СОДЕРЖАНИЕ
ВВЕДЕНИЕ
ВЛИЯНИЕСОЦИАЛЬНО-ЭКОНОМИЧЕСКОГО РАЗВИТИЯ НА УРОВЕНЬ ДИФФЕРЕНЦИАЦИИ ДОХОДОВ НАСЕЛЕНИЯУКРАИНЫ
ВЫВОДЫ
ИСТОЧНИКИ
ВВЕДЕНИЕ
В работе на основе статистическихданных о динамике распределения доходов и социально-экономическом развитии определены парныекорреляционные связи и построено уравнение регрессии, что дает возможность установитьзависимость между степенью дифференциации доходовнаселения и макроэкономическими показателями, охарактеризованы главные факторы дифференциации доходов населения Украины.
После обретения Украинойнезависимости главными целями создания новой, социально ориентированной моделиотечественной экономики были провозглашены человеческое развитие, обеспечениедостойного уровня жизни, экономических свобод, социальной защиты граждан.Однако реальные последствия трансформации экономической системы на рыночныхначалах, получившие свое проявление во многих отрицательных фактах, вчастности, в значительной дифференциации доходов, обнищании народа, ростесоциальной напряженности в стране, свидетельствуют, что реформаторам не удалосьвоплотить в жизнь провозглашенные ими красноречивые декларации.
В целом дифференциация доходов населения в обществе, гдегосподствуют рыночные отношения, — явление естественное, закономерное. Неравноеимущественное положение членов общества считается одним из мощных стимуловсоциально-экономического прогресса, но только тогда, когда для каждогогражданина созданы относительно одинаковые возможности реализовать свойпотенциал.
Усиление неравенства в распределении доходов заставляет изучитьего причины и убеждает в необходимости повысить регулятивное воздействиегосударства, с тем чтобы социально-экономическая дифференциация населения недостигла критической точки.
ВЛИЯНИЕ СОЦИАЛЬНО-ЭКОНОМИЧЕСКОГО РАЗВИТИЯ НА УРОВЕНЬДИФФЕРЕНЦИАЦИИ ДОХОДОВ НАСЕЛЕНИЯ УКРАИНЫ
Взаимосвязи экономического развития и уровня дифференциациидоходов в обществе посвящено немало публикаций теоретической и эмпирическойнаправленности. Исследуются два взаимосвязанных аспекта данной проблемы:влияние экономического роста на распределение (дифференциацию) доходов и,наоборот, — влияние дифференциации на экономический рост. Последний влияет надифференциацию доходов через разнообразные каналы — распределение ресурсовмежду секторами экономики, ценовую политику, занятость, заработную плату и др.,будучи важным условием повышения доходов населения и уменьшения бедности вобществе. В свою очередь, распределение доходов имеет решающее значение дляэкономического развития, поскольку оно влияет на производительность труда иэкономики в целом, обусловливает масштабы бедности при любом уровне среднегодохода на душу населения, сказывается на социальной стабильности в стране.
Изучению этой темы положил начало С. Кузнец, Нобелевский лауреатпо экономике (1971), в труде «Экономический рост и экономическоенеравенство», где изложил гипотезу, согласно которой на ранних стадияхроста неравенство в распределении доходов увеличивается, потом стабилизируетсяи, наконец, по достижении экономикой определенного уровня начинает сокращаться.Графически эта зависимость отражается как перевернутая U-образная кривая.
Статья С. Кузнеца вызвала оживленную дискуссию. Научную правотувыдвинутой гипотезы отстаивали в дальнейших Р. Барро, Ф. Боргуньон, Р. Перотти,С. Робинсон и др. Однако анализ международной базы данных, осуществленный К.Даинингером и Л. Сквайром, не подтвердил вывода Кузнеца, показав незначительнуюсистематическую взаимосвязь между экономическим ростом и изменениемнеравенства. Существенную обратную связь между экономическим развитием инеравенством доходов на фоне экономических трансформаций в странах ВосточнойЕвропы и Центральной Азии выявили М. Равальон и С. Чен.
Что касается влияния дифференциации доходов на экономический рост,то здесь тоже нет единого мнения. Кое-кто из ученых полагает, чтодифференциация благоприятно сказывается на экономическом росте. Вместе с теммногие зарубежные исследования, осуществленные на основе регрессионногоанализа, подтверждают, что большее равенство в распределении доходов являетсяжелательным для обеспечения социальной справедливости и для стимулирования экономическогороста.
Представляют интерес для решения поставленных проблемисследования, осуществленные международными организациями. Так, экспертыМирового банка указывают, что экономический рост имеет своим результатомповышение спроса на рабочую силу и заработной платы, сокращение безработицы,увеличение производительности труда, позволяет масштабнее финансироватьсоциальную сферу и является непременным фактором преодоления бедности,способствуя сокращению чрезмерной дифференциации, повышению благосостояния всех слоевнаселения.
В трудах российских ученых, таких как В. Бобков, С. Кузнецов, Н.Рабкина, Н. Римашевская, А. Суворов и др., этому вопросу также уделяетсяпристальное внимание. Оперируя крупными массивами статистических данных, ученыеисследуют влияние макроэкономических процессов и отдельныхсоциально-экономических факторов на доходную стратификацию населения.
Различные аспекты связи экономического развития и дифференциациидоходов охарактеризовали авторитетные украинские ученые — И. Гнибиденко, Э. Ливанова,В. Новиков, В. Семенов, М. Соколик, Л. Черенько и др. Специалисты подчеркивают,что экономический рост, при условии равномерного распределения его результатовсреди всех групп населения, является почвой для повышения благосостояниякаждого гражданина, преодоления чрезмерной дифференциации и бедности, но ни вкоем случае не может автоматически устранить бедность, уберечь от угрозысоциальных потрясений, гарантировать безопасное существование человека вобществе. Мировой опыт, включая и украинский, показывает, что экономическийрост сопровождается резкими диспропорциями в региональном развитии иувеличением неравенства в доходах, и обе эти проблемы требуется решать припомощи действенных мер государственной политики.
Таким образом, изучение литературных источников убедило вопределенной антиномичности взглядов ученых на данный вопрос: с одной стороны,экономический рост представляет собой весомый фактор преодоления бедности иповышения доходов в обществе, с другой — он может оказывать отрицательное влияниена жизнь общества, если происходит поляризация в социально-экономическомположении отдельных слоев.
В предлагаемой статье мы предприняли попытку исследовать влияниеконкретных явлений социально-экономического развития Украины на дифференциациюдоходов населения, использовав данные официальной статистики. Чтобы установитьвзаимосвязи, нужно исследовать степень зависимости дифференциации доходов отмакроэкономических факторов. Статистика еще не накопила информации, достаточнойдля того, чтобы построить надежную многофакторную регрессионную модель, припомощи которой можно было бы всесторонне осветить интересующую нас проблему.Однако данные Госкомстата Украины о динамике уровня дифференциации доходовнаселения и социально-экономического развития на протяжении 1996-2006 гг.позволяют выявить парные корреляционные связи и построить уравнения регрессии,то есть выяснить, существует ли зависимость между изменением степенидифференциации доходов и отдельными социально-экономическими показателями. Сэтой целью изучены наличие и плотность связи между дифференциацией доходов(расходов) населения (коэффициентом Джини), с одной стороны, и такимимакроэкономическими факторами, как ВВП, производительность труда впромышленности, инфляция, безработица, с другой стороны. Два первых изназванных факторов могли оказывать обратное, а два последних — прямое влияниена динамику неравенства населения по доходам.
В анализе использовались следующие показатели: среднегодовые темпыроста ВВП, индекс потребительских цен, уровень безработицы по методологии МОТ.При помощи показателя индекса реальных доходов населения определяласьзависимость между изменениями уровня реальных доходов граждан и уровнемдифференциации денежных доходов. Чтобы определить зависимость между изменениемпенсионной нагрузки на работающих и величиной дифференциации доходов,использовалось соотношение количеств занятых в экономике и пенсионеров. Дляхарактеристики распределительной политики государства применен показатель долисоциальных трансфертов в ВВП и соотношения минимальной заработной платы свеличиной прожиточного минимума (ПМ), для оценки влияния измененияпроизводительности труда на уровень дифференциации — индекс производительноститруда в промышленности. С целью установления связи между изменением уровнязаработной платы и дифференциацией доходов населения использовался показательиндекса реальной среднемесячной заработной платы. Показателем степенидифференциации доходов населения в исследовании служил коэффициент Джини,который рассчитывается не только для изучения уровня дифференциации и характераизменений в распределении доходов общества, но также и для осуществлениямеждународных и межрегиональных сравнений уровня концентрации доходов. В случаеравномерного распределения каждая группа населения получает доход,пропорциональный ее численности, и коэффициент Джини принимает значение 0; причрезмерной дифференциации подавляющая часть доходов сосредоточена внемногочисленной группе, и коэффициент Джини стремится к 1.
Исходная статистическая информация приведена в таблице 1.
Статистическая оценка плотности взаимосвязи между показателямиполучена на основе коэффициента корреляции Пирсона, методы расчета,аналитическая форма, пути применения которого широко представлены в научнойлитературе. Установлено, что корреляционная зависимость между индексом Джини идинамикой ВВП, индексом реальных доходов и заработной платы, пенсионнойнагрузкой и производительностью труда является значимой (табл. 2). Междуиндексом потребительских цен, уровнем безработицы, отношением минимальнойзаработной платы к прожиточному минимуму, долей трансфертов в ВВП икоэффициентом Джини не наблюдается существенная корреляционная связь:коэффициенты корреляции Пирсона составляют, соответственно, 0,65; -0,01; -0,54;-0,57. Вопреки ожиданиям, между индексом потребительских цен и индексом Джинине выявлена тесная связь: коэффициент корреляции между этими показателямисоставляет 0,65. Это противоречит мнению, что инфляция представляет собой одиниз решающих факторов роста дифференциации доходов населения, посколькумалообеспеченные слои больше всего страдают от повышения цен на основныепотребительские товары. Можно предположить, что цены на товары первойнеобходимости благодаря сдерживающей политике государства росли меньшимитемпами, чем цены на «элитные» товары, поэтому инфляционные процессынезначительно влияли на доходы малообеспеченных. Такие результаты могутобъясняться также недостаточностью статистической информации.
Таблица 1
Некоторые показатели социально-экономического развития Украины
в 1996-2006 гг. * U u u ІШ U С а и U Показатель soos
Г-
о\ 00 OS Os OS О О О о СП О о
«О
о SO О OS O OS O
О
cs О N
о
(N
О
сч о о О CS Коэффициент Джини 40,2 37,1 38,2 34,4 33,4 33,9 32,9 32,8 32,5 32,6 32,7 Темпы роста ВВП (% к предыдущему году) 90 97 98,1 99,8 105,9 109,2 105,2 109,6 112,1 102,6 107 Индекс реальных доходов населения (% к преды- дущему году).................... 82,9 106,3 98,4 92 109,9 109 121,2 110 119,6 120,1 116,3 Индекс потребительских цен (%, декабрь к дека- брю предыдущего года)... 139,7 110,1 120 119,2 125,8 106,1 99,4 108,2 112,3 110,3 111,6 Уровень безработицы по методологии МОТ (%) 7,6 8,9 11,3 11,9 11,7 11,1 10,1 9,4 8,6 12 6,8 Пенсионная нагрузка 790 786 779 769 750 723 718 713 707 657 675 Соотношение минимальной заработной платы и прожиточного минимума(%)................... 16 20 65 58 75 37,4 52 61,3 61,4 65,9 72 Доля социальных трансфертов в ВВП (%)... 12,1 13,4 12,4 11,3 10,7 11 16,9 29,2 30,2 34,7 34,6 Индекс реальной средне- месячной заработной пла- ты (%, декабрь к декабрю предыдущего года)........... 86,2 97,6 87,1 103,4 103,6 120,4 115,6 113,8 120,8 120,3 118,3 Индекс производитель- ности труда в промыш- ленности (% к преды- дущему году).................... 103,3 107,1 103,9 109,6 116 118,6 111,8 119,8 112,3 104 -
* Источники: БюлетеньНаціонального банку України № 1 (154), 2006, с. 32-34;Витрати і ресурси домогосподарств України в 2006 році (за даними вибіркового обстеження умов життя домогосподарствУкраїни). К., ДержкомстатУкраїни, 2007,478 с.; Моніторинг макроекономічнихтагалузевих показників. Вип. 4 (72). К., Мінекономіки, 2006,92с; СтатистичнийщорічникУкраїниза2002рік. К., 2003,663 с; Статистичний щорічник України за 2006 рік. К., 2007, 597 с
Коэффициент корреляции между индексом Джини и уровнем безработицысоставляет — 0,01, что свидетельствует о несущественности связи и подтверждаеттот факт, что безработица не является основным фактором дифференциации денежныхдоходов в Украине. Можно предположить, что существующая ситуация вызвана низкойоплатой труда, когда занятость не гарантирует соответствующего уровня дохода.
Намного сложнее анализировать взаимосвязь между долей социальныхтрансфертов в ВВП и индексом Джини. Во-первых, не установлена тесная корреляциямежду этими показателями (коэффициент Пирсона равен -0,57). Во-вторых, дляданных до 2004 г. коэффициент корреляции был положительным (0,771), что говорито прямом влиянии на дифференциацию доходов: повышение доли социальныхтрансфертов в ВВП приводило к увеличению дифференциации, хотя этот инструментраспределительной политики государства должен служить снижению дифференциации.То есть распределительная политика государства неэффективна. Исследователисчитают, что причиной ослабления положительного влияния социальных трансфертовна распределение являются снижение доли некоторых из них (таких как помощь семьям)и повышение доли пенсий в структуре доходов 16. Ученые настаивают на том, чтоследует применить адресную социальную помощь; это даст возможность избежатьошибок (то есть исключить из числа получателей тех, кто в помощи не нуждается,и включить в число получателей тех, кому помощь не назначена, хотя и крайненеобходима). Если учитывать данные за 2001-2006 гг., то коэффициент меняет свойзнак на противоположный, то есть повышение доли трансфертов ВВП уменьшалодифференциацию доходов.
Таблица 2
Корреляция макроэкономических показателей и коэффициента Джини*Показатель Коэффициент корреляции Пирсона Статистическая значимость Количество наблюдений 1М Темпы роста ВВП (% к предыду- щему году).................................................... -0,88(**) 0,000 10 Индекс реальных доходов населения (% к предыдущему году).............................. -0,83(**) 0,002 10 Индекс потребительских цен (%, декабрь к декабрю предыдущего года)...................... 0,65 0,035 10 Уровень безработицы по методологии МОТ (%).......................................................... -0,01 0,031 10 Пенсионная нагрузка..................................... 0,82(**) 0,004 10 Соотношение минимальной заработной платы и положительного минимума (%) -0,54 0,045 10 Доля социальных трансфертов в ВВП (%)... -0,57 0,083 10 Индекс реальной среднемесячной заработной платы (%, декабрь к декабрю предыдущего года)........................................ -0,92(**) 0,000 10 Индекс производительности труда в про- мышленности (%, к предыдущему году).... -0,81(**) 0,057 10
* Источник авторские расчеты с использованием процедур пакета SPSS. 10. ** Корреляциясущественная (р
Между индексами реальных доходов населения (реальной заработнойплатой) и коэффициентом Джини обнаружена особенно тесная связь: коэффициенты корреляции равны -0,83и -0,92. Отрицательная величина указывает на обратный характер связи, то есть сростом реальных доходов и повышением уровня реальной заработной платы населениясоциальное расслоение ослабевает. Установлена связь между дифференциациейдоходов и динамикой ВВП (коэффициент корреляции Пирсона равен -0,88); знак«минус» указывает на обратную связь, то есть рост ВВП уменьшаетдифференциацию денежных доходов населения. Анализ данных о ростепроизводительности труда в промышленности подтверждает достаточно теснуюобратную связь с показателем дифференциации -0,81, то есть повышениепроизводительности труда ведет к снижению уровня дифференциации доходовнаселения. Установлено, что пенсионная нагрузка имеет тесную взаимосвязь срасслоением населения по доходам (коэффициент корреляции равен 0,82), то естьрост количества пенсионеров по сравнению с количеством занятых и повышениеэкономической нагрузки на работающих вызывают большее имущественное расслоениенаселения.
Если корреляционный анализ позволяет установить степень связимежду отдельными показателями, то благодаря регрессионному анализу можноопределить вид этой связи и спрогнозировать величину одной переменной (зависимой),отталкиваясь от величины другой. По результатам проведенного намикорреляционного анализа было сокращено количество показателей для построениярегрессионных уравнений до четырех. Среди них: среднегодовые темпы роста ВВП,индекс реальной среднемесячной заработной платы, пенсионная нагрузка, индекспроизводительности труда в промышленности. Между остальными признаками, которыеможно было бы использовать для построения регрессионной модели, существуеттесная взаимосвязь. Среди двух признаков, имевших высокий показатель корреляциис коэффициентом Джини, одна обесценивает влияние другой, если они включены врегрессионную модель одновременно. Это, в свою очередь, снижает ценностьотдельных регрессионных моделей и отрицательно влияет на адекватность регрессионныхуравнений.
При построении моделей мы учитывали, что конечная статистическаямодель должна соответствовать ряду требований, а именно: объяснять не менее 60%вариации результативного признака (Я2 > 60%); стандартное отклонение неможет превышать 5% от среднего уровня; все оценки коэффициентов конечногоуравнения должны быть статистически значимыми при а = 0,05; кроме того,результативный и факторный признаки были прологарифмированы для выполненияусловий нормальности соответствующих распределений.
По результатам проведенного анализа было построено несколькорегрессионных уравнений, которые отличаются набором факторных переменных:
lnyt = a0 +а1 lnxf1 +a2lnxf2 ,
где In у, — результативная переменная (натуральный логарифм коэффициентаДжини);
хп, xG — факторные переменные;
а0- свободный член уравнения регрессии (в общем случае — этозначение логарифма коэффициента Джини при нулевых значениях других факторныхпризнаков, In хп, In ха не могут быть равны нулю); а, -коэффициенты регрессии,отражающие степень изменения коэффициента Джини в зависимости от факторныхпризнаков, /=1,2.
Моделирование уровня дифференциации денежных доходов (расходов)населения привело к следующим трем равенствам:
In yf = 4,045-0,736 In хм +0,441 Inx^, (1)
где хп — среднегодовые темпы роста ВВП; хе — пенсионная нагрузка.Характеристики качества данной модели: Я2 = 0,87, F= 26,84;
Inyt = 5,94 -0,536 Inxn +0,017lnx(2, (2)
где xn — индекс реальной среднемесячной заработной платы; ха — пенсионная нагрузка. Характеристики качества данной модели; Я2 = 0,86, F= 25,18;
lnyf = -1,895-0,005lnxf1 +0,914lnxf2, (3)
где хп — индекс производительности труда в промышленности; хп — пенсионная нагрузка. Характеристики качества данной модели: Я2 = 0,83, F= 17,22.
Похарактеристикам качества моделей (значению коэффициента детерминации, F-критерию, f-статистикам) выявлено, что наиболееадекватным, то есть таким, что способно реально описать связь междукоэффициентом Джини и выбранными факторными переменными, являетсядвухфакторноеуравнение (^.Характеристики данной регрессионной модели рассчитаныпри помощи процедур пакета SPSS.10.
Характеристики полученногорегрессионного уравнения можно интерпретировать следующим образом: свободный член уравнения (а^)- это постоянная величина, характеризующая значение логарифма коэффициентаДжини при нулевых значениях других факторных признаков. То есть коэффициентДжини составит ехр(4,045) = 53,11 при условии, что другие факторы, включенные вмодель, не будут влиять на уровень дифференциации.
Коэффициент регрессии при In хп (-0,736) означает, что сувеличением натурального логарифма среднегодового темпа роста ВВП на единицу,при прочих равных условиях, величина In у, (натуральный логарифм коэффициента Джини) уменьшится на 0,736,а значение последнего — в ехр(0,736)=2,087 раза. То есть на основе анализастатистических данных за 10 лет (1996-2006 гг.) можно утверждать, чтоэкономическое развитие в Украине, которое в нашем исследовании выражаетсясреднегодовым темпом роста ВВП, оказывало снижающее влияние на уровеньдифференциации доходов населения.
Коэффициент регрессии при In xa (0,441) показывает, что сувеличением значения натурального логарифма пенсионной нагрузки, при прочихравных условиях, на единицу величина натурального логарифма коэффициента Джинивозрастет на 0,441, а его значение — в ехр(0,441 )=1,554 раза. То есть ростпенсионной нагрузки приводит к увеличению дифференциации.
Сравнение прямой оценки коэффициента Джини в 2006 г. (32,7) соценкой, полученной в ходе моделирования (32,42), свидетельствует об ихдостаточной близости.
Таким образом, сильнее всего влияют на дифференциацию денежныхдоходов населения такие факторы, как валовой внутренний продукт,производительность труда, пенсионная нагрузка, уровень реальных доходов иреальной заработной платы населения. Установлено, что социальные трансферты неимеют решающего значения для уровня дифференциации денежных доходов (расходов),а повышение доли социальных трансфертов ВВП до 2004 г. вызывало увеличениедифференциации.
ВЫВОДЫ
Мы показали, что темпы роста ВВП и реальных доходов существенносказываются на уровне дифференциации в обществе. Вместе с тем следуетподчеркнуть, что экономический рост не приводит автоматически к преодолениюбедности и уменьшению чрезмерной дифференциации. Только тогда, когда егорезультаты направлены на достижение целей человеческого развития, можноговорить о решении социальных проблем. Опыт развитых стран убеждает, что лишьблагодаря существенным государственным инвестициям в человеческий капитал ипрогрессивной системе социальных мер возможно уменьшить неравенство враспределении доходов и достигнуть согласия в обществе. Социальное развитие — это и следствие, и решающий фактор экономического роста, ведь повышение уровняжизни является стимулом к труду, источником платежеспособного спроса, гарантиейдоверия граждан к властным структурам. Для подъема уровня жизни населенияУкраины необходимо принимать меры государственной политики, направленные нанаиболее рациональное использование результатов экономического роста. Речь идето создании условий для подъема ВВП на основе увеличения занятости, повышенияпроизводительности и оплаты труда, усиления эффективности действующей системытрансфертных платежей, обеспечения социальных стандартов (в частности,минимальной заработной платы), улучшения демографических характеристикнаселения.
ИСТОЧНИКИ
1. Kuznets S. Economic Growthand Income Inequality. «American Economic Review» № 1 (45), 1955, p.1-28.
2. Вагго R. Inequality andGrowth in a Panel of Countries. «Journal of Economic Growth» № 1(5),2000, p. 5-32
3. BourguignonF.ThePoverty-Growth-InequalityTriangle, "\\brldBank Wsrking Paper" №28102, 2004
4. Bourguignon F. Equity andeconomic growth: permanent questions and changing answers? «DELTA WorkingPapers» № 96-115, 1996, p. 98-103
5. Кuznets S. Economic Growthand Income Inequality. «American Economic Review» № 1 (45), 1955, p.1—28
6. Peго11іR. Growth, IncomeDistribution and Democracy: What do the Data Say? «Journal of Economic Growth»№ 1 (2), 1996, p. 149-187
7. Robins on S.ANote on theU-hypothesis relating Income Inequality and Development. «AmericanEconomic Review» № 3 (66), 1976, p. 437-440.
8. Deininger K., Squire L. A NewData Set Measuring Income Inequality. " Wbrld Bank Economic Review" №10,1996, p. 565-591
9. Deininger K., Squi re L.Economic Growth and Income Inequality: Re-examining the Links. «Financeand Development» № 1 (34), 1997, p. 38-41.
10. Ravallion M.,Chen S. WhatCan New Survey Data Tell Us about Recent Changes in Distribution and Poverty?«World Bank Economic Review» № 2(11), 1997, p. 357-382.
11. Кa1dоr N. Alternative Theories ofDistribution. «Review of Economic Studies» № 2 (23), 1956, p. 94-100
12. Tоdaго M. P. EconomicDevelopment. Harlow, Addison-Wesley? Longman, 1997, 312 p.
13. Вenabоu R. Inequality and Growth.NBER Macro Annual 1996. Cambridge, MIT Press, 1997, p. 11-76.
14. Alesina A.,Rodrik D.Distributive Politics and Economic Growth. «The Quarterly Journal ofEconomics», vol. 109(2), 1994, p. 465 —490
15. Вourguigno n F. Equity andeconomic growth: permanent questions and changing answers? «DELTA WbrkingPapers» № 96-115, 1996, p. 98-103
16. Deininger K., Squire L. NewViays of Looking at Old Issues. «Journal of Development Economics» №57,1998,p. 259-287
17. Alsop M.,Teal F. Income,Productivity and Inequality: What does the macro-evidence show? Centre for theStudy of African economies, University of Oxford, 2004, ww.wae.ox.ac.uk/coriferences/2004-GPRaHDiA/papers/3f-Teal-CSAE2004.pdf.
18. Доклад по оценке бедности. Российская Федерация.«Сотрудничество» № 39-40, 2004, с. 1—30
19. Алам А., Мурти М., Емцов Р. Рост, бедность и неравенство: ВосточнаяЕвропа и бывший Советский Союз. Вашингтон, Всемирный банк, 2005, 322 с.
20. Бобков В. Анализ социально-экономической дифференциации.«Экономист» № 7, 2003, с. 10-20
21. Кузнецова Е., Кузнецов С. Процессы дифференциации доходов населенияи их государственное регулирование. «Экономист» № 4, 2004, с. 46—53
22. Россия: 10 лет реформ. Социально-демографическая ситуация.Материалы круглого стола. М., РИД ИСЕПН, 2002, 368 с.
23. Гнибіденко І.Ф. Впливсоціально-економічної політики на соціальну безпеку та рівень життя населенняУкраїни. «Демографія та соціальна економіка» № 2, 2006, с. 124— 126
24. Звіт з людського розвитку вУкраїні за 2008 рік. Людський розвиток і європейський вибір України. — К, ПРООН Україна, 2008, 124 с
25. Людський розвиток в Україні:можливості та напрями соціальних інвестицій. — К, Інститут демографії тасоціальних досліджень НАН України, 2006,356 с.
26. Черенько Л.М., Зотова О.О., Крикун О.І., Латік В. В. та ін. Рівень життянаселення.- К., «Консультант», 2006, 428с.
27. Семенов В. В.Економіко-статистичні моделі та методи дослідження соціальних процесів:нерівність, бідність, поляризація. В 2 т. Т. 2. Бідність та поляризація. — Полтава,2008, с. 49-55.
28. Черенько Л.М. Проблеми вибору моделісоціального розвитку. «Демографія та соціальна економіка» № 2, 2006, с. 115-124.
29. Звіт з людського розвитку вУкраїні за 2008 рік. Людський розвиток і європейський вибір України, с. 18.
30. Венецкий И.Г., Венецкая В.И. Основныематематико-статистическиепонятия и формулы в экономическом анализе. — М., 1979, 258 с.