СОДЕРЖАНИЕ

ВВЕДЕНИЕ

ВЛИЯНИЕ СОЦИАЛЬНО-ЭКОНОМИЧЕСКОГО РАЗВИТИЯ НА УРОВЕНЬ ДИФФЕРЕНЦИАЦИИ ДОХОДОВ НАСЕЛЕНИЯ УКРАИНЫ

ВЫВОДЫ

ИСТОЧНИКИ

ВВЕДЕНИЕ

В работе на основе статистических данных о динамике распределения доходов и социально-экономическом развитии определены парные корреляционные связи и построено уравнение регрессии, что дает возможность установить зависимость между степенью дифференциации доходов населения и макроэкономическими показателями, охарактеризованы главные факторы дифференциации доходов населения Украины.

После обретения Украиной независимости главными целями создания новой, социально ориентированной модели отечественной экономики были провозглашены человеческое развитие, обеспечение достойного уровня жизни, экономических свобод, социальной защиты граждан. Однако реальные последствия трансформации экономической системы на рыночных началах, получившие свое проявление во многих отрицательных фактах, в частности, в значительной дифференциации доходов, обнищании народа, росте социальной напряженности в стране, свидетельствуют, что реформаторам не удалось воплотить в жизнь провозглашенные ими красноречивые декларации.

В целом дифференциация доходов населения в обществе, где господствуют рыночные отношения, - явление естественное, закономерное. Неравное имущественное положение членов общества считается одним из мощных стимулов социально-экономического прогресса, но только тогда, когда для каждого гражданина созданы относительно одинаковые возможности реализовать свой потенциал.

Усиление неравенства в распределении доходов заставляет изучить его причины и убеждает в необходимости повысить регулятивное воздействие государства, с тем чтобы социально-экономическая дифференциация населения не достигла критической точки.

ВЛИЯНИЕ СОЦИАЛЬНО-ЭКОНОМИЧЕСКОГО РАЗВИТИЯ НА УРОВЕНЬ ДИФФЕРЕНЦИАЦИИ ДОХОДОВ НАСЕЛЕНИЯ УКРАИНЫ

Взаимосвязи экономического развития и уровня дифференциации доходов в обществе посвящено немало публикаций теоретической и эмпирической направленности. Исследуются два взаимосвязанных аспекта данной проблемы: влияние экономического роста на распределение (дифференциацию) доходов и, наоборот, - влияние дифференциации на экономический рост. Последний влияет на дифференциацию доходов через разнообразные каналы - распределение ресурсов между секторами экономики, ценовую политику, занятость, заработную плату и др., будучи важным условием повышения доходов населения и уменьшения бедности в обществе. В свою очередь, распределение доходов имеет решающее значение для экономического развития, поскольку оно влияет на производительность труда и экономики в целом, обусловливает масштабы бедности при любом уровне среднего дохода на душу населения, сказывается на социальной стабильности в стране.

Изучению этой темы положил начало С. Кузнец, Нобелевский лауреат по экономике (1971), в труде "Экономический рост и экономическое неравенство", где изложил гипотезу, согласно которой на ранних стадиях роста неравенство в распределении доходов увеличивается, потом стабилизируется и, наконец, по достижении экономикой определенного уровня начинает сокращаться. Графически эта зависимость отражается как перевернутая U-образная кривая.

Статья С. Кузнеца вызвала оживленную дискуссию. Научную правоту выдвинутой 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 незначительную систематическую взаимосвязь между экономическим ростом и изменением неравенства. Существенную обратную связь между экономическим развитием и неравенством доходов на фоне экономических трансформаций в странах Восточной Европы 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, что дифференциация благоприятно сказывается на экономическом росте. Вместе с тем многие зарубежные исследования, осуществленные на основе регрессионного анализа, подтверждают, что большее равенство в распределении доходов является желательным для обеспечения социальной справедливости и для стимулирования экономического роста.

Представляют интерес для решения поставленных проблем исследования, осуществленные международными организациями. Так, эксперты Мирового банка указывают, что экономический рост имеет своим результатом повышение спроса на рабочую силу и заработной платы, сокращение безработицы, увеличение производительности труда, позволяет масштабнее финансировать социальную сферу и является непременным фактором преодоления бедности, способствуя сокращению чрезмерной дифференциации, повышению благосостояния всех слоев населения.

В трудах российских ученых, таких как В. Бобков, С. Кузнецов, Н. Рабкина, Н. Римашевская, А. Суворов и др., этому вопросу также уделяется пристальное внимание. Оперируя крупными массивами статистических данных, ученые исследуют влияние макроэкономических процессов и отдельных социально-экономических факторов на доходную стратификацию населения.

Различные аспекты связи экономического развития и дифференциации доходов 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 результатов среди всех групп населения, является почвой для повышения благосостояния каждого гражданина, преодоления чрезмерной дифференциации и бедности, но ни в коем случае не может автоматически устранить бедность, уберечь от угрозы социальных потрясений, гарантировать безопасное существование человека в обществе. Мировой опыт, включая и украинский, показывает, что экономический рост сопровождается резкими диспропорциями в региональном развитии и увеличением неравенства в доходах, и обе эти проблемы требуется решать при помощи действенных мер государственной политики.

Таким образом, изучение литературных источников убедило в определенной антиномичности взглядов ученых на данный вопрос: с одной стороны, экономический рост представляет собой весомый фактор преодоления бедности и повышения доходов в обществе, с другой - он может оказывать отрицательное влияние на жизнь общества, если происходит поляризация в социально-экономическом положении отдельных слоев.

В предлагаемой статье мы предприняли попытку исследовать влияние конкретных явлений социально-экономического развития Украины на дифференциацию доходов населения, использовав данные официальной статистики. Чтобы установить взаимосвязи, нужно исследовать степень зависимости дифференциации доходов от макроэкономических факторов. Статистика еще не накопила информации, достаточной для того, чтобы построить надежную многофакторную регрессионную модель, при помощи которой можно было бы всесторонне осветить интересующую нас проблему. Однако данные Госкомстата Украины о динамике уровня дифференциации доходов населения 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 степени дифференциации доходов и отдельными социально-экономическими показателями. С этой целью изучены наличие и плотность связи между дифференциацией доходов (расходов) населения (коэффициентом Джини), с одной стороны, и такими макроэкономическими факторами, как ВВП, производительность труда в промышленности, инфляция, безработица, с другой стороны. Два первых из названных факторов могли оказывать обратное, а два последних - прямое влияние на динамику неравенства населения по доходам.

В анализе использовались следующие показатели: среднегодовые темпы роста ВВП, индекс потребительских цен, уровень безработицы по методологии МОТ. При помощи показателя индекса реальных доходов населения определялась зависимость между изменениями уровня реальных доходов граждан и уровнем дифференциации денежных доходов. Чтобы определить зависимость между изменением пенсионной нагрузки на работающих и величиной дифференциации доходов, использовалось соотношение количеств занятых в экономике и пенсионеров. Для характеристики распределительной политики государства применен показатель доли социальных трансфертов в ВВП и соотношения минимальной заработной платы с величиной прожиточного минимума (ПМ), для оценки влияния изменения производительности труда на уровень дифференциации - индекс производительности труда в промышленности. С целью установления связи между изменением уровня заработной платы и дифференциацией доходов населения использовался показатель индекса реальной среднемесячной заработной платы. Показателем степени дифференциации доходов населения в исследовании служил коэффициент Джини, который рассчитывается не только для изучения уровня дифференциации и характера изменений в распределении доходов общества, но также и для осуществления международных и межрегиональных сравнений уровня концентрации доходов. В случае равномерного распределения каждая группа населения получает доход, пропорциональный ее численности, и коэффициент Джини принимает значение 0; при чрезмерной дифференциации подавляющая часть доходов сосредоточена в немногочисленной группе, и коэффициент Джини стремится к 1.

Исходная статистическая информация приведена в таблице 1.

Статистическая оценка плотности взаимосвязи между показателями получена на основе коэффициента корреляции Пирсона, методы расчета, аналитическая форма, пути применения которого широко представлены в научной литературе. Установлено, что корреляционная зависимость между индексом Джини и динамикой ВВП, индексом реальных доходов и заработной платы, пенсионной нагрузкой и производительностью труда является значимой (табл. 2). Между индексом потребительских цен, уровнем безработицы, отношением минимальной заработной платы к прожиточному минимуму, долей трансфертов в ВВП и коэффициентом 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 Джини не выявлена тесная связь: коэффициент корреляции между этими показателями составляет 0,65. Это противоречит мнению, что инфляция представляет собой один из решающих факторов роста дифференциации доходов населения, поскольку малообеспеченные слои больше всего страдают от повышения цен на основные потребительские товары. Можно предположить, что цены на товары первой необходимости благодаря сдерживающей политике государства росли меньшими темпами, чем цены на "элитные" товары, поэтому инфляционные процессы незначительно влияли на доходы малообеспеченных. Такие результаты могут объясняться 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: Бюлетень Національного банку України № 1 (154), 2006, с. 32-34; Витрати і ресурси домогосподарств України в 2006 році (за даними вибіркового обстеження умов життя домогосподарств України). К., ДержкомстатУкраїни, 2007,478 с.; Моніторинг макроекономічнихта галузевих показників. Вип. 4 (72). К., Мінекономіки, 2006,92с; Статистичний щорічникУкраїниза2002рік. К., 2003,663 с; Статистичний щорічник України за 2006 рік. К., 2007, 597 с

Коэффициент корреляции между индексом Джини и уровнем безработицы составляет - 0,01, что свидетельствует о несущественности связи и подтверждает тот факт, что безработица не является основным фактором дифференциации денежных доходов в Украине. Можно предположить, что существующая ситуация вызвана низкой оплатой труда, когда занятость не гарантирует соответствующего уровня дохода.

Намного сложнее анализировать взаимосвязь между долей социальных трансфертов в ВВП и индексом Джини. Во-первых, не установлена тесная корреляция между этими показателями (коэффициент Пирсона равен -0,57). Во-вторых, для данных до 2004 г. коэффициент корреляции был положительным (0,771), что говорит о прямом влиянии на дифференциацию доходов: повышение доли социальных трансфертов в ВВП приводило к увеличению дифференциации, хотя этот инструмент распределительной политики государства должен служить снижению дифференциации. То есть распределительная политика государства неэффективна. Исследователи считают, что причиной ослабления положительного влияния социальных трансфертов на распределение являются снижение доли некоторых из них (таких как помощь семьям) и повышение доли пенсий в структуре доходов 16. Ученые настаивают на том, что следует применить адресную социальную помощь; это даст возможность избежать ошибок (то есть исключить из числа получателей тех, кто в помощи не нуждается, и включить в число получателей тех, кому помощь не назначена, хотя и крайне необходима). Если учитывать данные за 2001-2006 гг., то коэффициент меняет свой знак на противоположный, то есть повышение доли трансфертов ВВП уменьшало дифференциацию 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. ** Корреляция существенная (р < 0,01).

Между индексами реальных доходов населения (реальной заработной платой) и коэффициентом Джини обнаружена особенно тесная связь: коэффициенты корреляции равны -0,83 и -0,92. Отрицательная величина указывает на обратный характер связи, то есть с ростом реальных доходов и повышением уровня реальной заработной платы населения социальное расслоение ослабевает. Установлена связь между дифференциацией доходов и динамикой ВВП (коэффициент корреляции Пирсона равен -0,88); знак "минус" указывает на обратную связь, то есть рост ВВП уменьшает дифференциацию денежных доходов населения. Анализ данных о росте производительности труда в промышленности подтверждает достаточно тесную обратную связь с показателем дифференциации -0,81, то есть повышение производительности труда ведет к снижению уровня дифференциации доходов населения. Установлено, что пенсионная нагрузка имеет тесную взаимосвязь с расслоением населения по доходам (коэффициент корреляции равен 0,82), то есть рост количества пенсионеров по сравнению с количеством занятых и повышение экономической нагрузки на работающих вызывают большее имущественное расслоение населения.

Если корреляционный анализ позволяет установить степень связи между отдельными показателями, то благодаря регрессионному анализу можно определить вид этой связи и спрогнозировать величину одной переменной (зависимой), отталкиваясь от величины другой. По результатам проведенного нами корреляционного анализа было сокращено количество показателей для построения регрессионных уравнений до четырех. Среди них: среднегодовые темпы роста ВВП, индекс реальной среднемесячной заработной платы, пенсионная нагрузка, индекс производительности труда в промышленности. Между остальными признаками, которые можно было бы использовать для построения регрессионной модели, существует тесная взаимосвязь. Среди двух признаков, имевших высокий показатель корреляции с коэффициентом Джини, одна обесценивает влияние другой, если они включены в регрессионную модель одновременно. Это, в свою очередь, снижает ценность отдельных регрессионных моделей и отрицательно влияет на адекватность регрессионных уравнений.

При построении моделей мы учитывали, что конечная статистическая модель должна соответствовать ряду требований, а именно: объяснять не менее 60% вариации результативного признака (Я2 > 60%); стандартное отклонение не может превышать 5% от среднего уровня; все оценки коэффициентов конечного уравнения должны быть статистически значимыми при а = 0,05; кроме того, результативный и факторный признаки были прологарифмированы для выполнения условий нормальности соответствующих распределений.

По результатам проведенного анализа было построено несколько регрессионных уравнений, которые отличаются набором факторных переменных:

lnyt = a0 +а1 lnxf1 +a2lnxf2 ,

где In у, - результативная переменная (натуральный логарифм коэффициента Джини);

хп, xG - факторные переменные;

а0- свободный член уравнения регрессии (в общем случае - это значение логарифма коэффициента Джини при нулевых значениях других факторных признаков, In хп, In ха не могут быть равны нулю); а, -коэффициенты регрессии, отражающие степень изменения коэффициента Джини в зависимости от факторных признаков, /=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.

По характеристикам качества моделей (значению коэффициента детерминации, F-критерию, f-статистикам) выявлено, что наиболее адекватным, то есть таким, что способно реально описать связь между коэффициентом Джини и выбранными факторными переменными, является двухфакторноеуравнение (^.Характеристики данной регрессионной модели рассчитаны при помощи процедур пакета SPSS.10.

Характеристики полученного регрессионного уравнения можно интерпретировать следующим образом: свободный член уравнения (а^) - это постоянная величина, характеризующая значение логарифма коэффициента Джини при нулевых значениях других факторных признаков. То есть коэффициент Джини составит ехр(4,045) = 53,11 при условии, что другие факторы, включенные в модель, не будут влиять на уровень дифференциации.

Коэффициент регрессии при In хп (-0,736) означает, что с увеличением 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 анализа статистических данных за 10 лет (1996-2006 гг.) можно утверждать, что экономическое развитие в Украине, которое в нашем исследовании выражается среднегодовым темпом роста ВВП, оказывало снижающее влияние на уровень дифференциации доходов населения.

Коэффициент регрессии при In xa (0,441) показывает, что с увеличением значения натурального логарифма пенсионной нагрузки, при прочих равных условиях, на единицу величина натурального логарифма коэффициента Джини возрастет на 0,441, а его значение - в ехр(0,441 )=1,554 раза. То есть рост пенсионной нагрузки приводит к увеличению дифференциации.

Сравнение прямой оценки коэффициента Джини в 2006 г. (32,7) с оценкой, полученной в ходе моделирования (32,42), свидетельствует об их достаточной близости.

Таким образом, сильнее всего влияют на дифференциацию денежных доходов населения такие факторы, как валовой внутренний продукт, производительность труда, пенсионная нагрузка, уровень реальных доходов и реальной заработной платы населения. Установлено, что социальные трансферты не имеют решающего значения для уровня дифференциации денежных доходов (расходов), а повышение доли социальных трансфертов ВВП до 2004 г. вызывало увеличение дифференциации.

ВЫВОДЫ

Мы показали, что темпы роста ВВП и реальных доходов существенно сказываются на уровне дифференциации в обществе. Вместе с тем следует подчеркнуть, что экономический рост не приводит автоматически к преодолению бедности и уменьшению чрезмерной дифференциации. Только тогда, когда его результаты направлены на достижение целей человеческого развития, можно говорить о решении социальных проблем. Опыт развитых стран убеждает, что лишь благодаря существенным государственным инвестициям в человеческий капитал и прогрессивной системе социальных мер возможно уменьшить неравенство в распределении доходов и достигнуть согласия в обществе. Социальное развитие - это и следствие, и решающий фактор экономического роста, ведь повышение уровня жизни является стимулом к труду, источником платежеспособного спроса, гарантией доверия граждан к властным структурам. Для подъема уровня жизни населения Украины необходимо принимать меры государственной политики, направленные на наиболее рациональное использование результатов экономического роста. Речь идет о создании условий для подъема ВВП на основе увеличения занятости, повышения производительности и оплаты труда, усиления эффективности действующей системы трансфертных платежей, обеспечения социальных стандартов (в частности, минимальной заработной платы), улучшения демографических характеристик населения.

ИСТОЧНИКИ

Kuznets S. Economic Growth and Income Inequality. "American Economic Review" № 1 (45), 1955, p. 1-28.

Вагго R. Inequality and Growth in a Panel of Countries. "Journal of Economic Growth" № 1(5), 2000, p. 5-32

Bourguignon F.ThePoverty-Growth-InequalityTriangle, "\\brldBank Wsrking Paper" № 28102, 2004

Bourguignon F. Equity and economic growth: permanent questions and changing answers? "DELTA Working Papers" № 96-115, 1996, p. 98-103

Кuznets S. Economic Growth and Income Inequality. "American Economic Review" № 1 (45), 1955, p. 1—28

Peго11іR. Growth, Income Distribution and Democracy: What do the Data Say? "Journal of Economic Growth" № 1 (2), 1996, p. 149-187

Robins on S.ANote on the U-hypothesis relating Income Inequality and Development. "American Economic Review" № 3 (66), 1976, p. 437-440.

Deininger K., Squire L. A New Data Set Measuring Income Inequality. " Wbrld Bank Economic Review" № 10,1996, p. 565-591

Deininger K., Squi re L. Economic Growth and Income Inequality: Re-examining the Links. "Finance and Development" № 1 (34), 1997, p. 38-41.

Ravallion M.,Chen S. What Can New Survey Data Tell Us about Recent Changes in Distribution and Poverty? "World Bank Economic Review" № 2(11), 1997, p. 357-382.

Кa1dоr N. Alternative Theories of Distribution. "Review of Economic Studies" № 2 (23), 1956, p. 94-100

Tоdaго M. P. Economic Development. Harlow, Addison-Wesley? Longman, 1997, 312 p.

Вenabоu R. Inequality and Growth. NBER Macro Annual 1996. Cambridge, MIT Press, 1997, p. 11-76.

Alesina A.,Rodrik D. Distributive Politics and Economic Growth. "The Quarterly Journal of Economics", vol. 109(2), 1994, p. 465 —490

Вourguigno n F. Equity and economic growth: permanent questions and changing answers? "DELTA Wbrking Papers" № 96-115, 1996, p. 98-103

Deininger K., Squire L. New Viays of Looking at Old Issues. "Journal of Development Economics" № 57,1998,p. 259-287

Alsop M.,Teal F. Income, Productivity and Inequality: What does the macro-evidence show? Centre for the Study of African economies, University of Oxford, 2004, ww.wae.ox.ac.uk/coriferences/2004-GPRaHDiA/papers/3f-Teal-CSAE2004.pdf.

Доклад по оценке бедности. Российская Федерация. "Сотрудничество" № 39-40, 2004, с. 1—30

Алам А.,Мурти М.,Емцов Р. Рост, бедность и неравенство: Восточная Европа и бывший Советский Союз. Вашингтон, Всемирный банк, 2005, 322 с.

Бобков В. Анализ социально-экономической дифференциации. "Экономист" № 7, 2003, с. 10-20

Кузнецова Е.,Кузнецов С. Процессы дифференциации доходов населения и их государственное регулирование. "Экономист" № 4, 2004, с. 46—53

Россия: 10 лет реформ. Социально-демографическая ситуация. Материалы круглого стола. М., РИД ИСЕПН, 2002, 368 с.

Гнибіденко І.Ф. Вплив соціально-економічної політики на соціальну безпеку та рівень життя населення України. "Демографія та соціальна економіка" № 2, 2006, с. 124— 126

Звіт з людського розвитку в Україні за 2008 рік. Людський розвиток і європейський вибір України. - К, ПРООН Україна, 2008, 124 с

Людський розвиток в Україні: можливості та напрями соціальних інвестицій. - К, Інститут демографії та соціальних досліджень НАН України, 2006,356 с.

Черенько Л.М., Зотова О.О., Крикун О.І., Латік В. В. та ін. Рівень життя населення.- К., "Консультант", 2006, 428 с.

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.

Черенько Л.М. Проблеми вибору моделі соціального розвитку. "Демографія та соціальна економіка" № 2, 2006, с. 115-124.

Звіт з людського розвитку в Україні за 2008 рік. Людський розвиток і європейський вибір України, с. 18.

Венецкий И.Г., Венецкая В.И. Основныематематико-статистические понятия и формулы в экономическом анализе. - М., 1979, 258 с.