Press. 1990, P. 107.
. Putnam R. et al. Making democracy work: Civic
Traditions in Modern Italy. Princeton University Press, 1993 pp. 1-258.
. Shepsle K. A. Rational Choice
Institutionalism The Oxford Handbooks of Political Institutions. - Oxford
University Press, 2008.
. Taylor-Gooby P. New Risks, New Welfare: The
Transformation of the European Welfare State. - Oxford University Press, 2004.
7. Полищук Л. И., Меняшев Р. Ш. Экономическое значение
социального капитала // Вопросы экономики. 2011. № 12. С. 46-65.
. Acemoglu D. et al. Institutions as a
Fundamental Cause of Long-Run Growth // Handbook of Economic Growth, Vol. 1A,
chapter 6, 2005, pp. 388-472.
. Ahlerup P. et al. Social capital vs
institutions in the growth process // European Journal of Political Economy,
No. 25, 2009, P. 1-14.
. Anderson C. J., Guillory C. A. Political
Institutions and Satisfaction with Democracy: A Cross-National Analysis of
Consensus and Majoritarian Systems // The American Political Science Review,
Vol. 91, No. 1, 1997, pp. 66-81.
. Bachman J., Toots A. Contemporary Welfare
Regimes in Baltic States: Adapting Post-Communist Conditions to Post-Modern
Challenges // Studies of Transition States and Societies. Vol.2, Issue 2, pp.
31-44.
. Bettio. F., Plantenga. J. Comparing Care
Regimes in Europe // Feminist Economics Vol. 10(1), 2004, pp. 85-113.
. Bonoli G. Classifying Welfare States: a
Two-dimension Approach // Journal of Social Policy Vol. 26, Issue 3, 1997, pp.
351-372.
. Bonoli G. Time Matters:
Postindustrialization, New Social Risks, and Welfare State Adaptation in
Advanced Industrial Democracies // Comparative Political Studies, Vol. 40,
Number 5, 2007, pp. 495-520.
. Deacon B. Eastern European welfare states:
the impact of the politics of globalization // Journal of European Social
Policy Vol. 10(2), 2000, pp. 146-161
. Di Tella, R., MacCulloch, R., & Oswald,
A. The macroeconomics of happiness // The Review of Economics and Statistics,
Vol. 85(4), 2003, pp. 809-827.
. Diener E. et al. Subjective well-being: Three
Decades of Progress // Psychological Bulletin Vol. 125 (2), 1999, P. 277.
. Dolan P., White M.P. How Can Measures of
Subjective Well-Being Be Used to Inform Public Policy? // Perspectives on
Psychological Science, Vol. 2, Issue 1, 2007, pp. 71-85.
. Dolan P. et al. Do we really know what makes
us happy? A review of the economic literature on the factors associated with
subjective well-being // Journal of Economic Psychology, Vol. 29, 2008, pp.
94-122.
. Dzialek J. Social capital and economic growth
in Polish regions // MPRA Working paper 18287
. Esping-Andersen G., Korpi W. From Poor Relief
to Institutional Welfare States: The Development of Scandinavian Social Policy
// International Journal of Sociology, Vol. 16, No. 3/4, 1987, pp. 31-48.
. Fenger. H.J.M. Welfare regimes in Central and
Eastern Europe: Incorporating post-communist countries in a welfare regime
typology // Contemporary Issues and Ideas in Social Sciences Vol. 3, 2007, pp.
1- 30.
. Ferrera. M. Reconstructing the welfare state
in Southern Europe URL: #"907142.files/image005.gif">
Приложение 2
Неустойчивость результатов кластеризации
|
Variable
|
Obs
|
Mean
|
St. Dev.
|
Min
|
Max
|
|
Доля ВВП на здравоохранение
|
34
|
5,80
|
1,93
|
1,78
|
8,71
|
|
Доля ВВП на образование
|
34
|
5,30
|
1,31
|
2,98
|
8,38
|
|
Доля ВВП на социальную защиту
|
34
|
16,50
|
4,37
|
8,57
|
24,74
|
|
Доля работающих женщин
|
34
|
54,48
|
10,02
|
38,20
|
86,00
|
|
Джини
|
34
|
31,02
|
4,14
|
24,74
|
41,59
|
|
Младенческая смертность
|
34
|
5,06
|
3,30
|
1,70
|
14,30
|
|
Безработица
|
34
|
10,11
|
5,73
|
0,60
|
24,80
|
Приложение 3
Проверка на влиятельные наблюдения
Приложение 4
Меры качества для SEM
|
Прямой
|
Опосредованный
|
|
RMSEA
|
0,063
|
0,058
|
|
SRMR
|
0,021
|
0,025
|
|
TLI
|
0,75
|
0,697
|
|
CFI
|
0,9
|
0,856
|
Приложение 5
Результаты для стран Восточной Европы
|
(1)
|
(2)
|
|
Доверие
|
1.05***
|
1.05***
|
|
(0.00)
|
(0.00)
|
|
Пол
|
1.36***
|
1.36***
|
|
(0.02)
|
|
Возраст
|
0.96***
|
0.96***
|
|
(0.00)
|
(0.00)
|
|
Возраст2
|
1.00***
|
1.00***
|
|
(0.00)
|
(0.00)
|
|
Одобрение правительства
|
1.12***
|
1.12***
|
|
(0.00)
|
(0.00)
|
|
Образование
|
1.17***
|
1.17***
|
|
(0.00)
|
(0.00)
|
|
Социальная защита
|
0.99
|
0.99
|
|
(0.03)
|
(0.03)
|
|
Режим
|
1.58*
|
1.52*
|
|
(0.37)
|
(0.37)
|
|
Доверие x Режим
|
|
1.01
|
|
|
(0.01)
|
|
Константа
|
0.24*
|
0.18**
|
|
(0.12)
|
(0.11)
|
|
sd(Константа)
|
0.83
|
0.83
|
|
[0.69; 1.01]
|
[0.69; 1.01]
|
|
N
|
94305
|
94305
|
Значение стандартных ошибок в скобках
*
p < 0.05, ** p < 0.01, *** p < 0.001
Приложение 6
Оценка модели на объединённой выборке
|
(1)
|
(2)
|
|
Доверие
|
1.07***
|
1.07***
|
|
(0.00)
|
(0.00)
|
|
Пол
|
1.28***
|
1.28***
|
|
(0.01)
|
(0.01)
|
|
Возраст
|
0.98***
|
0.98***
|
|
(0.00)
|
(0.00)
|
|
Возраст2
|
1.00***
|
1.00***
|
|
(0.00)
|
(0.00)
|
|
Одобрение правительства
|
1.13***
|
1.13***
|
|
(0.00)
|
(0.00)
|
|
Образование
|
1.13***
|
1.13***
|
|
(0.00)
|
(0.00)
|
|
Социальная защита
|
1.04*
|
|
|
(0.02)
|
|
|
Безработица
|
0.91***
|
0.94***
|
|
(0.02)
|
(0.02)
|
|
Консервативный
|
|
0.54*
|
|
|
(0.24)
|
|
Либеральный
|
|
0.68
|
|
|
(0.31)
|
|
Средиземноморский
|
|
0.62
|
|
|
(0.27)
|
|
Восточная Европа
|
|
0.28***
|
|
|
(0.22)
|
|
Константа
|
0.48*
|
1.21
|
|
(0.40)
|
(0.22)
|
|
sd(Константа)
|
1.1
|
1.01
|
|
[0.98; 1.25]
|
[0.89; 1.13]
|
|
N
|
291602
|
291602
|
Значение стандартных ошибок в скобках
*
p < 0.05, ** p < 0.01, *** p < 0.001