Детские пособия и бедность в России

Экономическая политика. 2017. Т. 12. № 4. С. 118-153

DOI: 10.18288/1994-5124-2017-4-05

Экономика социальной сферы

ДЕТСКИЕ ПОСОБИЯ И БЕДНОСТЬ В РОССИИ

Марина КОЛОСНИЦЫНА, Анна ФИЛИППОВА

Марина Григорьевна Колосницына — кандидат экономических наук, профессор Департамента прикладной экономики. E-mail: mkolosnitsyna@hse.ru

Анна Викторовна Филиппова — аспирантка Факультета экономических наук, стажер-исследователь Лаборатории экономических исследований общественного сектора. E-mail: avfilippova@hse.ru

Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики» (101000, Москва, Мясницкая ул., д. 20).

Аннотация

В 1990-е годы Россия, как и другие постсоветские страны, столкнулась с падением реальных доходов домохозяйств, за которым последовал постепенный рост благосостояния населения. Тем не менее проблема неравенства доходов остается острой. Доля населения, живущего за чертой бедности, составляет сегодня около 13%, и этот показатель значительно варьируется по регионам и социодемографическим группам. Бедность в России имеет ярко выраженную специфику: ее риск особенно присущ семьям с детьми. Цель настоящего исследования — оценить эффективность действующей сегодня в России системы детских пособий с точки зрения ее влияния на бедность семей с детьми. В работе используются концепции абсолютной, относительной и субъективной бедности. Исследование базируется на данных Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ за 2003-2015 годы. При помощи различных эконометрических моделей оценивается влияние детских пособий на вероятность бедности. Полученные результаты устойчивы к спецификациям моделей и свидетельствуют о том, что детские пособия в целом снижают риск как абсолютной, так и относительной бедности. Однако субъективное восприятие бедности положительно коррелирует с пособиями. Исследование показывает наличие утечек и провалов в охвате бедных семей системой детских пособий. Результаты свидетельствуют о низкой эффективности детских пособий в России и о необходимости их более точного таргетирования.

Ключевые слова: детские пособия, абсолютная бедность, относительная бедность, субъективная бедность, Россия. Ж: 132, 138.

Статья подготовлена в рамках Программы фундаментальных исследований Национального исследовательского университета «Высшая школа экономики». Предварительная версия опубликована в форме препринта: Kolosnitsyna M, Philippova A. Family Benefits and Poverty: The Case of Russia / NRU HSE. Series WP BRP PSP "Public and Social Policy". 2017. No. WP BRP 03/PSP/2017. Авторы благодарны Хитер Хилл (Heather Hill) и Дарье Поповой за ценные комментарии.

Введение

Прошло более 25 лет с того момента, как российская экономика встала на путь рыночных реформ. Как и другие постсоветские страны, в 1990-е годы Россия прошла период резкого спада реальных денежных доходов населения, а затем начался заметный рост благосостояния. Однако неравенство в стране оставалось высоким все эти годы. Уровень бедности в среднем превышал 10%, значительно различаясь по территориям и социальным группам.

Риск бедности в России особенно высок для семей с детьми. По данным Федеральной службы государственной статистики, в 2015 году 37% российских домохозяйств имели в своем составе несовершеннолетних детей. Среди бедных домохозяйств эта доля почти вдвое выше — 63%1.

В России, как и во многих других странах, пособия на детей являются частью системы социальной защиты. Детские пособия многочисленны и разнообразны. Часть предоставляется за счет средств федерального бюджета или Фонда социального страхования; основными из них являются пособие по беременности и родам, единовременное пособие при рождении ребенка и пособие по уходу за ребенком до полутора лет. Другие пособия выплачиваются за счет средств региональных и местных бюджетов. Наиболее важным пособием, предоставляемым на региональном уровне, выступает пособие на ребенка, выплачиваемое бедным семьям с детьми до 16 лет (или до 18 лет, если ребенок обучается в образовательном учреждении в очной форме). Для детей старше полутора лет это является основным детским пособием. Как правило, для детей матерей-одиночек, детей из многодетных семей, детей, родители которых уклоняются от уплаты алиментов или проходят военную службу по призыву, это пособие увеличивается в размерах.

Все пособия, выплачиваемые за счет средств федерального бюджета и Фонда социального страхования,— категориальные и не предусматривают проверку нуждаемости: они предоставляются семьям, имеющим детей, с различными доходами. При этом величина пособия по уходу за ребенком до полутора лет положительно зависит от предыдущего заработка матери или другого получателя пособия, но для нее установлены минимальный и максимальный уровни.

В отличие от пособия по уходу за ребенком пособие на ребенка в регионах выплачивается с проверкой нуждаемости, и на него могут претендовать лишь бедные семьи с детьми. Власти регионов устанавливают как условия выплаты пособия, так и его размеры. Размеры

1 Федеральная служба государственной статистики (Росстат) (http://www.gks.ru/free_doc/ new_site/population/bednost/tabl/2—09.doc).

пособия значительно различаются по территории страны: так, в 2015 году минимальный размер пособия равнялся 90 руб. в месяц (в Алтайском крае), а максимальный — 1500—2500 руб. в месяц в зависимости от возраста ребенка (в Москве)2. По этой причине пособия в отдельных регионах могут быть более или менее привлекательны для получателей, что ведет к фактическому неравенству в степени охвата бедных семей пособиями.

В 2007 году 45% детей до 16 лет претендовали на пособие на ребенка; к 2014 году эта доля значительно снизилась и стала равна 29%3. Эта тенденция может отражать как относительный рост доходов семей с детьми, так и неэффективность системы пособий. Так, с 2007-го по 2015 год уровень бедности в России менялся незначительно — сначала снижаясь, затем снова повышаясь, и в 2015 году сравнялся с уровнем 2007 года, составив 13,3%. Однако доля семей с детьми среди всех бедных семей возросла за это же время с 49,8 до 62,6%4. Влияние детских пособий на благосостояние семей с детьми важно оценить с использованием современных данных, чтобы понять, какую роль выполняют эти пособия сегодня, в условиях стагнации экономики и снижения уровня жизни.

Цель настоящей статьи — проанализировать эффективность детских пособий в России с использованием последних доступных данных Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ (РМЭЗ НИУ ВШЭ)5. Поскольку оценка влияния детских пособий на бедность зависит от того, как именно ее определять, мы рассматриваем влияние пособий и на абсолютную, и на относительную, и на субъективную бедность семей с детьми. Мы также различаем пособия на детей до и после полутора лет, чего не делалось в предыдущих исследованиях детских пособий, базирующихся на данных РМЭЗ НИУ ВШЭ. Пособия на детей до полутора лет в основном относятся к социальному страхованию и направлены на то, чтобы компенсировать матери потерю заработка, вызванную рождением ребенка и уходом за ним. Пособия на детей от полутора лет в основном относятся к социальной помощи и предусматривают проверку нуждаемости. С учетом указанных различий между двумя

2 Федеральная служба государственной статистики (Росстат) (http://www.gks.ru/free_doc/ new_site/population/urov/06—11.xlsx).

3 Социальное положение и уровень жизни населения России // Федеральная служба государственной статистики (Росстат) (http://www.gks.ru/wps/wcm/connect/rosstat_main/rosstat/ru/ statistics/publications/catalog/doc_1138698314188).

4 Федеральная служба государственной статистики (Росстат) (http://www.gks.ru/free_doc/ new_site/population/urov/06—11.xlsx).

5 «Российский мониторинг экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ (ЯЬМВ-НВЕ)», проводимый Национальным исследовательским университетом «Высшая школа экономики» и ООО «Демоскоп» при участии Центра народонаселения Университета Северной Каролины в Чапел Хилле и Института социологии РАН (сайты обследования ЯЬМ8-Н8Е: http://www.cpc.unc.edu/projects/rlms; http://www.hse.ru/rlms).

группами пособий можно предположить, что они по-разному влияют на бедность семей с детьми. Мы используем эконометрический анализ для оценки влияния детских пособий на бедность семей с детьми, контролируя другие детерминанты бедности.

1. Обзор литературы

Вопросы эффективности детских пособий широко исследовались в научной литературе. Маркус Янти и Шелдон Данцигер, сравнивая детские пособия и детскую бедность в Швеции и США, пришли к выводу, что в Швеции широкий охват пособиями и их существенная величина значительно сокращают бедность детей безотносительно к характеристикам рассматриваемых домохозяйств ЩпШ, Danziger, 1994]. Мария Арканджо и соавторы, исследуя ситуацию в Италии, Польше, Португалии и Испании, отметили, что детские пособия оказывают влияние не только на детскую бедность, но и на бедность в стране в целом; тем не менее они считают эффект пособий невысоким [Arcanjo et в1., 2013]. Кристофер Тамборини и Эмили Купито анализировали одну из программ детских пособий в США и пришли к выводу, что пособие сокращает риск бедности в первую очередь для семей, главами которых являются женщины, и прежде всего вдовы [Tamborini, Cupito, 2012].

Ученые не приходят, однако, к единому мнению о том, какие пособия на детей наиболее эффективны — категориальные или предусматривающие проверку нуждаемости. Джонатан Брэдшоу выступает сторонником категориальных пособий — и с точки зрения эффективности, и с точки зрения социальной справедливости. Проводя межстрановое исследование эффективности детских пособий, он аргументирует свой выбор тем, что пособия с проверкой нуждаемости нацелены на самых бедных получателей, но многие из тех, кому положено пособие, на деле не получают его, и в результате пособия неэффективны в терминах как вертикальной, так и горизонтальной эффективности. Отдельно Брэдшоу рассматривает детские пособия в странах СНГ и Восточной Европы, включая Россию, где широко применяется принцип проверки нуждаемости. Помимо уже рассмотренных минусов такой схемы автор отмечает, что пособия в этом регионе зачастую слишком малы, чтобы помочь семьям избежать бедности. Что касается позиции России среди остальных стран региона, то по уровню социальной поддержки детей она занимает 8 место среди 21 рассмотренной страны [Bradshaw, 2012].

Вим ван Ланкер и соавторы проанализировали связь между направленностью пособий на группы с более низкими (либо, наоборот, с более высокими) доходами и детской бедностью. Они пришли к выводу, что нацеленность детских пособий на семьи с низкими доходами

ассоциируется с более значительным сокращением бедности. Но это верно в первую очередь для стран, где пособия получают не все семьи с детьми. Лучше всего с сокращением детской бедности справляются страны, где универсальность подхода сочетается с проверкой нуждаемости — пособия выплачиваются всем семьям с детьми, но бедные семьи получают наибольшие пособия [van Lancker, van Mechelen, 2015].

Подобная методология используется и в работе, где ван Ланкер с соавторами анализирует связь между таргетированностью детских пособий на семьи матерей-одиночек и бедностью этих семей. Авторы приходят к выводу, что такая схема снижает риск бедности одиноких матерей независимо от величины пособия [van Lancker et al., 2015].

В России, где в 1997 году система детских пособий значительно изменилась, их влияние на благосостояние семей с детьми также стало предметом специальных исследований. Ирина Денисова с соавторами исследовала вопрос о том, улучшилась ли таргетированность детских пособий на бедные семьи после ввода проверки нуждаемости в регионах, и пришла к положительному выводу. Вероятность получить пособие для бедных семей действительно возросла, однако снижение размеров выплат увеличило детскую бедность. По мнению авторов, с точки зрения таргетирования пособий в России в первую очередь было важно не то, по какой схеме они выплачивались, а то, насколько региональные и местные власти были способны обеспечить работу действующей схемы [Denisova et al., 2000].

Геранда Ноттен и Франциска Гассман анализировали чуть более поздний период — с 2000 года, когда проверка нуждаемости стала широко распространенной в регионах России, и до 2004 года. Они пришли к похожим выводам, отметив, что с 2000 года больше детей (в том числе из семей с низкими доходами) стали получать пособия. Тем не менее для России авторы считают универсальную схему выплаты пособий более эффективной, чем схему с проверкой нуждаемости (из-за провалов в охвате бедных семей, которые, как и утечки6, отмечались в системе детских пособий). Однако, с точки зрения авторов, главное — это размер выплачиваемых пособий [Notten, Gassmann, 2008. P. 260].

Исследование Лилии Овчаровой с соавторами показало, что для сокращения бедности важен тип детских пособий. Выплаты в рамках системы социального страхования (такие как пособие по беременности и родам и пособие по уходу за ребенком до полутора лет) оказываются более эффективными в снижении бедности, чем пособия в рамках системы социальной помощи (такие как пособие на ребенка в регионе). Авторы отметили недостатки системы детских пособий

6 Под утечками (от англ. leakage, leak) в системе социальной помощи понимается поступление средств к тем получателям, которым они не предназначены. Наоборот, под провалами (от англ. gap) понимают недостаточный охват пособиями тех, кто в них нуждается.

в России: после достижения ребенком полутора лет размер пособий, положенных семьям с детьми, резко снижается, что может компенсироваться только занятостью обоих родителей. Кроме того, разница в размере пособий между регионами усугубляет региональное неравенство в отношении риска бедности [Овчарова и др., 2010].

Дарья Попова сравнила системы детских пособий в России, Швеции, Германии, Бельгии и Великобритании и пришла к выводу, что, если «перенести» российскую систему детских пособий на любую из рассмотренных стран Европы, она не проигрывает европейским в эффективности борьбы с детской бедностью. Проблема российской системы детских пособий — в недостаточном финансировании, а не в формате (за исключением недостаточных, по мнению автора, пособий для полных семей с двумя детьми). Если же говорить о формате системы, то лучшим вариантом с точки зрения борьбы с бедностью оказывается сочетание категориальных пособий и пособий с проверкой нуждаемости (как в Великобритании и Бельгии) [Popova, 2014. P. 1].

Изучая пособие на ребенка в России, Попова отмечает, что оно отличается слабой адресностью, в частности значительным уровнем утечек. Одновременное улучшение адресности и увеличение размера пособия снизило бы детскую бедность даже при текущем уровне финансирования. Как и Овчарова с соавторами, Попова критикует существенные региональные различия в выплате пособий: это и не очень эффективно (региональные власти не перенимают друг у друга наиболее удачные схемы выплаты пособий), и нарушает социальную справедливость. Автор предлагает ввести единую схему выплаты пособия по всей стране с единой величиной пособия, скорректированной на разницу в ценах между регионами [Popova, 2013].

Отметим, что в большинстве рассмотренных работ использовалась концепция относительной бедности (в частности, за черту бедности принимались 60% медианного эквивалентного располагаемого дохода) [Arcanjo et al., 2013; Popova, 2014; van Lancker et al., 2015; van Lancker, van Mechelen, 2015]. Янти и Данцигер считали бедными семьи с доходом ниже 40% медианного эквивалентного располагаемого дохода [Jäntti, Danziger, 1994]. Концепция абсолютной бедности широко использовалась авторами, изучающими детскую бедность в России (чертой бедности служил прожиточный минимум) [Овчарова и др., 2010; Notten, Gassmann, 2008; Popova, 2013]. Эту же концепцию использовали Тамборини и Купито [Tamborini, Cupito, 2012].

Вопросам определения и оценки абсолютной, относительной и субъективной бедности посвящены многие исследования. Способ субъективного определения бедности предложил Тео Гудхарт с соавторами [Goedhart et al., 1977]. Мартин Равайон и Михаил Локшин

изучили связь абсолютной и субъективной бедности в России и выяснили, что корреляция между доходом и субъективной бедностью значима, но полностью доходом субъективная бедность не объясняется. Другие ее детерминанты — здоровье, образование, занятость, активы, средний доход в месте проживания [Ravallion, Lokshin, 2002].

Исследование Светланы Мареевой и Натальи Тихоновой посвящено восприятию бедности россиянами (в том числе связи между абсолютной, относительной и субъективной бедностью) [Мареева, Тихонова, 2016]. Авторы отметили, что на оценку россиянами черты бедности влияют как регион, так и тип населенного пункта, в котором они проживают. Связь субъективной оценки черты бедности с прожиточным минимумом в регионе достаточно слаба, поскольку «прожиточный минимум устанавливается в каждом регионе самостоятельно, с учетом его экономических возможностей и особенностей реализуемой его руководством социальной политики. В итоге разброс в величине прожиточного минимума по регионам оказывается довольно значителен даже при схожести стоимости жизни, поселенческой структуры населения и т. д.» [Мареева, Тихонова, 2016. С. 46]. Оценки авторов показали, что черта относительной бедности проходит в общественном сознании на уровне 73,7% от медианы среднедушевых доходов, что превышает обычные представления об их оптимальном соотношении — 40—60%. Поэтому в качестве относительной черты бедности предлагается использовать 70—75% от медианного дохода.

Александра Бурдяк и Дарья Попова использовали данные по Ленинградской области для сравнения профилей абсолютной, относительной и субъективной бедности. Оказалось, что абсолютная бедность более характерна для семей с детьми, а относительная и субъективная бедность — для пенсионеров. Детская бедность зависит прежде всего от трудовых доходов родителей, а также от межсемейных денежных трансфертов, страховых пособий и пенсий. Демографическая структура семьи, образовательный уровень и положение родителей на рынке труда также влияют на бедность детей, но это влияние слабее [Бурдяк, Попова, 2007].

2. Данные и методология

Настоящее исследование базируется на объединенных и панельных данных РМЭЗ НИУ ВШЭ. Используются как индивидуальные данные, так и данные домохозяйств за 2003—2015 годы. Этот период выбран потому, что до 2003 года в анкеты домашних хозяйств был включен только один вопрос о детских пособиях; с 2003 года в данных по отдельности отражены суммы детских пособий на детей до и после полутора лет.

Репрезентативная объединенная выборка домохозяйств за 2003— 2015 годы состоит из 60 648 наблюдений; репрезентативная выборка индивидов — из 159 496 наблюдений. Среди них есть 21 985 наблюдений по домохозяйствам с детьми до 18 лет (в среднем 1691 домохозяйство в каждой волне) и 84 786 наблюдений, представляющих индивидов — членов домохозяйств с детьми (в среднем 6552 индивида в каждой волне). Среди всех наблюдений о домохозяйствах с детьми 2375 включают наблюдения по домохозяйствам с детьми до полутора лет, 20 869 — с детьми от полутора лет. Среди всех наблюдений об индивидах с детьми 10 942 наблюдения относится к людям, живущим в домохозяйствах с детьми до полутора лет, и 80 490 наблюдений — к людям, живущим в домохозяйствах с детьми от полутора лет.

Далее в этой работе мы анализируем только домохозяйства с детьми. Используются данные как домохозяйств, так и проживающих в этих домохозяйствах индивидов; полученные данные совмещаются, чтобы оценить различные типы бедности на индивидуальном уровне.

Рассматриваются два типа детских пособий: пособия на детей до полутора лет (в частности, пособие по беременности и родам, единовременное пособие при рождении ребенка, пособие по уходу за ребенком) и пособия на детей от полутора лет (в частности, пособие на ребенка).

Все детские пособия, полученные домохозяйствами за период 2003—2015 годов, рассматривались в ценах 2015 года. Сначала анализировалась описательная статистика, показывающая различия между домохозяйствами с детьми, которые получают и не получают детские пособия. Затем с помощью эконометрического анализа оценивалось влияние этих пособий на абсолютную, относительную и субъективную бедность членов домохозяйств с детьми.

Так как респонденты склонны занижать свой доход, мы сравнивали заявленный респондентом общий доход домохозяйства и сумму заявленных им отдельных видов доходов (заработной платы, пенсии, стипендии и других денежных доходов, а также натуральных доходов в денежном эквиваленте). За реальный доход домохозяйства принималась большая из этих двух величин.

Для учета доходов в домохозяйствах различного размера и структуры мы использовали концепцию эквивалентного дохода. Эквивалентный доход рассчитывается с учетом возраста всех членов домохозяйства и экономии от масштаба, характерной для больших домохозяйств. Для приведения доходов к эквивалентному виду мы применяли модифицированную шкалу OECD7.

7 What are equivalence scales? // Organisation for Economic Co-Operation and Development (http://www.oecd.org/eco/growth/OECD-Note-EquivalenceScales.pdf).

В оценках использовались различные подходы к определению бедности. Абсолютная бедность означает неспособность домохозяйства обеспечить свои базовые нужды, такие как еда, одежда и жилье. В качестве абсолютной черты бедности в работе используется совокупный прожиточный минимум всех членов домохозяйства. Прожиточный минимум устанавливается на региональном уровне и различается для детей, пенсионеров и трудоспособного населения. Руководствуясь этим, мы рассчитали для каждого домохозяйства в нашей выборке его прожиточный минимум с учетом возрастного состава и региона проживания. Члены домохозяйства считались бедными согласно концепции абсолютной бедности, если фактический совокупный доход домохозяйства был ниже его совокупного прожиточного минимума.

Относительная бедность означает, что благосостояние домохозяйства ниже определенного принятого в обществе стандарта. Относительная черта бедности обычно устанавливается как доля медианного дохода населения (40, 50, 60% медианы). Если взять за черту бедности 60% медианного дохода, 24% индивидов в нашей выборке оказываются бедными, тогда как согласно концепции абсолютной бедности доля бедных составляет 28%. По этой причине дополнительно использовался порог бедности в 70% медианного дохода, как предлагали Мареева и Тихонова [Мареева, Тихонова, 2016].

Субъективная бедность означает, что человек сам определяет черту бедности. В исследовании в качестве индикатора субъективной бедности используется экономическая оценка благосостояния — вопрос из опросника РМЭЗ НИУ ВШЭ: «Представьте себе лестницу из 9 ступеней, где на нижней, первой, ступени, стоят нищие, а на высшей, девятой, — богатые. На какой из девяти ступеней находитесь сегодня Вы лично?» В качестве порога бедности принимались последовательно третья, четвертая и пятая ступени шкалы субъективного благосостояния. Если индивид ставил себя на эти или более высокие ступени, он считался небедным.

3. Описательная статистика

Рассмотрим, как изменились за период с 2003-го по 2015 год абсолютная и относительная величины детских пособий. На рис. 1 представлена динамика величины средних детских пособий в ценах 2015 года.

В течение рассматриваемого периода величина среднего пособия на детей от полутора лет росла постепенно, в то время как величина среднего детского пособия на детей до полутора лет менялась достаточно сильно. Особенно заметны ее резкий рост в 2007 году и падение в 2015 году.

Примерно так же менялись средняя и медианная доли детских пособий в совокупных доходах домохозяйств (рис. 2, 3). При сравнении динамики средней и медианной доли пособий на детей до полутора лет в доходах можно заключить, что доля этих пособий в доходах упала сильнее среди обеспеченных семей.

В 2015 году средняя доля пособий на детей до полутора лет в доходах домохозяйств-получателей составила приблизительно 14%, а медианная — 11,2%. Средняя доля пособий на детей от полутора лет в доходах домохозяйств-получателей в том же году составила 5,7%. Для половины домохозяйств значимость пособий на детей от полутора лет невелика — их доля в доходах в 2015 году не превысила 1,6%.

В 2007 году произошел резкий рост как абсолютной величины, так и доли в доходах домохозяйств детских пособий на детей до полутора лет. В эту группу входит пособие по уходу за детьми до полутора лет, которое прямо пропорционально зависит от заработка матери или другого получателя пособия. Однако, как показывают данные, с 2006-го по 2007 год среднедушевые доходы домохозяйств с детьми изменились незначительно. Причина резкого роста величины посо-

♦ Средняя доля всех детских пособий в доходах семей, получающих пособия

™ № ™ Средняя доля детских

пособий для детей до 1,5 года в доходах семей, получающих пособия

Средняя доля детских пособий

для детей после 1,5 года в доходах семей,

получающих пособия

Рис. 2. Средняя доля детских пособий в доходах домохозяйств с детьми -получателей пособий

бий на детей до полутора лет носит институциональный характер. С 2007 года в Федеральный закон от 19.05.1995 № 81-ФЗ «О государственных пособиях гражданам, имеющим детей» были внесены изменения. Максимальный размер единовременного пособия по беременности и родам вырос с 16 125 до 23 400 руб. Размер пособия по уходу за ребенком до полутора лет стал составлять от 1500 до 6000 руб. в месяц вместо прежних 700 руб. Таким образом, величина пособий на детей до полутора лет значительно возросла и эти пособия стали существенной частью доходов получающих их домохозяйств.

Динамика доли домохозяйств, получающих пособия на детей, представлена на рис. 4.

Если доля домохозяйств, получающих пособия на детей до полутора лет, за рассматриваемый период была относительно стабильной

— Медианная доля всех детских пособий в доходах семей, получающих пособия

- Медианная доля детских пособий для детей до 1,5 года в доходах семей, получающих пособия

• Медианная доля детских пособий для детей после 1,5 года в доходах семей, получающих пособия

Рис. 3. Медианная доля детских пособий в доходах домохозяйств с детьми -получателей пособий

(60—70%), то доля домохозяйств, получающих пособия на детей от полутора лет, с годами существенно сократилась — с 52% в 2003 году до 27% в 2015 году. Из рис. 4 можно сделать предварительный вывод о том, что она отрицательно коррелирует с доходами домохозяйств. Во-первых, всё меньше домохозяйств проходят проверку нуждаемости, обязательную для назначения ряда региональных детских пособий, во-вторых, вероятно, чем больше растет доход домохозяйств, тем меньше родители склонны обращаться за пособиями из-за временных и моральных издержек.

В табл. 1 представлены различия между показателями, характеризующими домохозяйства с детьми, которые получают и не получают детские пособия. В первой части таблицы мы сравниваем характеристики домохозяйств с детьми до полутора лет, которые получают

ф Доля домохозяйств с детьми, получающих пособия

— Н" • Доля домохозяйств с детьми до 1,5 года, получающих на них пособия

Доля домохозяйств с детьми от 1,5 года, получающих на них пособия

Рис. 4. Доля домохозяйств, получающих пособия на детей, среди всех домохозяйств с детьми

и не получают пособия на детей до полутора лет (безотносительно к получению пособий на детей от полутора лет). Вторая часть таблицы аналогична первой, но здесь сравниваются домохозяйства с детьми от полутора лет, которые получают и не получают пособия на детей от полутора лет (безотносительно к получению пособий на детей до полутора лет).

Вполне ожидаемо, пособия на детей получают домохозяйства, у которых доходы в среднем ниже, чем у домохозяйств, не получающих пособия. Кроме того, заметна разница в структуре домохозяйств. В тех домохозяйствах, которые не получают пособия на детей от полутора лет, выше доли работающих и пенсионеров (женщин 55 лет и старше, мужчин 60 лет и старше и всех прочих респондентов, которые заявили, что они получают пенсии). Домохозяйства, не получающие пособия, характеризуются в среднем сравнительно низкой долей детей. Это объясняет их относительно высокие совокупные эквивалентные доходы и среднедушевые доходы.

Таблица 1

Детские пособия и характеристики домохозяйства

Показатель Значение Значение Разница по- Количество

показателя для показателя для казателей между наблюдений

домохозяйств, домохозяйств, семьями, полу-

получающих детские пособия не получающих детские пособия чающими и не получающими детские пособия

I. Пособия на детей до 1,5 года

Домохозяйства с детьми до 1,5 года

Средний совокупный

доход домохозяйства (руб.)*** 60 084,09 70 549,32 -10 465,23 2326

Среднедушевой до-

ход домохозяйства (руб.)*** 13 161,72 15 463,97 -2302,25 2326

Среднедушевой

эквивалентный" до-

ход домохозяйства (руб.)*** 24 021,33 28 171,31 -4149,98 2326

Средняя доля рабо-

тающих членов домохозяйства (%) 41,49 42,59 -1,1 2359

Средняя доля детей

в домохозяйстве (%)*** 38,58 36,72 1,86 2360

Средняя доля пенси-

онеров в домохозяйстве (%) 8,22 9,13 -0,91 2360

II. Пособия на детей от 1,5 года

Домохозяйства с детьми от 1,5 года

Средний совокупный

доход домохозяйства (руб.)*** 46 122,23 60 977,72 -14 855,49 20 374

Средний доход до-

мохозяйства на душу населения (руб.)*** 11 111,22 16291,27 -5180,05 20 374

Средний эквивалент-

ныйа доход домохозяйства (руб.)*** 19 508,76 27 496,86 -7988,1 20 374

Средняя доля работа-

ющих членов домохозяйства (%)*** 37,68 45,38 -7,7 20 746

Средняя доля детей

в домохозяйстве (%)*** 39,46 35,91 3,55 20 754

Средняя доля пенси-

онеров в домохозяйстве (%)*** 11,03 12,42 -1,39 20 754

Различия между показателями для двух типов домохозяйств значимы: * — на 10-процентном уровне, ** — на 5-процентном уровне, *** — на 1-процентном уровне.

а Шкала эквивалентности — модифицированная шкала OECD. Примечания:

1. Расчеты проведены на объединенных данных РМЭЗ НИУ ВШЭ за 2003—2015 годы.

2. Все величины в рублях даны в ценах 2015 года.

В табл. 2 показано разделение всех домохозяйств с детьми на группы получающих и не получающих детские пособия в зависимости от ряда характеристик, таких как бедность, тип населенного пункта, состав домохозяйства и наличие высшего образования у матери и отца. С помощью коэффициента X2 определяется наличие статистически значимой связи между категориальными переменными. В данном случае мы тестируем ряд гипотез об отсутствии связи получения детских пособий с названными показателями.

Таблица 2

Детские пособия и характеристики домохозяйства

результаты теста X2)

Показатель Домохозяйства, получающие пособия

I. Пособия на детей до 1,5 года

Домохозяйства с детьми до 1,5 года

Все домохозяйства с детьми до 1,5 года 67,58 32,4

Бедность***

Небедные домохозяйства 67,24 32,76

Бедные домохозяйства 70,1 29,9

Тип населенного пункта***

Областной центр 66,98 33,02

Город (не являющийся областным центром) 67,86 32,14

ПГТ 50 50

Село 71,77 28,23

Тип домохозяйства***

Полная семья 67,3 32,7

Родитель-одиночка (в том числе с другими родственниками) 71,33 28,67

Другие семьи 65,2 34,8

Высшее образование матери***

У матери есть высшее образование 63,49 36,51

У матери нет высшего образования 69,92 30,08

Высшее образование отца**

У отца есть высшее образование 61,81 38,19

У отца нет высшего образования 68,09 31,91

II. Пособия на детей от 1,5 года

Домохозяйства с детьми от 1,5 года

Все домохозяйства с детьми от 1,5 года 36,35 63,65

Бедность***

Небедные домохозяйства 28,52 71,48

Бедные домохозяйства 54,65 45,35

Тип населенного пункта***

Областной центр 26,98 73,02

Окончание таблицы 2

Показатель Домохозяйства, получающие пособия

Город (не являющийся областным центром) 32,85 67,15

ПГТ 35,56 64,44

Село 53,77 46,23

Тип домохозяйства***

Полная семья 35,66 64,34

Родитель-одиночка (в том числе с другими родственниками) 39,57 60,43

Другие семьи 33 67

Высшее образование матери***

У матери есть высшее образование 25,28 74,72

У матери нет высшего образования 43,03 56,97

Высшее образование отца***

У отца есть высшее образование 24,31 75,69

У отца нет высшего образования 40,42 59,58

Корреляция между переменными подтверждена:

* — на 10-процентном уровне значимости, ** — на 5-процентном уровне значимости, *** — на 1-процентном уровне значимости.

Примечание. Расчеты проведены на объединенных данных РМЭЗ НИУ ВШЭ за 2003-2015 годы.

Среди домохозяйств, проживающих в сельской местности, больше получателей детских пособий, чем среди тех, кто проживает в областных центрах, городах и поселках. Пособия на детей от полутора лет чаще выплачиваются родителям-одиночкам. Высшее образование родителей отрицательно коррелирует с получением пособия8.

В табл. 2 также отражены утечки и провалы в системе детских пособий (они выделены жирным шрифтом). В среднем за весь рассмотренный период среди небедных домохозяйств с детьми от полутора лет 29% получали пособия, в то время как среди бедных домохозяйств с детьми от полутора лет 45% их не получали. Далее мы концентрируемся на пособиях на детей от полутора лет, потому что они предусматривают проверку нуждаемости и предположительно должны выплачиваться именно малообеспеченным семьям для уменьшения их бедности.

Динамика провалов и утечек в выплате пособий на детей от полутора лет отражена на рис. 5.

8 Результаты приведенных выше тестов следует принимать с осторожностью, так как они зависят от числа наблюдений о домохозяйствах с детьми в каждой волне мониторинга. Это число колеблется между 1185 домохозяйствами в 2005 году и 2357 домохозяйствами в 2011 году.

60

50

40

30

20

10

-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1

^ # ^ # # ^ ^ ^ ^ ^ ^

♦ Доля домохозяйств, — В Доля домохозяйств,

получающих детские не получающих детские

пособия, среди небедных пособия, среди бедных

домохозяйств домохозяйств

Рис. 5. Утечки и провалы в выплате пособий на детей от 1,5 года

Рис. 5 показывает, что с 2003-го по 2015 год доля утечек сначала резко возросла, а потом постепенно снизилась до 21%, в то время как доля провалов возрастала и достигла 57%. Утечки в системе детских пособий можно частично объяснить проводимой федеральными и региональными властями политикой по увеличению рождаемости. Провалы, в свою очередь, могут свидетельствовать о том, что некоторые бедные семьи по каким-то причинам не обращаются за пособиями или просто не знают об их существовании.

На рис. 6 представлено распределение всех домохозяйств с детьми от полутора лет из объединенной выборки за период с 2003-го по 2015 год в зависимости от того, бедны ли они и получают ли пособия на детей от полутора лет. Из 100% домохозяйств с детьми от полутора лет 15% — бедные домохозяйства, не получающие пособия, и 19% — небедные домохозяйства, получающие пособия. Таким образом, в среднем за 13-летний период утечки в выплате пособий на детей от полутора лет превосходят провалы. Тем не менее мы считаем провалы более важной проблемой системы детских пособий, так как пособия на детей от полутора лет предусматривают проверку нуждаемости и нацелены на повышение благосостояния бедных семей.

48°/с

\_19%

15%

Бедные домохозяйства, получающие пособия

Бедные домохозяйства, не получающие пособия

Небедные домохозяйства, получающие пособия

Небедные домохозяйства, не получающие пособия

Рис. 6. Абсолютная бедность и получение пособий на детей от 1,5 года в домохозяйствах с детьми от 1,5 года

Проведенное исследование выявило определенную корреляцию между пособиями, бедностью и другими характеристиками домохозяйства, что дает основания для дальнейшего регрессионного анализа.

Влияние детских пособий на вероятность абсолютной, относительной и субъективной бедности моделируется на основе индивидуальных данных РМЭЗ НИУ ВШЭ за 2003-2015 годы. В выборке, куда включались все индивиды из домохозяйств с детьми, оказалось 84 315 наблюдений. Подвыборки для моделей абсолютной и относительной бедности составили 76 831 наблюдение, подвыборка для модели субъективной бедности — 55 830 наблюдений. Это связано с тем, что не все респонденты предоставляли информацию, необходимую для построения моделей.

Для каждого вида бедности — абсолютной, относительной и субъективной — оценивалась вероятность индивида быть бедным с помощью сквозных логистических моделей и панельных логистических моделей со случайными эффектами. Помимо собственно детских пособий учитывались другие, контрольные факторы, предположительно влияющие на риск бедности: тип населенного пункта, структура семьи, наличие высшего образования и занятость взрослых членов домохозяйства (описательная статистика переменных приведена в Приложении).

Детские пособия, полученные домохозяйствами в разные годы, были переведены в цены 2015 года, в тысячи рублей. Если респонденты указывали, что не получали детские пособия, размер пособий полагался равным нулю.

4. Регрессионный анализ и результаты

В данном исследовании мы не смогли использовать панельные модели с фиксированными эффектами, так как зависимая переменная (бедность) мало варьируется во времени для одних и тех же домохо-зяйств. Многие индивиды оказываются бедными (либо небедными) на протяжении всего периода наблюдений. Тем не менее, поскольку мы работаем с индивидуальными данными большого числа респондентов за 13 лет, использование панельных моделей со случайными эффектами теоретически вполне обоснованно. В свою очередь, две спецификации логистических моделей (сквозные модели и модели со случайными эффектами) с одинаковыми объясняющими переменными позволяют нам сопоставить их результаты. Кроме того, мы добавили в модели фиктивные переменные на 2004-2015 годы (приняв 2003-й в качестве базового года), что позволяет нам контролировать возможные фиксированные эффекты, вызванные изменениями в системе детских пособий (например, такими, как в 2007 году).

Результаты оценивания моделей приведены в табл. 3, 5, 7. Средние предельные эффекты представлены в табл. 4, 6, 8.

Все шестнадцать регрессионных моделей оказались статистически значимыми. Панельные модели абсолютной бедности и все модели относительной бедности показывают статистическую значимость коэффициентов при переменных пособий на детей до и от полутора лет. Эти коэффициенты отрицательны, то есть оба вида пособий снижают вероятность абсолютной и относительной бедности. Предельные эффекты показывают, что в зависимости от спецификации модели при увеличении пособий на тысячу рублей вероятность абсолютной бедности для домо-хозяйств в среднем сокращается приблизительно на 2%, а вероятность относительной бедности — от 0,3 до 6% (для пособий на детей до полутора лет) и от 0,5 до 11% (для пособий на детей от полутора лет).

Между субъективной бедностью и пособиями на детей до полутора лет нет статистически значимой связи. Только сквозная модель, в которой за черту бедности принята третья ступень лестницы благосостояния, свидетельствует о статистически значимой положительной корреляции между пособиями на детей до полутора лет и вероятностью субъективной бедности. При увеличении этого типа пособий на тысячу рублей вероятность субъективной бедности в среднем возрастает незначительно — на 0,1%. Однако в трех спецификациях модели субъективной бедности (сквозных и панельной) с разными чертами бедности вероятность субъективной бедности оказывается положительно связанной с пособиями на детей от полутора лет. Этот результат показывает, что получение пособий на детей от полутора лет снижает субъективную оценку благосостояния респондентов — в среднем на 0,7-3%.

Влияние контрольных переменных на бедность достаточно предсказуемо. Чем меньше населенный пункт, где живет респондент, тем

выше для него вероятность абсолютной и относительной бедности. Одинокое родительство и высокая доля детей в домохозяйстве повышают вероятность всех видов бедности — абсолютной, относительной и субъективной. Напротив, высшее образование родителей и высокая доля занятых в семье снижает риск всех видов бедности.

Таблица 3

Результаты оценки эконометрических моделей: абсолютная бедность

Зависимые переменные Вероятность бедности

сквозная логит-модель панельная логит-модель со случайными эффектами

Независимые переменные

Пособия на детей до 1,5 года (тыс. руб./мес.) -0,002 -0,017***

Пособия на детей от 1,5 года (тыс. руб./мес.) 0,007 -0,016**

Тип населенного пункта (по сравнению с областным центром):

Город (не являющийся областным центром) 0,339*** 0 42***

ПГТ 0,685*** 0,786***

Село 1 014*** 1 43***

Тип домохозяйства

Родитель-одиночка (в том числе с другими родственниками) 0,256*** 0,235***

Другие семьи 0,355*** 0,534***

Высшее образование родителей

У матери или отца есть высшее образование -0,756*** -0,873***

Состав домохозяйства

Доля работающих членов домохозяйства (%) —2 83*** -3,672***

Доля детей в домохозяйстве (%) 0,718*** 0 772***

Доля пенсионеров в домохозяйстве (%) -2,438*** -3,08***

2004 -0,157*** -0,206***

2005 -0,552*** -0,728***

2006 -0,454*** -0,576***

2007 -0,555*** -0 7***

2008 -1 094*** -1 477***

2009 -0,901*** -1,185***

2010 -0,902*** -1 199***

2011 -1,125*** -1 522***

2012 -1,254*** -1 709***

2013 -1,258*** -1,689***

2014 -1 191*** -1,589***

2015 -0,894*** -1 179***

Константа 0 98*** 1 274***

Число наблюдений 76 931 76 931

Тестовая статистика ЬКМ2 (23)=16 489,98 РгоЪУсЫ 2 =0,0000 ЖаШсНР (23)=7116,75РгоЪ >сИР =0,0000

К 2 РзгиёоЯ1 =0,1674

Таблица 4 Средние предельные эффекты: абсолютная бедность

Зависимые переменные Вероятность бедности

сквозная логит-модель панельная логит-модель со случайными эффектами

Независимые переменные

Пособия на детей до 1,5 года (тыс. руб./мес.) -0,0004 -0,003***

Пособия на детей от 1,5 года (тыс. руб./мес.) 0,001 -0,002**

Тип населенного пункта (по сравнению с областным центром):

Город (не являющийся областным центром) 0,059*** 0,06***

ПГТ 0,125*** 0 12***

Село 0 192*** 0,238***

Тип домохозяйства

Родитель-одиночка (в том числе с другими родственниками) 0,046*** 0,036***

Другие семьи 0,065*** 0,084***

Высшее образование родителей

У матери или отца есть высшее образование -0,135*** -0,132***

Состав домохозяйства

Доля работающих членов домохозяйства (%) -0,504*** -0,554***

Доля детей в домохозяйстве (%) 0,128*** 0 117***

Доля пенсионеров в домохозяйстве (%) -0,434*** -0,465***

2004 -0,028*** -0,031***

2005 -0,098*** -0 11***

2006 -0,081*** -0,087***

2007 -0,099*** -0,106***

2008 -0,195*** -0,223***

2009 -0,16*** -0 179***

2010 -0,16*** -0,181***

2011 -0 2*** _0 23***

2012 -0,223*** -0,258***

2013 -0 224*** -0,255***

2014 -0 212*** -0 24***

2015 -0,159*** -0,178***

Число наблюдений 76 931 76 931

* — 10-процентный, ** — 5-процентный, *** — 1-процентный уровни значимости.

Таблица 5

Результаты оценки зконометрических моделей: относительная бедность_

Зависимые переменные Вероятность бедности

сквозная логит-модель панельная логит-модель со случайными эффектами сквозная логит-модель панельная логит-модель со случайными эффектами сквозная логит-модель панельная логит-модель со случайными эффектами сквозная логит-модель панельная логит-модель со случайными эффектами

Независимые переменные

Пособия на детей до 1,5 года (тыс. руб./мес.) -0,033*" -0,058*** -0,029*** -0,057*** -0,024*** -0,046*** -0,031*** -0,056***

Пособия на детей от 1,5 года (тыс. руб./мес.) -0,065*** -0,103*** -0,066*** -0,118*** -0,036*** -0,071*** -0,043*** -0,082***

Тип населенного пункта (по сравнению с областным центром):

Город (не являющийся областным центром) -0,024 -0,073 0,238*** 0,245*** 0,409*** 0,468*** 0,534*** 0,663***

пгт 0,699*** 0,75*** 0,835*** 0,876*** 0,946*** 1,075*** 0,964*** 1,136***

Село 0 999*** 1,206*** 1,125*** 1,466*** 1 187*** 1,641*** \ 249*** 1 822***

Тип домохозяйства

Родитель-одиночка (в том числе с другими родственниками) 0,181*** 0,208*** 0,243*** 0 279*** 0,288*** 0,288*** 0,312*** 0,339***

Другие семьи 0,067 0,124* 0,081* 0,101 0,037 0,106* 0,053 0,156**

Зависимые переменные Вероятность бедности (черта бедности — 40% медианного Вероятность бедности (черта бедности — 50% медианного Вероятность бедности (черта бедности — 60% медианного Вероятность бедности (черта бедности — 70% медианного

эквивалентного дохода) эквивалентного дохода) эквивалентного дохода) эквивалентного дохода)

сквозная панельная сквозная панельная сквозная панельная сквозная панельная

логит-модель логит-модель со случайными эффектами логит-модель логит-модель со случайными эффектами логит-модель логит-модель со случайными эффектами логит-модель логит-модель со случайными эффектами

Независимые

переменные

Высшее образование

родителей

У матери или отца есть высшее образование -0,581*" -0,591*** -0,696*** -0,753*** -0,763*** -0,833*** -0,805*** -0,907***

Состав

домохозяйства

Доля работающих

членов домохозяйства {%) -3,113*** -3,549*** -3,084*** -3,648*** —2 951*** -3,59*** -2,825*** -3,702***

Доля детей в домохозяйстве {%) 0,046 -0,055 0,224** 0,305** 0,216*** 0,337*** 0,372*** 0,522***

Доля пенсионеров в домохозяйстве {%) -2,933*** -3,464*** -2,604*** -3,007*** —2 252*** —2 496*** -1,898*** -2,356***

2004 -0,077 -0,104 -0,092* -0,112* 0,015 0,024 0,104** 0,153**

2005 -0,416*** -0,508*** -0,358*** -0,434*** -0,205*** -0,246*** -0,1** -0,11*

2006 —0 174*** —0 21*** -0,184*** -0,209*** 0,011 0,07 0,12** 0,228***

2007 -0,265*** -0,304*** -0,079 -0,065 0,067 0,132** 0,118** 0 222***

2008 -0,496*** -0,639*** -0,321*** -0,402*** -0,091* -0,101 0,076 0,137**

2009 -0,295*** -0,353*** -0,231*** -0,256*** -0,11** -0,107 0,059 0,136**

2010 -0,34*** -0,378*** -0,318*** -0,356*** —0 121*** -0,098* 0,054 0,165***

2011 -0,576*** -0,663*** —0 414*** -0,478*** —0 211*** —0 22*** -0,017 0,05

Зависимые переменные Вероятность бедности (черта бедности — 40% медианного Вероятность бедности (черта бедности — 50% медианного Вероятность бедности (черта бедности — 60% медианного Вероятность бедности (черта бедности — 70% медианного

эквивалентного дохода) эквивалентного дохода) эквивалентного дохода) эквивалентного дохода)

сквозная панельная сквозная панельная сквозная панельная сквозная панельная

логит-модель логит-модель со случайными эффектами логит-модель логит-модель со случайными эффектами логит-модель логит-модель со случайными эффектами логит-модель логит-модель со случайными эффектами

Независимые

переменные

2012 -0,696*" -0,808*** -0,433*** -0,498*** -0,173*** -0,161*** -0,008 0,083

2013 —0 777*** -0,841*** _0 499*** -0,528*** -0,251*** -0,238*** -0,019 0,09

2014 -0,608*** -0,683*** -0,51*** -0,542*** —0 221*** —0 171*** -0,067 0,041

2015 -0,839*** —0 977*** -0,625*** —0 71*** -0,407*** -0,438*** -0,175*** -0,11*

Константа -0,646*** — 1 102*** —0 42*** -0,852*** -0,267*** -0,732*** -0,165*** -0,542***

Число наблюдений 76931 76931 76931 76931 76931 76931 76931 76931

Тестовая статистика LRchf( 23) = 7554,44Pro¿ > Wald chf (23) = 4406,19Prob > LR chf (23) = 10412,22РгоЬ> Wald chf (23) = 4406,19Prob > LR chf (23) = 12569,23РгоЪ> ШгШскР(23) = 4944,26Рго6 > LR chf (23) = 14370,31Prob> ЖаШ с/гг2(23) = 5446,41Рго6 >

chf = 0,0000 chf = 0,0000 chf = 0,0000 с/и2 = 0,0000 chf = 0,0000 с/гг2 = 0,0000 chf = 0,0000 с/гг-2 = 0,0000

К2 Pseudo R2 = 0,1468 Pseudo R2 = 0,1548 Pseudo R2 = 0,1543 Pseudo R2 = 0,1553

* — 10-процентный, ** — 5-процентный, *** — 1-процентный уровни значимости.

Средние предельные эффекты: относительная бедность

Зависимые переменные Вероятность бедности

сквозная логит-модель панельная логит-модель со случайными эффектами сквозная логит-модель панельная логит-модель со случайными эффектами сквозная логит-модель панельная логит-модель со случайными эффектами сквозная логит-модель панельная логит-модель со случайными эффектами

Независимые переменные

Пособия на детей до 1,5 года (тыс. руб./мес.) -0,003*" -0,003*** -0,003*** -0,005*** -0,003*** -0,005*** -0,005*** -0,007***

Пособия на детей от 1,5 года (тыс. руб./мес.) -0,005*** -0,005*** -0,007*** -0,01*** -0,005*** -0,008*** -0,007*** -0,011***

Тип населенного пункта (по сравнению с областным центром):

Город (не являющийся областным центром) -0,001 -0,002 0,021*** 0,013*** 0,051*** 0,037*** 0,083*** 0,073***

пгт 0,055*** 0,033*** 0,091*** 0,06*** 0,135*** 0,105*** 0,164*** 0,143***

Село 0,087*** 0,065*** 0,134*** 0 124*** 0 179*** 0 19*** 0 222*** 0,266***

Тип домохозяйства

Родитель-одиночка (в том числе с другими родственниками) 0,015*** 0,011*** 0,029*** 0,024*** 0,043*** 0,032*** 0,054*** 0,046***

Другие семьи 0,005 0,007* 0,009* 0,008 0,005 0,011* 0,009 0,021**

Высшее образование родителей

У матери или отца есть высшее образование -0,048*** -0,031*** -0,079*** -0,061*** -0,109*** —0 09*** -0,135*** —0 12***

Зависимые переменные Вероятность бедности

сквозная панельная сквозная панельная сквозная панельная сквозная панельная

логит-модель логит-модель со случайными эффектами логит-модель логит-модель со случайными эффектами логит-модель логит-модель со случайными эффектами логит-модель логит-модель со случайными эффектами

Независимые переменные

Состав домохозяйства

Доля работающих членов домохозяйства {%) -0,256*" -0,184*** -0,349*** -0,295*** -0,423*** —0 39*** —0 474*** —0 49***

Доля детей в домохозяйстве {%) 0,004 -0,003 0,025** 0,025** 0,031*** 0,037*** 0,062*** 0,069***

Доля пенсионеров в домохозяйстве {%) —0 241*** -0,18*** -0,295*** -0,243*** -0,323*** —0 271*** -0,318*** -0,312***

2004 -0,006 -0,005 -0,01* -0,009* 0,002 0,003 0,017** 0,02**

2005 -0,034*** -0,026*** -0,041*** -0,035*** -0,029*** -0,027*** -0,017** -0,015*

2006 -0,014*** -0,011*** -0,021*** -0,017*** 0,002 0,008 0,02** 0,03***

2007 -0,022*** -0,016*** -0,009 -0,005 0,01 0,014** 0,02** 0,029***

2008 -0,041*** -0,033*** -0,036*** -0,032*** -0,013* -0,011 0,013 0,018**

2009 -0,024*** -0,018*** -0,026*** -0,021*** -0,016** -0,012 0,01 0,018**

2010 -0,028*** —0 02*** -0,036*** -0,029*** -0,017*** -0,011* 0,009 0,022***

2011 -0,047*** -0,034*** -0,047*** -0,039*** -0,03*** -0,024*** -0,003 0,007

2012 -0,057*** -0,042*** -0,049*** —0 04*** -0,025*** -0,017*** -0,001 0,011

2013 -0,064*** -0,044*** -0,056*** -0,043*** -0,036*** -0,026*** -0,003 0,012

2014 -0,05*** -0,035*** -0,058*** -0,044*** -0,032*** -0,019*** -0,011 0,005

2015 -0,069*** -0,051*** -0,071*** -0,057*** -0,058*** -0,048*** -0,029*** -0,015*

Число наблюдений 76931 76931 76931 76931 76931 76931 76931 76931

Результаты оценки эконометрических моделей: субъективная бедность

Зависимые переменные Вероятность бедности

сквозная панельная сквозная панельная сквозная панельная

логит-модель логит-модель со случайными эффектами логит-модель логит-модель со случайными эффектами логит-модель логит-модель со случайными эффектами

Независимые переменные

Пособия на детей до 1,5 года (тыс. руб./мес.) 0,008* 0,0001 0,004 0,001 0,005 -0,0003

Пособия на детей от 1,5 года (тыс. руб./мес.) 0,009 -0,015 0,015** -0,001 0,03*** 0,029***

Тип населенного пункта (по сравнению с областным центром):

Город (не являющийся областным центром) 0,125*** 0,155** 0,015 0,003 —0 114*** —0 147***

ПГТ -0,407*** —0 424*** —0 411*** —0 424*** —0 442*** -0,475***

Село -0,061* -0,135** -0,085*** -0,119** -0,155*** —0 171***

Тип домохозяйства

Родитель-одиночка (в том числе с другими родственниками) 0,54*** 0,593*** 0,404*** 0,426*** 0,379*** 0,383***

Другие семьи 0,344*** 0,489*** 0,075* 0,145** 0,148*** 0 22***

Высшее образование родителей

У матери или отца есть высшее образование -0,667*** -0,818*** —0 492*** -0,591*** -0,365*** -0,448***

Состав домохозяйства

Доля работающих членов домохозяйства {%) -0,633*** -0,755*** —0 212*** -0,5*** 0,157*** -0,19**

Доля детей в домохозяйстве {%) 0,035 0,017 0,191** 0,029 0,123 -0,168

Зависимые переменные Вероятность бедности

сквозная логит-модель панельная логит-модель со случайными эффектами сквозная логит-модель панельная логит-модель со случайными эффектами сквозная логит-модель панельная логит-модель со случайными эффектами

Независимые переменные

Доля пенсионеров в домохозяйстве {%) 0,07 0,176 0,354*** 0 4ii*** 0 427*** 0,458***

2004 -0,188*" —0 277*** -0,225*** -0,311*** -0,281*** -0,366***

2005 -0,124* -0,139 -0,233*** -0,285*** -0,259*** -0,289***

2006 -0,184*** —0 244*** -0,203*** -0,281*** -0,204*** -0,236***

2007 -0,144** -0,213** -0,201*** -0,288*** -0,295*** -0,376***

2008 -0,317*** -0,402*** -0,361*** -0,489*** -0,404*** —0 48***

2009 -0,186** -0,198** -0,166*** -0,178*** —0 241*** —0 217***

2010 —0 174*** -0,255*** -0,223*** -0,336*** -0,143*** —0 174***

2011 -0,023 -0,051 -0,116** -0,207*** -0,232*** -0,329***

2012 -0,107* -0,167** -0,132*** -0,234*** -0,288*** -0,405***

2013 -0,022 -0,016 -0,135*** —0 23*** -0,383*** -0,554***

2014 -0,08 -0,104 -0,126*** —0 22*** -0,236*** -0,327***

2015 -0,072 -0,102 -0,136*** -0,237*** -0,265*** -0,367***

Константа -1,483*** -2,351*** -0,425*** -0,438*** 0,568*** \ 114***

Число наблюдений 55830 55830 55830 55830 55830 55830

Тестовая статистика LR chi2(23) = 1281,46Pro¿ > chi2 = 0,0000 Waldchi2( 23) = 567,27Prob > chi2 = 0,0000 LR chi2{2i) = mojoprob > Chi2 = 0,0000 Waldchi2( 23) = 577,54Prob > chi2 = 0,0000 LR chi2(23) = 1113,44Proé> chi2 = 0,0000 Waldchi2{ 23) = 529,61 Prob > chi2 = 0,0000

R2 PseudoR2 = 0,0299 Pseudo R2 = 0,0194 Pseudo R2 = 0,0146

Средние предельные эффекты: субъективная бедность

Зависимые переменные Вероятность бедности

сквозная панельная сквозная панельная сквозная панельная

логит-модель логит-модель со случайными эффектами логит-модель логит-модель со случайными эффектами логит-модель логит-модель со случайными эффектами

Независимые переменные

Пособия на детей до 1,5 года (тыс. руб./мес.) 0,001* 0,000006 0,001 0,0002 0,001 -0,0001

Пособия на детей от 1,5 года (тыс. руб./месяц) 0,001 -0,001 0,003** -0,0001 0,007*** 0,007***

Тип населенного пункта (по сравнению с областным центром):

Город (не являющийся областным центром) 0,014*** 0,008** 0,003 0,001 -0,027*** -0,033***

пгт -0,039*** -0,018*** -0,084*** -0,074*** -0,107*** -0,111***

Село -0,007* -0,006** -0,018*** -0,022** -0,037*** -0,039***

Тип домохозяйства

Родитель-одиночка

(в том числе с другими родственниками) 0,065*** 0,033*** 0 09*** 0,085*** 0,089*** 0,086***

Другие семьи 0,039*** 0,026*** 0,016* 0,027** 0,036*** 0,051***

Высшее образование родителей

У матери или отца есть высшее образование -0,073*** —0 04*** -0,106*** —0 112*** -0,087*** -0,103***

Состав домохозяйства

Доля работающих членов домохозяйства {%) -0,069*** -0,037*** -0,046*** -0,094*** 0,037*** -0,044**

Зависимые переменные Вероятность бедности

сквозная логит-модель панельная логит-модель со случайными эффектами сквозная логит-модель панельная логит-модель со случайными эффектами сквозная логит-модель панельная логит-модель со случайными эффектами

Независимые переменные

Доля детей в домохозяйстве {%) 0,004 0,001 0,041** 0,005 0,029 -0,039

Доля пенсионеров в домохозяйстве {%) 0,008 0,009 0,076*** 0,078*** 0,102*** 0,105***

2004 -0,021*" -0,014*** -0,048*** -0,059*** -0,067*** -0,084***

2005 -0,014* -0,007 -0,05*** -0,054*** -0,062*** -0,066***

2006 —0 02*** -0,012*** -0,044*** -0,053*** -0,049*** -0,054***

2007 -0,016** -0,01** -0,043*** -0,054*** -0,071*** -0,086***

2008 -0,035*** —0 02*** -0,078*** -0,092*** -0,097*** —0 11***

2009 -0,02** -0,01** -0,036*** -0,034*** -0,058*** -0,05***

2010 -0,019*** -0,013*** -0,048*** -0,063*** -0,034*** —0 04***

2011 -0,003 -0,002 -0,025** -0,039*** -0,056*** -0,075***

2012 -0,012* -0,008** -0,028*** -0,044*** -0,069*** -0,093***

2013 -0,002 -0,001 -0,029*** -0,043*** -0,092*** —0 127***

2014 -0,009 -0,005 -0,027*** -0,042*** -0,056*** -0,075***

2015 -0,008 -0,005 -0,029*** -0,045*** -0,063*** -0,084***

Число наблюдений 55830 55830 55830 55830 55830 55830

* — 10-процентный, ** — 5-процентный, *** — 1-процентный уровни значимости.

5. Выводы и возможные направления исследования

В работе исследовалась роль детских пособий в повышении благосостояния семей с детьми в России. Анализ базировался на последних доступных данных РМЭЗ НИУ ВШЭ за 2003—2015 годы. Использовались данные по индивидам и домохозяйствам и оценивались доли бедных и небедных домохозяйств, получающих пособия на детей, среди всех домохозяйств с детьми. Различались два вида пособий: пособия на детей до и от полутора лет. Так как пособия на детей до полутора лет в основном носят характер социального страхования и направлены на то, чтобы компенсировать матери потерю заработка, а пособия на детей от полутора лет являются формой социальной помощи и в основном предусматривают проверку нуждаемости, мы ожидали, что они по-разному влияют на бедность семей с детьми. Также мы ожидали, что влияние пособий на разные виды бедности — абсолютную, относительную и субъективную — будет различным. Мы использовали эконометрический анализ для того, чтобы оценить влияние пособий на детей до и от полутора лет на вероятность различных видов бедности индивидов из семей с детьми, учитывая другие возможные детерминанты бедности.

Результаты показывают, что оба вида детских пособий снижают вероятность абсолютной бедности или не оказывают на нее значимого эффекта (в зависимости от спецификации модели) и сокращают вероятность относительной бедности для российских семей с детьми. Эти выводы соответствуют результатам предыдущих исследований эффективности детских пособий в России, показывающим положительное, но слабое влияние детских пособий на благосостояние российских семей [Вгаё8ка№, 2012; Веш80уа е! а1., 2000]. Абсолютную и относительную бедность также определяют и другие факторы, такие как тип населенного пункта, занятость членов домохозяйства и наличие/отсутствие высшего образования у родителей. Их влияние на вероятность бедности, как правило, оказывается в среднем гораздо сильнее влияния детских пособий. Кроме того, наличие пенсионеров в домохозяйстве снижает риск бедности, а для родителей-одиночек этот риск выше.

Что касается вероятности субъективной бедности, то устойчивые результаты, полученные с помощью различных спецификаций модели, не показывают значимой корреляции между бедностью и пособиями на детей до полутора лет (что объяснимо страховой природой этих пособий). Пособия на детей от полутора лет положительно связаны с вероятностью субъективной бедности в том случае, если за черту бедности приняты четвертая или пятая ступени лестницы благосостояния (в лестнице девять ступеней, где первая — это самые бедные люди, а девятая — самые богатые). Таким образом, получатели пособий с проверкой нуждаемости на детей от полутора лет чув-

ствуют себя бедными чаще, чем получатели категориальных пособий на детей до полутора лет. Этот результат может свидетельствовать о стигматизации — люди чувствуют себя бедными именно потому, что получают социальную помощь. В частности, низкий процент охвата бедных семей этими пособиями может объясняться как раз стигматизацией и осознанным нежеланием обращаться за помощью. Высокая доля пенсионеров в домохозяйствах с детьми и проживание в областном центре повышают вероятность субъективной бедности — любопытно, что те же характеристики домохозяйства понижали вероятность абсолютной и относительной бедности. Вероятно, это связано с определенными стереотипами, сложившимися в обществе: так, пенсионеров принято считать бедными и они чаще относят себя к бедным. Оказывается, что детские пособия, по крайней мере пособия с проверкой нуждаемости, могут восприниматься домохозяй-ствами как признак бедности, что, весьма вероятно, является одной из причин низкого охвата нуждающихся в системе детских пособий. При этом, как и для других типов бедности, влияние детских пособий на субъективную бедность оказывается в среднем слабее влияния других факторов.

В целом исследование выявило низкую эффективность детских пособий в России. Их роль в поддержке семей с детьми по-прежнему незначительна, даже после повышения размера пособий на детей до полутора лет в 2007 году. Доля этих пособий в доходе семьи сначала возросла до 16—17% в 2007—2009 годах, но затем пошла на убыль с ростом реальных доходов, и даже на фоне их падения в 2014—2015 годах составила лишь 14%. Почти 30% бедных семей с детьми до полутора лет не получают эти пособия.

Несмотря на проверку нуждаемости, обязательную сегодня для большинства региональных детских пособий, их система достаточно сложна и малоэффективна. Исследование показало, что 45% бедных семей с детьми старше полутора лет не получают детские пособия. Эти данные соответствуют результатам, полученным ранее Ноттен и Гассман [МоИеп, Оа88шапп, 2008] для периода 2000—2004 годов. При этом 29% небедных домохозяйств с детьми старше полутора лет получают детские пособия (утечки в системе детских пособий за 2010 год были ранее выявлены Поповой [Ророуа, 2013]). Проведенный анализ показывает, что доля провалов в выплате пособий на детей от полутора лет постепенно возрастает; обнаруженные провалы и утечки показывают недостаточную горизонтальную и вертикальную эффективность действующей системы пособий. Пособия на детей от полутора лет, несмотря на проверку нуждаемости, не справляются с сокращением бедности лучше, чем универсальные и положительно зависящие от заработка матери пособия на детей до полутора лет. Почти десять лет назад Ноттен и Гассман объясняли низкую горизон-

тальную и вертикальную эффективность системы детских пособий ее новизной, но наше исследование не подтвердило такой вывод. Система детских пособий сегодня не более эффективна, чем пятнадцать лет назад (за исключением роста пособий на детей до полутора лет), и нуждается в более точном таргетировании, что способствовало бы получению детских пособий бедными семьями.

Мы видим несколько возможных направлений продолжения проведенного исследования. В частности, это детальный анализ характеристик бедных семей, которые не получают детские пособия (для обоих типов пособий). Кроме того, бедность семей с одним ребенком, двумя или тремя детьми могут определять разные факторы. Более пристального внимания заслуживает и вопрос связи между типом домохозяйства и тем, какие пособия оно получает.

Литература

1. Бурдяк А. Я., Попова Д. О. Причины бедности семей с детьми (по результатам обследования домохозяйств Ленинградской области) // Spero. 2007. № 6. С. 31—56.

2. Детерминанты репродуктивного поведения населения и факторы семейного неблагополучия: результаты панельных исследований / Отв. ред. Л. Н. Овчарова. М.: Независимый институт социальной политики, 2010.

3. Мареева С. В., Тихонова Н. Е. Бедность и социальные неравенства в России в общественном сознании // Мир России. 2016. Т 25. № 2. С. 37—67.

4. ArcanjoM., BastosA., NunesF., Passos J. Child Poverty and the Reform of Family Cash Benefits // The Journal of Socio-Economics. 2013. Vol. 43. April 2013. P. 11-23.

5. Bradshaw J. The Case for Family Benefits // Children and Youth Services Review. 2012. Vol. 34. No 3. P. 590-596.

6. Denisova I., Kolenikov S., Yudaeva K. Child Benefits and Child Poverty // Center for Economic and Financial Research (CEFIR). 2000. Available at: http://www.cefir.org/ papers/WP6.pdf.

7. Goedhart T., Halberstadt V., Kapteyn A., van Praag B. The Poverty Line: Concept and Measurement // The Journal of Human Resources. 1977. Vol. 12. No 4. P. 503-520.

8. Jantti M., Danziger S. Child Poverty in Sweden and the United States: The Effect of Social Transfers and Parental Labor Force Participation // Industrial & Labor Relations Review. 1994. Vol. 48. No 1. P. 48-64.

9. Notten G., Gassmann F. Size Matters: Targeting Efficiency and Poverty Reduction Effects of Means-Tested and Universal Child Benefits in Russia // Journal of European Social Policy. 2008. Vol. 18(3). P. 260-274.

10. Popova D. Distributional Impacts of Cash Allowances for Children: A Microsimulation Analysis for Russia and Europe // Working Papers of Institute for Social and Economic Research, University of Essex. Series EM "EUROMOD Working Paper Series". 2014. No 2. Available at: http://hdl.handle.net/10419/91664.

11. Popova D. Impact Assessment of Alternative Reforms of Child Allowances Using RUSMOD — the Static Tax-Benefit Microsimulation Model for Russia // International Journal of Microsimulation. 2013. Vol. 6. No. 1. P. 122-156.

12. Ravallion M., Lokshin M. Self-Rated Economic Welfare in Russia // European Economic Review. 2002. Vol. 46. No 8. P. 1453-1473.

13. Tamborini C. R., Cupito E. Social Insurance and Children: The Relationship Between Social Security, Economic Well-Being, and Family Context Among Child Recipients // Journal of Children and Poverty. 2012. Vol. 18. No 1. March 2012. P. 1-22.

14. van Lancker W., Ghysels J., Cantillon B. The Impact of Child Benefits on Single Mother Poverty: Exploring the Role of Targeting in 15 European Countries // International Journal of Social Welfare. 2015. Vol. 24. No 3. P. 210-222.

15. van Lancker W., van Mechelen N. Universalism Under Siege? Exploring the Association between Targeting, Child Benefits and Child Poverty Across 26 Countries // Social Science Research. 2015. No. 50. P. 60-75.

Приложение

Описательная статистика индивидов из домохозяйств с детьми, объединенная выборка РМЭЗ НИУ ВШЭ, 2003-2015 годы

Все домохозяйства Домохозяйства Домохозяйства

с детьми с детьми до 1,5 года с детьми от 1,5 года

Доля индивидов, живущих в домохозяйствах, обладающих определенными характеристиками

Тип населенного пункта

1. Областной центр 37,28 38,19 36,87

2. Город (не являющийся областным центром) 26,5 25,64 26,42

3. ПГТ 6,8 6,01 6,89

4. Село 29,41 30,16 29,82

Средний тип населенного пункта

Тип домохозяйства

1. Полная семья 72,28 74 71,79

2. Родитель-одиночка

(в том числе с другими родственниками) 19,08 11,11 19,18

3. Другие семьи 8,64 14,89 9,03

Средний тип домохозяйства

Высшее образование

родителей

У матери или отца есть высшее образование 38,36

Состав домохозяйства

Доля работающих членов домохозяйства

Доля детей в домохозяйстве

Доля пенсионеров в домохозяйстве

Доля индивидов, принадлежащих к бедным домохозяйствам

Абсолютная бедность 33,85

Относительная бедность

Черта бедности — 40%

медианного эквивалентного дохода 10,45

Черта бедности — 50%

медианного эквивалентного дохода 15,92

Черта бедности — 60%

медианного эквивалентного дохода 22,29

Черта бедности — 70%

медианного эквивалентного дохода 29,09

Все домохозяйства с детьми Домохозяйства с детьми до 1,5 года Домохозяйства с детьми от 1,5 года

Субъективная бедность

Черта бедности — 3-я ступень лестницы благосостояния 13,04

Черта бедности — 4-я ступень лестницы благосостояния 33,06

Черта бедности — 5-я ступень лестницы благосостояния 57,87

Ekonomicheskaya Politika, 2017, vol. 12, no. 4, pp. 118-153

Marina G. KOLOSNITSYNA, Cand. Sci. (Econ.), Professor, Department of Applied Economics, National Research University Higher School of Economics (20, Myasnitskaya ul., Moscow, 101000, Russian Federation). E-mail: mkolosnitsyna@hse.ru

Anna V. PHILIPPOVA, Faculty of Economic Sciences, Laboratory for Economic Research in Public Sector, National Research University Higher School of Economics (20, Myasnitskaya ul., Moscow, 101000, Russian Federation).

Email: avfilippova@hse.ru

Child Benefits and Poverty: The Case of Russia

Abstract

25 years have passed since the beginning of the market reforms in Russia. Like other post-soviet countries, in the early 90s, Russia faced a period of sharp decline in real household incomes followed by gradual growth of the welfare of the population. However, income inequality remained a burning problem throughout this time. The poverty headcount is still about 13% on the average and varies greatly depending on territories and socio-demographic groups. Russian poverty has clear specifics: there is a high risk of poverty for families with children. This paper analyses effectiveness of child benefits from various perspectives. We estimate the benefits' impact on the poverty of families with children using the concepts of absolute, relative and subjective poverty. The study is based on the pooled and panel household data from the Russia Longitudinal Monitoring Survey conducted by the Higher School of Economics (RLMS HSE) in 2003-2015. We assess the influence of the child benefits on the probability of poverty using various econometric models. The results are robust and show that the system of child benefits all in all reduce the risk of absolute and relative poverty of the households. However, the subjective perception of poverty is positively correlated with the benefits. The study also reveals leaks and significant gaps in the coverage of poor families with the system of child benefits. Overall, the study confirms low effectiveness of the child benefits system in Russia and indicates a need for improving its targeting.

Keywords: child benefits, absolute poverty, relative poverty, subjective poverty, Russia. JEL: I32,138.

References

1. Burdiak A. Ya., Popova D. O. Prichiny bednosti semei s det'mi (po rezul'tatam obsle-dovaniia domokhoziaistv Leningradskoi oblasti) [Causes of Poverty Among Families with Children (Based on Household Survey in Leningrad Region)]. Spero, 2007, no. 6, pp. 31-56.

2. Determinanty reproduktivnogopovedeniia naseleniia ifaktory semeinogo neblagopoluchiia: Rezul'taty panel'nykh issledovanii [Determinants of Reproductive Behaviours and Factors of Families Ill-Being: Panel Research Results]. L. N. Ovcharova (ed.). Moscow: Independent Institute for Social Policy, 2010.

3. Mareeva S. V., Tikhonova N. E. Bednost' i sotsial'nye neravenstva v Rossii v obshchest-vennom soznanii [Poverty and Social Inequality in Social Perceptions in Russia]. Mir Rossii [Universe of Russia], 2016, vol. 25, no. 2, pp. 37-67.

4. Arcanjo M., Bastos A., Nunes F., Passos J. Child Poverty and the Reform of Family Cash Benefits. The Journal of Socio-Economics, 2013, vol. 43, April, pp. 11-23.

5. Bradshaw J. The Case for Family Benefits. Children and Youth Services Review, 2012, vol. 34, no. 3. pp. 590-596.

6. Denisova I., Kolenikov S., Yudaeva K. Child Benefits and Child Poverty. Center for Economic and Financial Research (CEFIR), 2000. Available at: http://www.cefir.org/ papers/WP6.pdf.

7. Goedhart T., Halberstadt V., Kapteyn A., van Praag B. The Poverty Line: Concept and Measurement. The Journal of Human Resources, 1977, vol. 12, no. 4, pp. 503-520.

8. Jantti M., Danziger S. Child Poverty in Sweden and the United States: The Effect of Social Transfers and Parental Labor Force Participation. Industrial & Labor Relations Review, 1994, vol. 48, no. 1, pp. 48-64.

9. Notten G., Gassmann F. Size Matters: Targeting Efficiency and Poverty Reduction Effects of Means-Tested and Universal Child Benefits in Russia. Journal of European Social Policy, 2008, vol. 18, no. 3, pp. 260-274.

10. Popova D. Distributional Impacts of Cash Allowances for Children: A Microsimulation Analysis for Russia and Europe. Working Papers of the Institute for Social and Economic Research, University of Essex. Series EM "EUROMOD Working Paper Series", 2014, no. 2. Available at: http://hdl.handle.net/10419/91664.

11. Popova D. Impact Assessment of Alternative Reforms of Child Allowances Using RUSMOD — the Static Tax-Benefit Microsimulation Model for Russia. International Journal of Microsimulation. 2013, vol. 6, no. 1, pp. 122-156.

12. Ravallion M., Lokshin M. Self-Rated Economic Welfare in Russia. European Economic Review, 2002, vol. 46, no. 8, pp. 1453-1473.

13. Tamborini C. R., Cupito E. Social Insurance and Children: The Relationship Between Social Security, Economic Well-Being, and Family Context Among Child Recipients. Journal of Children and Poverty, 2012, vol. 18, no. 1, pp. 1-22.

14. van Lancker W, Ghysels J., Cantillon B. The Impact of Child Benefits on Single Mother Poverty: Exploring the Role of Targeting in 15 European Countries. International Journal of Social Welfare, 2015, vol. 24, no. 3, pp. 210-222.

15. van Lancker W, van Mechelen N. Universalism Under Siege? Exploring the Association Between Targeting, Child Benefits and Child Poverty Across 26 Countries. Social Science Research, 2015, no. 50, pp. 60-75.