1

Докладът е форматиран и съставен съгласно изискванията за публикуване в книга с доклади от

международната научна конференция "Следкризисният финансов свят - стагнация или радикална

промяна".

БЕДНОСТ ПО ВРЕМЕ НА КРИЗА – ОПИТЪТ НА БЪЛГАРИЯ

Искрен Пенчев

Икономически Университет Варна

Финансовата и последвалата я икономическа криза в глобален мащаб даде своето

отражение и върху българската действителност. Едно от безспорните проявления на

негативните икономически процеси, характерни за периода след 2008 г., а именно –

свиването на реалния БВП, покащващият се коефициент на безработица, засилващото се

общо усещане за несигурност сред икономическите субекти, безспорно резонираха върху

социалните аспекти на кризата у нас. В този смисъл, общественият дебат, както и

научният интерес през последните години се фокусираха върху ефектите от финансовите

шокове и последвалите промени в реалния сектор върху условията на живот и бедността.

Търсейки своето място в този дебат, настоящият доклад си поставя за цел да

отговори на практически въпрос, а именно – кои са основните макроикономически

фактори, повлияли на динамиката на бедността (дефинирана като относителния дял от

населението, живеещо под изчисления праг на бедност) в България за периода 2008 – 2012

г. Основно средство за постигане на целта е изследване на данните на НСИ за различни

показатели, налични за 28-те области у нас. В структурно отношение, първо ще бъде

представена теоретичната постановка на проблема, като акцентът се поставя на каналите,

посредством които икономическата криза пренася своите ефекти върху бедността в

икономика с относително слабо развита финансова система. Във втората част ще бъдат

посочени и дефинирани отделните показатели, посредством които ще бъдат измерени

бедността и краткосрочните й детерминанти в България, както и методологията на

емпирично моделиране. Третата част представя резултатите от изследването и основните

изводи.

Краткосрочни детерминанти на бедността в условия на криза.

2

Финансовите кризи и характерното за тях свиване на кредита и цените на активите

се отразяват различно в отделните икономики, в зависимост от типа (банково-базирана

или пазарно-ориентирана), и степента на развитие на финансовата им система. По-

конкретно, в икономиките, характеризиращи се със слаби институции и проведена

финансова либерализация (какъвто в частност е българският случай), емпиричната

литература припознава банково-базираните финансови системи като по-ефективни по

отношение на редуциране на бедността1. В този смисъл, настоящото изследване се стреми

да идентифицира макроикономическите фактори, както и ефектите от различни сфери на

държавната политика, които се отразяват върху динамиката на бедността в икономика със

слабо институционално развитие, чиято финансова система е доминирана от финансови

посредници.

Основният механизъм, посредством който финансовата криза "прехвърля" своите

ефекти върху бедността е макроикономическият шок (и съответстващият му ефект върху

растежа и общата несигурност), който от своя страна обхваща ключовите детерминанти на

растежа, а именно - външната търговия, публичните разходи и входящите капиталови

потоци (Фигура 1.1). От своя страна, в по-дезагрегиран аспект, трите механизма на

трансмисия дават своето отражение върху бедността посредством рефлектиране върху

динамиката на заетостта, достъпа до социални трансфери и публични услуги и

капиталовите трансфери2.

Фигура 1. - Механизми на трансмисия между финансовата криза и бедността.

1 Kpodar, K., and Singh, R., "Does Financial Structure Matter for Poverty?", Policy Research Working Paper N 5915,

2011, pp. 2-7. 2 Lustig, N. and Walton, M., "Crises and The Poor: A Template for Action", Washington, DC: World Bank, 2009.

3

Ключов краткосрочен канал на влияние между макроикономическия шок и

бедността е съкращаването на търсенето на труд, било то пряко, или косвено, чрез

свиването на съвкупното търсене на крайни стоки и услуги. В зависимост от

предкризисната производствена структура и на входящите преки инвестиции, по-голямото

относително свиване на търсенето на ниско квалифициран труд естествено води

едновременно до поляризиране в разпределението на доходите и нарастване на бедността,

като резултат от загубата на доходи3.

От една страна публичните разходи в условия на криза бележат тенденция към

разрастване, с оглед на задействането на автоматичните стабилизатори (и по-конкретно на

частта от тях, свързана със социалните трансфери). От друга обаче, по-ниската скорост

на обръщение на паричната единица и свитото съвкупно търсене резултират в

съкращаване на бюджетните приходи. Комбинираното действие на двата ефекта създава

натиск върху бюджета и условия за реализирането на дефицити. В същото време обаче,

традиционно неравномерното разпределение на публичните разходи дори в

предкризисния период и натиска за съкращаване на разходите създават предпоставки за

ограничаване на достъпа до жизнено важни публични услуги (като здравеопазване и

образование) за най-нуждаещите се социални слоеве.

3 В този смисъл моментният ефект от финансовата криза върху бедността се проявява най-силно в експортно

ориентираните отрасли и съответно в административните области, в които те са локализирани.

4

Интертемпоралното взаимодействие между изброените краткосрочни фактори4

(допълнено от редица трудно измерими и специфични характеристики, като регионални

културни, религиозни и демографски специфики, представлява комбинираният ефект

върху бедността.

Динамика на бедността и нейните краткосрочни макроикономически фактори в

България.

Статистическата оценка на влиянието на гореспоменатите фактори изисква

предварителен преглед на техните тенденции. Макар в последващото иконометрично

изследване да се използват данни на ниво административни области, поставената цел

изисква изясняване и на общата характеристика на разглежданите процеси валидни като

цяло за страната.

Фигура 2. – Относителен дял на бедните преди и след социални трансфери, за

периода 2008-2012 г.

4 Разграничаването на краткосрочните ефекти от дългосрочните е трудна задача за решаване. Така

например свиването на заетостта в кратък период може да доведе до отпадане на деца от училище, което от своя страна може да има дългосрочен ефект върху производителността и условията на живот на домакинствата, потърпевши в кратък период.

5

Източник: НСИ. Показателите са изчислени спрямо годината на референтния доход.

След 2008 г., когато ефектите от финансовата криза и нарастващата обща

несигурност в икономиката бележат тенденции към разрастване, относителният дял на

хората, живеещи под линията на бедност преди социалните транфери се повишава през

всяка от разглежданите години, като от 38,8% (общо за страната) през 2008 г. достига до

41,8% през 2012. В същото време, показателят, отчитащ бедността след социални

трансфери има малко по-различна динамика, като бележи стойности от 21,8% през 2008 г.,

достига 22% през 2010 г., след което намалява до 21% през 2012 г. Тази своеобразна

разлика в динамиката на двата показателя (изразяваща нарастваща разлика между

относителния дял на бедните преди и след социалните трансфери) дава основание да се

предположи, че от една страна, в условия на икономическа криза размера на социалните

трансфери расте, а от друга – това нарастване в известна степен спомага за омекотяване на

негативните тенденции на задълбочаване на бедността.

По отношение на краткосрочната динамика на други фактори, представящи

ключови секторни политики, като образование, здравеопазване и заетост, тенденциите

трудно могат да бъдат класифицирани като еднозначни.

Фигура 3 – Фактори, влиящи върху бедността в условия на икономическа криза.

6

Източник: НСИ и изчисления на автора.

Докато коефициентът на заетост за разглеждания период намалява (съответно от

50,8% средно за страната през 2008 г., до 46,6% през 2012 г.), произведената продукция

демонстрира по-скоро слаба променливост. Тези тенденции изразяват нарастващата през

периода производителност на труда, подкрепяща растежа в национален мащаб. От друга

страна, публичните секторни политики предопределят и значителна част от динамиката на

два от показателите за ефективност в сферата на висшето образование и здравеопазване –

относителния дял на населението на възраст между 24 и 64 г. с висше образование и

коефициентът на смъртност на 1000 души от населението. Докато първият показател

демонстрира повишение за периода от 2008 г. до 2012 г. , то вторият, след свиване през

2009 г. спрямо 2008 г., показва тенденция към повишение до 2012 г. От гледна точка на

смисловата интерпретация на данните от Фигури 2 и 3, може да се обобщи, че периода,

върху който настоящото изследвеане се фокусира, относителния дял на бедните в

национален мащаб остава висок по време на кризата, до известна степен „омекотен“ от

системата на социално подпомагане. В същото време, нарастващият дял на хората с висше

образование отразява реофмирането на системата в посока на по-голяма „масовост“,

докато смъртността бележи тенденции към разрастване, а заетостта се свива. От своя

страна, демонстрираните разнопосочни тенденции не позволяват еднозначна оценка на

едновременното (или комбинираното) въздействие на посочените фактори върху

бедността, което налага по-нататъшното използване на инструментите на иконометрията,

с цел получаването на по-добри (в сравнение с описателния анализ) оценки на

разглежданите взаимовръзки.

Данни и методология.

Поради краткия времеви интервал, в настоящото изследване се прави избор да се

използват годишни данни за всички 28 административни области на Републиката (N=28),

които обхващат периода 2008 – 2012 г. (T=5). От практико-приложна гледна точка,

изследването преминава през няколко етапа. Първо се прави проверка за специфични

ефекти в данните и съответно за избор на използвания модел (обединяемост на данните),

чрез теста за случайни ефекти на Брюш-Пейгън. Второ, тъй като N > T се проверява дали

включването на крос секшън и/или времеви фиксирани ефекти ще доведе до понижаване

7

стойността на Шварц критерия. На следващия етап се цели специфицирането на GLS

теглата и метода на ковариация. Тъй като T < 1/2N се прави избор за използването на

Period SUR и White Period. На последния етап от спецификацията се включва зависимата

променлива с един лаг във вектора на обясняващите променливи, като с това се цели да се

минимизира вероятността за пропускане на значими (минали) фактори, обясняващи

вариацията на резултативната променлива.

За да се получат качествени оценки на получените коефициенти и съответно по-

задълбочена смислова интерпретация, посочените стъпки в моделирането се извършват

последователно за няколко уравнения, а именно:

1. 𝑙𝑛𝑝𝑜𝑣𝑖𝑡 = 𝛼𝑖 + 𝛽′(𝑙𝑛𝑠𝑡𝑖𝑡 + 𝑙𝑛𝑑𝑟𝑎𝑡𝑒𝑖𝑡 + 𝑙𝑛ℎ𝑒𝑑𝑢𝑐𝑖𝑡 + 𝑙𝑛𝑝𝑜𝑣(−1)𝑖𝑡) + 𝜀𝑖𝑡 , 𝑖 = 1, … , 𝑁; 𝑡 = 1, … , 𝑇𝑖 ,

2.𝑙𝑛𝑝𝑜𝑣𝑖𝑡 = 𝛼𝑖 + 𝛽′(𝑙𝑛𝑠𝑡𝑖𝑡 + 𝑙𝑛𝑑𝑟𝑎𝑡𝑒𝑖𝑡 + 𝑙𝑛𝑒𝑚𝑝𝑖𝑡 + 𝑙𝑛ℎ𝑒𝑑𝑢𝑐𝑖𝑡 + 𝑙𝑛𝑝𝑜𝑣(−1)𝑖𝑡) + 𝜀𝑖𝑡 , 𝑖 = 1, … , 𝑁; 𝑡 = 1, … , 𝑇𝑖 ,

3. 𝑙𝑛𝑝𝑜𝑣𝑖𝑡 = 𝛼𝑖 + 𝛽′(𝑙𝑛𝑠𝑡𝑖𝑡 + 𝑙𝑛𝑑𝑟𝑎𝑡𝑒𝑖𝑡 + 𝑙𝑛𝑓𝑑𝑖𝑖𝑡 + 𝑙𝑛ℎ𝑒𝑑𝑢𝑐𝑖𝑡 + 𝑙𝑛𝑝𝑜𝑣(−1)𝑖𝑡) + 𝜀𝑖𝑡 , 𝑖 = 1, … , 𝑁; 𝑡 = 1, … , 𝑇𝑖 ,

4.𝑙𝑛𝑝𝑜𝑣𝑖𝑡 = 𝛼𝑖 + 𝛽′(𝑙𝑛𝑠𝑡𝑖𝑡 + 𝑙𝑛𝑑𝑟𝑎𝑡𝑒𝑖𝑡 + 𝑙𝑛𝑓𝑑𝑖𝑖𝑡 + 𝑙𝑛ℎ𝑒𝑑𝑢𝑐𝑖𝑡 + 𝑙𝑛𝑒𝑚𝑝𝑖𝑡 + 𝑙𝑛𝑝𝑜𝑣(−1)𝑖𝑡) + 𝜀𝑖𝑡 , 𝑖 = 1, … , 𝑁; 𝑡 = 1, … , 𝑇𝑖 ,

където 𝑙𝑛𝑝𝑜𝑣𝑖𝑡 е натурален логаритъм на относителния дял от населението, живеещо под

прага на бедност (след социални трансфери); 𝑙𝑛𝑠𝑡𝑖𝑡 е натурален логаритъм на разликата

между относителния дял от населението, живеещо под прага на бедност преди и след

социални трансфери5; 𝑙𝑛𝑑𝑟𝑎𝑡𝑒𝑖𝑡 е натурален логаритъм от коефициентът на смъртност на

1000 души от населението6; 𝑙𝑛𝑒𝑚𝑝𝑖𝑡 е натурален логаритъм от коефициентът на заетост

(включващ лицата на 15 и повече навършени години); 𝑙𝑛ℎ𝑒𝑑𝑢𝑐𝑖𝑡 е натурален логаритъм от

относителния дял на населението на възраст между 25 и 64 години с висше образование;

𝑙𝑛𝑓𝑑𝑖𝑖𝑡 е натурален логаритъм от чуждестранните преки инвестиции в нефинансовите

предприятия към 31.127; грешките 𝜀𝑖𝑡 са независими от обясняващите променливи.

Данните за всички показатели са с източник НСИ.

5 По своя смисъл, този показател се разглежда като апроксиматор на размера на социалните трансфери.

Трябва да се отбележи обаче, че липсата на данни относно "цената" на тези социални трансфери по административни области не позволява да се отграничи размерът им от тяхната ефективност. 6 Показателят е избран за да се контролира широк аспект от трудно измерими фактори, като степен на

застаряване на населението, достъп до здравеопазване, здравна култура и превенция. 7 Показателят е изчислен с натрупване.

8

Очаква се провеждането на посочените процедури последователно за трите

уравнения да даде отговор на въпроса дали основният механизъм на трансмисия от

нарастващия дял на хората с висше образование и натрупването на ПЧИ към бедността

преминава през заетостта. Ако в уравнение 1 коефициентът пред lnheduc е статистически

значим, но в уравнение 2 (където е включена заетостта) тази значимост изчезне, то може

да се предположи, че влиянието на ефектите от секторните политики във висшето

образование върху бедността преминават през заетостта. Сходни са изследователските

търсения и в уравнения 3 и 4, като този път се проверява валидността на заетостта като

канал на влияние между преките инвестиции (с натрупване) и динамиката на бедността.

Резултати и изводи

На първия етап от моделирането, а именно провеждането на теста за обединяемост

на данните, нулевата хипотеза (вариацията сред 28-те административни области е равна на

нула) бе отхвърлена при 1% вероятност за грешка, което резултира във формирането на

балансиран панел с общо 140 наблюдения. След направените проверки на втория етап

(последователното включване на времеви и крос-секшън фиксирани ефекти с цел търсене

на най-ниска стойност на Шварц информационен критерии), бе направен избор за

специфициране на модела без фиксирани ефекти.

Таблица 1 – Резултати от формираните модели

Зависима променлива: Относителен дял на бедните спрямо линията на бедност

(lnpov)

(1) (2) (3) (4)

lnst -0.369537 -0.362103 -0.363531 -0.337254

(0.076835)*** (0.069485)*** (0.076263)*** (0.063617)***

lndrate 0.236143 0.110178 0.254223 0.160705

(0.111995)** (0.092687) (0.105120)** (0.081217)**

lnemp

-0.585995

-0.711126

(0.199180)***

(0.190008)***

lnheduc -0.003415 0.001044 -0.004035 -0.000715

(0.001843)* (0.002370) (0.002444)* (0.002641)

9

lnpov(-1) 0.551353 0.488096 0.554498 0.488391

(0.078769)*** (0.094335)*** (0.079996)*** (0.091108)***

lnfdi

0.005783 0.024255

(0.010547) (0.011885)**

R-squared 0.58 0.59 0.58 0.60 F-статистика (p-value) 36.999 (0.000) 31.33 (0.000) 29.51 (0.000) 27.35 (0.000)

Бележка: Стойностите в скобите представят стандартните грешки.

Във всички от четирите формирани модели размерът на социалните трансфери е

статистически значим при 1% вероятност за грешка, като коефициентът пред него е

отрицателен, което показва, че областите, характеризиращи се с относително по-голям

размер на социалните трансфери имат и относително по-малък брой на живущите под

прага на бедността (Таблица 1). По-нататък, коефициентът на смъртност е положителен и

статистически значим в три от четирите модела, което дава основание за

предположението, че тенденциите му към повишение през разглеждания период са имали

негативен ефект (в посока на нарастване) на показателя за бедност. По отношение на

относителния дял на населението между 25 и 64 години с диплома за висше образование,

коефициентът пред показателя демонстрира слаба (при 10% вероятност за грешка)

значимост в първия модел, която изчезва във втория (при добавянето на заетостта).

Получените резултати показват изключително слабите ефекти от нарастващия дял на

хората с висше образование върху редуцирането на бедността у нас, като очаквано този

минорен ефект преминава през заетостта. Резултатите от третата и четвъртата

спецификация не дават основание за предположението, че ефектът от нарастващия запас

на ПЧИ върху бедността преминава през заетостта.

Проведеното емпирично изследване поставя акцент върху възможностите за

осъществяване на публични политики за редуциране на бедността у нас. Заетостта и

размерът на социалните трансфери очаквано се проявяват като факторите с най-силен

количествен ефект върху бедността. С оглед на това, политиките, насочени към

стимулиране на заетостта и социалната отговорност биха имали позитивен ефект върху

омекотяване на бедността, в условия на криза. Положителната стойност на коефициента

пред дела на хората с висше образование и отрицателната стойност на коефициента пред

показателя за смъртност показват, че публичните политики в сферата на висше

10

образование са имали положителен (макар и изключително слаб) ефект върху бедността,

докато в сферата на достъпността до здравеопазване, мерките по здравна превенция и

подобряване на здравната култура на населението има какво да се желае. Именно в тази

посока следва да бъдат активизирани усилията на законодателя, особено по отношение на

онези административни области, които се открояват с най-висок коефициент на

смъртност.

В заключение, настояшото изследване страда от редица ограничения, като

например късия времеви ред и пропускането на очакваната ендогенност между

обясняваната и обясняващите променливи в използваните спецификации. Посочените

слабости следва да бъдат силен мотив за преодоляването им в следващи изследвания на

посочения проблем, с оглед на неговата социална значимост.

Използвана литература

1 Kpodar, K., and Singh, R., "Does Financial Structure Matter for Poverty?", Policy Research Working Paper N 5915, 2011, pp. 2-7.

2 Lustig, N. and Walton, M., "Crises and The Poor: A Template for Action", Washington, DC: World Bank, 2009.

11