1.00

(0.39)

Либеральный

0.79

(0.43)

Средиземноморский

0.57

(0.39)

Восточная Европа

0.31***

(0.32)

Константа

1.11

(0.27)

sd(Константа)

0.58

[0.44; 0.78]

sd(Доверие)

0.05

[0.04; 0.08]

N

48101

Значения стандартных ошибок в скобках

^* p < 0.05, ^** p < 0.01, ^*** p < 0.001

В модель (10) в качестве характеристик социальной политики включены фиктивные переменные для режимов социальной защиты (Табл. 6.). За базовую категорию принят социально-демократический режим социального обеспечения, так как расходы на социальную политику в странах этого режима в среднем превышают расходы в других странах. Только страны Восточной Европы статистически отличаются от государств социально-демократического режима: в странах Восточной Европы шанс попасть в категорию удовлетворённых доходами домохозяйства примерно в три раза меньше по сравнению со странами социально-демократического типа.

В Приложении 3 представлены результаты проверки на наличие влиятельных наблюдений (проверка проводится относительно второго уровня). Полученные нами коэффициенты устойчивы к исключению стран, попадающих во влиятельные наблюдения по разным предикторам, следовательно, мы можем оценивать модели на исходной выборке без исключения каких-либо стран.



Рис. 2. Недовольство экономическим благополучием по режимам социальной защиты (1-социально-демокартический, 2-консервативно-корпоратистский, 3-либеральный, 4-средиземноморский, 5-страны Восточной Европы).

На следующем этапе анализа мы рассмотрели данные за все доступные волны European Social Survey для того, чтобы иметь возможность протестировать гипотезы по режимам социальной защиты:

1. Социально-демократический/«всеохватный» режим: Дания, Финляндия, Нидерланды, Норвегия, Швеция за все семь волн (63 158 наблюдений).

2. Консервативно-корпоратистский режим: Австрия (1, 2, 3, 7 волны), Бельгия, Швейцария, Германия, Франция за все волны (67 096 наблюдений).

3. Либеральный режим: Исландия (2, 6 волны), Ирландия, Великобритания за все волны (32 488 наблюдений).

4. Средиземноморский режим: Кипр (3, 4, 5, 6 волны), Греция (1, 2, 4, 5 волны), Италия (1, 2, 6 волны), Испания и Португалия за все волны (45 125 наблюдений).

5. Восточная Европа: Болгария (3, 4,5,6 волны), Чехия, Эстония (кроме первой), Венгрия, Литва (5, 6, 7 волны), Польша, Россия (3, 4, 5, 6 волны), Словения, Словакия (кроме первой и седьмой), Украина (2, 3, 4, 5, 6 волны) (101 059 наблюдений).

В социально-демократическом режиме генерализованное доверие, социальная политика и эффект взаимодействия между ними - статистически значимые предикторы. Если уровень доверия равен единице, то увеличение доли социальных выплат на одну единицу измерения в среднем при прочих равных увеличивает шанс быть удовлетворённым доходами домохозяйства на 4% (с учётом эффекта взаимодействия). Таким образом, для группы стран социально-демократического режима наблюдается эффект замещения между социальным капиталом и социальной политикой. Для мужчин шанс быть оптимистичными по поводу доходов домохозяйства в среднем при прочих равных больше на 34%. Возраст и одобрение деятельности правительства оказывают статистически значимый положительный эффект на субъективное экономическое благополучие. Уровень безработицы как показатель на уровне страны статистически значим: с увеличением этого предиктора на единицу измерения в среднем при прочих равных шанс быть удовлетворённым доходом домохозяйства на 10% меньше.

В странах консервативно-корпоратистской системы социального обеспечения также наблюдается эффект замещения. При равенстве доли социального обеспечения единице с увеличением генерализованного доверия на единицу измерения шанс оказаться в группе удовлетворённых экономическим благополучием домохозяйства увеличивается на 21%. В отличие от стран «всеохватного» режима увеличение возраста статистически значимо уменьшает шанс быть удовлетворённым экономическим положением домохозяйства.

В государствах либерального режима при включении эффекта взаимодействия и социальный капитал, и социальная политика теряют значимость. Статистически значимым предиктором на уровне страны является уровень безработицы. С ростом этого показателя на единицу шанс попасть в группу удовлетворённых доходом своего домохозяйства в среднем при прочих равных уменьшается на 9%. Такой результат объясним, так как услуги социального обеспечения в этих странах по большей части находятся в руках частных предпринимателей, а следовательно, экономическая ситуация имеет решающее значение для субъективного экономического благополучия. Одобрение политики правительства и показатель образования производит положительный эффект, в то время как возраст - отрицательный эффект.

Страны средиземноморского режима и Восточной Европы дают схожие результаты по значимости и направлению связи. В обеих группах социальная политика - статистически незначимый предиктор наряду с эффектом взаимодействия, а показатель социального капитала оказывает положительный эффект на оценку экономического благополучия. Увеличение возраста для обеих групп уменьшает шанс быть удовлетворённым экономическим положением, а одобрение правительства и количество лет образования увеличивают шанс. Как и во всех других группах для мужчин шанс быть в группе удовлетворённых доходом домохозяйства больше, чем для женщин.

Направление связи и обоснование объяснительного механизма

Объяснительные механизмы проиллюстрированы нами с помощью path analysis, который обычно используется для анализа взаимосвязей между несколькими переменными в рамках одной модели. При этом в анализ не включается влияние какого-то латентного фактора - рассматриваются только данные наблюдаемые показатели. Нами рассматриваются самые простые рекурсивные (recursive) модели. Тестируются два объяснительных механизма:

1. Прямой эффект социальной политики на уровень субъективного экономического благополучия. Переменные на уровне респондента - пол, возраст, образование, одобрение правительства, генерализованное доверие - напрямую связаны с зависимой переменной. Между долей социальных выплат и субъективным благополучием - прямая связь. В свою очередь, безработица как характеристика экономической ситуации оказывает как прямой эффект, так и опосредованный эффект через систему социальной защиты.

2. Опосредованный эффект социальной политики через объективные экономические показатели (в данном случае через доходы домохозяйства) (Рис. 4.). При включении в модель дохода респондента было удалено около 8000 пропущенных наблюдений. В данной модели, как и в предыдущей, переменные на первом уровне связаны с откликом напрямую. Социальная политика оказывает как прямой эффект, так и опосредованный эффект через уровень дохода респондента. Уровень безработицы связан с субъективным экономическим благополучием напрямую, через социальную защиту и через доход респондента.

В силу того, что выборка имеет многоуровневую структуру, а отклик - бинарная переменная, оценка производилась обобщённым моделированием структурными уравнениями (generalized structural equation model - GSEM). Модель включает в себя несколько регрессионных уравнений.

В модели, где предполагается прямой эффект социальной политики (Табл. 8.), мы можем интерпретировать коэффициенты без преобразований. Таким образом, мы видим, что социальная политика положительно связана с субъективным экономическим благополучием (в среднем при прочих равных с увеличением доли ВВП на социальное обеспечение на один процент вероятность быть удовлетворённым экономическим положением домохозяйства растёт на 7,6%). Все коэффициенты в модели статистически значимы, кроме коэффициента для переменной возраста. Эффект безработицы будет следующим: -0,48-0,09*0,073?-0,49. При увеличении показателя безработицы на единицу измерения в среднем при прочих равных вероятность оказаться в категории удовлетворённых экономическим благополучием уменьшается примерно на 39% (1-exp(-,049)).

В модели с опосредованным эффектом интерпретация будет иной, так как общий эффект социальной политики складывается из прямого и опосредованного эффектов: 0,08+0,02*0,31=0,0862. Таким образом, в среднем при прочих равных с увеличением доли ВВП на социальное обеспечение на один процент вероятность быть удовлетворённым доходами домохозяйства увеличивается на 9% (1-exp(0,0862)). То есть при включении в анализ опосредованного эффекта сила связи между социальной политикой и субъективным экономическим благополучием увеличивается. Эффект безработицы также складывается из нескольких компонент: -0,03-0,12*0,0862-0,09*0,31?-0,068. С увеличением показателя безработицы на единицу измерения в среднем при прочих равных вероятность быть удовлетворённым экономическим благополучием домохозяйства уменьшается на 7%. Добавление в модель дохода респондента ослабляет общий эффект безработицы.

Таблица 5. Прямой эффект

	beta	odds ratio
Экономическое благополучие <- Доверие	0,16***	1,174
Экономическое благополучие <- Пол	0,32***	1,377
Экономическое благополучие <- Возраст	0,0008	1,001
Экономическое благополучие <- Одобрение правительства	0,0051***	1,005
Экономическое благополучие <- Образование	0,1***	1,105
Экономическое благополучие <- Социальная защита	0,073***	1,076
Экономическое благополучие <- Безработица	-0,48***	0,619
Социальная защита <- Безработица	-0,09***
Var(Социальная защита)	17,58

Таблица 6. Опосредованный эффект

	beta	odds ratio
Экономическое благополучие <- Доверие	0,15***	1,16
Экономическое благополучие <- Пол	0,27***	1,31
Экономическое благополучие <- Возраст	0,007***	1,01
Экономическое благополучие <- Одобрение правительства	0,0065***	1,01
Экономическое благополучие <- Образование	0,05***	1,05
Экономическое благополучие <- Доход респондента	0,31***	1,36
Экономическое благополучие <- Социальная защита	0,08***	1,08
Экономическое благополучие <- Безработица	-0,03***	0,97
Доход <- Социальная защита	0,02***
Доход <- Безработица	-0,09***
Социальная защита <- Безработица	-0,12***
Var(Социальная защита) Var(Доход)	17,58 7,78

Для моделей GSEM в Stata не предусмотрен подсчёт критериев качества. Для этого класса моделей доступно сравнение с помощью информационных критериев Акаике и Шварца. В Приложении 4 представлены меры качества для SEM, где за зависимую переменную был принят показатель удовлетворённости экономическим положением домохозяйства в исходной шкале, а многоуровневая структура данных не учтена. Это позволит нам хотя бы приблизительно оценить необходимость включения в модель опосредованного эффекта. Для модели с прямыми эффектами показатели TLI и CFI ближе к 1. Мера SRMR не превышает пороговое значение 0,08 для обеих моделей. Мера RMSEA близка к границе 0, 06 для обеих моделей. Таким образом, для случая оценки SEM модель без опосредованного эффекта лучше, чем с его включением.

Таблица 7. Информационные критерии

	AIC	BIC
Прямой	329203	329299
Опосредованный	790367	790508

Тем не мене, как уже было упомянуто, модели GSEM возможно сравнить только с помощью информационных критериев. Согласно значениям критериев AIC и BIC выбор должен быть сделан в пользу более простой модели - без опосредованной связи (Табл. 7). Таким образом, модель наиболее очевидного механизма влияния через объективные экономические показатели оказалась на нашей выборке менее качественной, нежели модель механизма, предполагающего прямой эффект. Это подтверждает наши предположения о том, что система социальной защиты непосредственно связана с субъективным экономическим благополучием.

Таблица 8. Обозначения на схемах path analysis

ppltrst	Доверие
stfgov	Одобрение правительства
agea	Возраст
gender	Пол
eduyrs	Образование
hinbi	Субъективное экономическое благополучие
hinctnta	Доход
unempl	Безработица
socialprotection	Социальная защита

Рис. 3. Опосредованная взаимосвязь



Рис. 4. Прямая взаимосвязь

2.2 Обсуждение результатов анализа

В данном разделе полученные результаты будут проверены на устойчивость и интерпретированы относительно выдвинутых в работе гипотез, а также с точки зрения существующих исследований.

Для проверки результатов на устойчивость нами был оценён ряд моделей с альтернативными ключевыми предикторами. На предыдущем этапе анализа в качестве характеристики социального капитала нами рассматривался уровень генерализованного доверия (доверия всем людям в целом). В модели (11) и (12) показателем социального капитала выступает переменная участия в волонтёрских организациях (чем выше показатель, тем реже респондент участвует в волонтёрской работе). Рассмотрение этого показателя корректно, так как, например, Р. Патнэм (Robert Putnam) называл участие в ассоциациях одной из составляющих социального капитала. Участие в волонтёрских организациях - статистически значимый предиктор (модель (11)). С увеличением показателя участия в волонтёрских организациях на единицу измерения (то есть с понижением участия) в среднем при прочих равных вероятность быть удовлетворённым экономическим благосостоянием домохозяйства меньше на 8%. При замене предиктора социального капитала все остальные коэффициенты сохранили значимость и направление взаимосвязи. Социальная политика по-прежнему оказывает положительный статистически значимый эффект на отклик. В модель (12) был добавлен эффект взаимодействия между социальным капиталом и показателем социальной политики. В данном случае наблюдается эффект замещения между показателями. Это расходится с результатами для показателя доверия (модель (9)), но соответствует результатам, полученным для показателя доверия при разбиении на группы по режимам социальной защиты для социально-демократического и консервативно-корпоратистского режимов.

В моделях (13) и (14) в качестве прокси для закрытого/“bonding” социального капитала взяты частота встречи с друзьями и родственниками, а также количество людей, с которыми респондент может обсудить личные вопросы. Оба показателя статистически незначимы, при этом показатель социальной политики и другие предикторы сохраняют значимость и направление взаимосвязи. Связь респондента с близким окружением незначима для его субъективного экономического благополучия. Некоторыми исследователями был показан значимый негативный эффект закрытого социального капитала на уровень экономического развития, то есть негативный эффект показателя на макроуровне. В свою очередь, нами было показано, что на микроуровне эффект закрытого социального капитала не наблюдается, что также подтверждает наш аргумент о существовании разных объяснительных механизмов для объективных и субъективных показателей.

Устойчивость результатов к замене предиктора социальной политики показывает модель (15). В ней в качестве индикатора системы социальной защиты выступает доля безработных, получающих пособия по безработице. Данный показатель можно принять как характеристику типа солидарности/стратификации по Г. Эспинг-Андерсену, то есть как то, насколько система социальной защиты «охватывает» уязвимую группу (в данном случае группу безработных). С увеличением доли безработных, получающих пособия, на один процент в среднем при прочих равных вероятность для респондента оценивать своё экономическое состояние как благополучное больше на 2%. Уровень безработицы потерял значимость в модели, что, возможно, связано с тем, что доля получающих пособие характеризует не только систему социального обеспечения, но и ситуацию на рынке труда. Показатель доверия при этом сохраняет положительный статистически значимый эффект. Полученные результаты согласуются с тем, что было выявлено на предыдущем этапе анализа, а значит, можно говорить об устойчивости эффекта.

Таблица 9. Проверка на устойчивость
	(11)	(12)	(13)	(14)	(15)
Волонтёр	0.92***	0.82***
	(0.01)	(0.03)
Пол	1.33***	1.33***	1.33***	1.33***	1.33***
	(0.02)	(0.02)	(0.02)	(0.02)	(0.03)
Возраст	0.95***	0.95***	0.95***	0.95***	0.96***
	(0.00)	(0.00)	(0.00)	(0.00)	(0.00)
Возраст2	1.00***	1.00***	1.00***	1.00***	1.00***
	(0.00)	(0.00)	(0.00)	(0.00)	(0.00)
Одобрение правительства	1.00***	1.00***	1.00***	1.00***	1.00***
	(0.00)	(0.00)	(0.00)	(0.00)	(0.00)
Образование	1.14***	1.14***	1.14***	1.14***	1.13***
	(0.00)	(0.00)	(0.00)	(0.00)	(0.00)
Социальная защита	1.09*	1.05	1.09*	1.09*
	(0.04)	(0.04)	(0.04)	(0.04)
Волонтёр x Социальная защита		1.01*** (0.00)
Безработица	0.92*	0.91*	0.92*	0.91*	0.95
	(0.04)	(0.04)	(0.04)	(0.04)	(0.03)
Встречи			1.00
			(0.00)
Личные вопросы				1.00
				(0.00)
Доверие					1.11***
					(0.00)
Доля безработных с пособиями					1.02*** (0.01)
Константа	0.96	1.71	0.58	0.59	0.46
	(0.74)	(1.3)	(0.76)	(0.76)	(0.23)
sd(Константа)	0.82	0.82	0.84	0.84	0.73
	[0.62; 1.06]	[0.62; 1.07]	[0.64; 1.1]	[0.64; 1.1]	[0.55; 0.96]
N	48101	48101	48101	48101	48101

Далее нами была оценена исходная модель с включением показателя социальной политики и социального капитала на расширенной выборке, состоящей из всех стран за все семь волн European Social Survey. Были получены схожие по значимости и направлению взаимосвязи результаты, что также является свидетельством устойчивости. Предложить другой метод оценивания модели трудно, так как данные имеют довольно специфичную структуру (два уровня, бинарный отклик). Именно поэтому мы при проверке на устойчивость мы ограничились включением различных наборов предикторов и оцениванием GSEM в предыдущей части анализа.

В целом, результаты анализа и проверка этих результатов на устойчивость показали положительный эффект социальной политики на субъективное экономическое благополучие, что подтверждает первую гипотезу. Несмотря на так называемые новые риски и повсеместное сокращение трат на социальную защиту, государство всеобщего благоденствия продолжает быть значимым фактором для восприятия людьми собственного экономического положения. Предполагается прямая взаимосвязь: сокращение социальных выплат приводит к тому, что система социального обеспечения перестаёт покрывать все риски и порождает появление уязвимых групп населения. Результаты path analysis продемонстрировали устойчивость эффекта социальной политики, а также то, что включение в модель уровня дохода респондента в качестве опосредующей переменной не меняет значимости и направления взаимосвязи для социальной политики, а наоборот усиливает её общий эффект. Тем не менее, тесты показали, что мы можем остановить выбор на более простой модели без включения опосредованного эффекта, что подтверждает наше предположение о наличии прямого эффекта социальной политики на субъективное экономическое благополучие. Таким образом, институциональный фактор в виде системы социальной защиты значим для процессов на микроуровне. Далее мы переходим к обсуждению результатов тестирования более сложной гипотезы, включающей фактор социального капитала и разные институциональные структуры системы социальной защиты.

Полученные противоречивые результаты относительно эффекта взаимодействия социальной политики и социального капитала подтверждают необходимость включения в анализ режимов социальной защиты, то есть рассмотрение институциональных практик. Тестируя эффект взаимодействия по группам, мы приходим к выводу о том, что наша вторая гипотеза подтверждается частично. Мы предполагали, что эффект взаимодействия для ключевых переменных будет неодинаковым в разных режимах социального обеспечения: в институциональных системах (там, где государство активно вмешивается в рыночные механизмы) будет эффект взаимного усиления, а в маргинальных системах (там, где вмешательство государства минимально) - замещающий эффект. Полученные нами результаты подтверждают неоднородность эффекта взаимодействия между социальным капиталом и социальной политикой в различных режимах, однако, направление и значимость взаимосвязей отличны от предполагаемых в гипотезе.

Страны консервативно-корпоратистского и социально-демократического режимов как наиболее стабильные системы социального обеспечения демонстрируют статистически значимый эффект взаимодействия между социальным капиталом и долей социальных выплат. Тем не менее, мы выявили эффект взаимного замещения, что не согласуется с нашими изначальными предположениями. На первый взгляд, выявленный эффект является подтверждением “crowding out” эффекта (эффекта вытеснения). На самом деле, в странах Скандинавии высокий социальный капитал и широкая социальная политика существуют совместно друг с другом, что становится возможным в силу особенностей институциональной среды в этих странах. Но если рассматривать их взаимный эффект не друг на друга, а на субъективное экономическое благополучие, становится очевидным эффект вытеснения, потому что социальный капитал и социальная политика отчасти дублируют функции друг друга - смягчают провалы рынка. Высокий уровень самоорганизации людей исключает необходимость в излишнем государственном регулировании. Подобные результаты были получены и для объективных экономических показателей: с ростом социального капитала эффект формальных институтов на уровень экономического развития снижается. В этом случае мы можем заключить, что эффект для субъективных и объективных показателей схож.

При включении эффекта взаимодействия между генерализованным доверием и долей социальных выплат коэффициент при доле теряет статистическую значимость. Однако, переменная взаимодействия статистически значима и демонстрирует эффект вытеснения как и для стран социально-демократического режима. Консервативно-корпоратистский режим является одним из самых стабильных и довольно устойчив к новым социальным рискам. Германию можно рассматривать как самого типичного представителя этого режима. Здесь рынок социальной защиты (welfare market) ограничен государственным вмешательством, так как именно государство является главным поставщиком публичных благ. Тем самым государство «страхует» граждан от выбора неудачного поставщика благ в частном секторе. Во Франции как ещё одном типичном примере борьба с новыми рисками (c social exclusion/социальным исключением и увеличением доли пожилого населения) также ведётся преимущественно силами государства. Государственное регулирование «размывает» эффект социального капитала, то есть во многих случаях исчезают стимулы к самоорганизации. Этим может быть объяснён полученный нами при анализе эффект замещения между генерализованным доверием и долей социальных выплат.

Для либерального режима социальной защиты показатель социальной политики оказался статистически незначимым наряду с социальным капиталом и эффектом взаимодействия между ними. Для государств этого режима более существенны экономические показатели (уровень безработицы статистически значим на уровне значимости 0,001). Такой результат связан с низким уровнем декоммодификации в странах этого режима, поэтому субъективное экономическое благополучие опирается преимущественно на объективные экономические факторы. По мнению некоторых исследователей, приверженность рыночным механизмам связана с сильной централизацией законодательной власти и отсутствием конкурентоспособных вето-игроков, способных продвигать более радикальные реформы в сфере социальной защиты (в частности это случай Великобритании). В Великобритании одной из самых важных реформ социальной политики была реформа пенсионной системы в 1980-х годах, предполагавшая перенос выработки и выплат пенсионных отчислений в частный сектор. Впоследствии, группа пенсионеров стала особенно уязвимой и чувствительной к изменениям экономической ситуации. Данный пример иллюстрирует более высокую степень зависимости уязвимых социальных групп от экономической конъюнктуры в странах либерального режима. Кроме того, можно предположить, что для этих стран более важным фактором являются политические институты, нежели институт социальной политики.

Для южного режима социальной защиты значимым фактором для субъективного экономического благополучия является уровень доверия людям в целом. Отмечается, что эта группа стран по многим признакам схожа с консервативно-корпоратистским режимом (в частности, Г. Эспинг-Андерсен не выделял их в отдельную группу). Например, в этих странах семья также является основным получателем блага. Тем не менее, результаты нашего анализа расходятся для этих двух режимов: в странах южного режима эффект взаимодействия между социальной политикой и социальным капиталом статистически незначим, в отличие от стран корпоратистского режима. Это отчасти подтверждает необходимость рассмотрения средиземноморского режима в качестве отдельной группы стран со своими институциональными особенностями. В странах средиземноморского режима семья не только основной получатель блага - семье делегируются почти все вопросы, касающиеся социального обеспечение. Как следствие в этих странах достаточно высока роль неформальных практик (так называемая микросолидарность), несмотря на то, что уже запущен процесс «дефамилизации» (снижения роли семьи). Возможно, именно поэтому доля социальных выплат оказывается незначимой для оценки экономического благополучия в этих странах, а социальный капитал наоборот производит статистически значимый положительный эффект.

Самой разнородной группой является группа стран Восточной Европы. В силу того, что не существует единого подхода к их типологии, на этапе анализа мы объединили их в один кластер. Воспользовавшись типологией Х. Фенджера (H.J.M. Fenger), мы включили в модель дополнительную фиктивную переменную, разделяющую страны Восточной Европы на постсоветский тип и посткоммунистический европейский тип (стран из группы развивающихся государств всеобщего благоденствия в выборке нет) и оценили её на подвыборке стран Восточной Европы. Для стран посткоммунистического европейского типа в среднем при прочих равных вероятность быть удовлетворённым экономическим положением домохозяйства на 58% больше, чем для стран постсоветского типа. Тем не менее, доля социальных выплат остаётся статистически незначимой, а эффект социального капитала статистически не отличается в этих двух группах стран. Таким образом, мы приходим к выводу о том, что эти группы стран отличаются скорее по социально-экономическим показателям, а не по характеристикам системы социальной защиты, о чём и писал Х. Фенджер. Незначимость социальной политики в этой группе стран может быть также связана с феноменом социального иждивенчества, когда люди начинают воспринимать социальную политику как нечто естественное и не берут её в расчёт, оценивая своё экономическое благополучие. Часто люди, не нуждающиеся в социальной защите, всё равно пользуются социальными благами, так как считают такое положение вещей должным. Такая ситуация особенно характерна для стран постсоветского пространства.

Интересным результатом для этой группы стран является значимость открытого социального капитала, так как уровень “bridging” социального капитала в этих странах ниже, чем в других странах Европы. В свою очередь закрытый социальный капитал в странах Восточной Европы наоборот находится на высоком уровне, что связано с советским прошлым и особенностями режимов социальной защиты. Такая ситуация тормозит экономическое развитие. Но мы видим, что открытый социальный капитал положительно связан с оценками населением доходов домохозяйства. Это также свидетельствует о расхождении факторов и механизмов процессов для объективных и субъективных показателей, и о необходимости изучать оценки граждан наряду с макропараметрами, характеризующими экономическую систему.

Полученные нами результаты позволяют говорить об устойчивом положительном общем эффекте социальной политики на субъективное экономическое благополучие. Кроме того, включение в анализ режимов социальной защиты позволило проследить неоднородность эффекта социальной политики и социального капитала. Следовательно, институциональные практики имеют значение для оценок гражданами собственного экономического благополучия. Кроме того, при обсуждении результатов мы попытались осветить отличие механизмов и факторов для объективного и субъективного экономического благополучия. Подобные отличия говорят в пользу необходимости более внимательного рассмотрения субъективных показателей.



Заключение

В данной работе рассматривалась взаимосвязь социальной политики и субъективного экономического благополучия в странах Европы. Гипотезы, выдвинутые в начале работы, не были полностью отвергнуты. На основе проведённого эмпирического анализа был выявлен устойчивый положительный эффект социальной политики на субъективное экономическое благополучие. Вторая гипотеза была подтверждена частично: взаимный эффект социальной политики и социального капитала отличается по режимам социальной защиты, но эти различия отличны от изначально предполагавшихся.

В результате эмпирического исследования мы пришли к следующим выводам:

1. При анализе субъективного экономического благополучия важно рассматривать факторы как на микроуровне (на уровне респондента), так и на макроуровне (на уровне страны).

2. В условиях новых социальных рисков в Европе (в условиях изменения демографической ситуации, глобализации рынков) социальная политика сохраняет статистически значимый положительный эффект на субъективное экономическое благополучие.

3. Субъективное экономическое благополучие и социальная политика взаимосвязаны напрямую, а не только через объективные экономические показатели.

4. Режимы социальной защиты, характеризующие особенности институциональной системы социального обеспечения в странах, имеют значение для оценки респондентами собственного экономического благополучия. В группе стран Восточной Европы оценка экономического благополучия ниже, чем в странах социально-демократического режима.

5. При разделении стран и на режимы социальной защиты самым внутренне разнородным и неустойчивым кластером является группа стран Восточной Европы, так как нет консенсуса по поводу их соотнесения с классическими режимами социальной защиты.

6. Для социально-демократического режима социального обеспечения выявлен эффект вытеснения между показателем социального капитала и социальной политикой.

7. В странах консервативно-корпоратистского режима социальной защиты наблюдается эффект замещения между социальным капиталом и социальной политикой.

8. Для стран либерального режима социальной защиты социальный капитал, доля социальных выплат, а также эффект взаимодействия между ними статистически незначимы. Для субъективного экономического благополучия более значимыми оказываются экономические показатели.

9. В странах средиземноморского режима значимый эффект оказывает только показатель социального капитала.

10. В странах Восточной Европы на оценку респондентами дохода домохозяйства значимый эффект оказывает только показатель социального капитала. При попытке учесть гетерогенность группы стран Восточной Европы и разделить их на постсоветский и посткоммунистический европейский типы выяснилось, что эффект социальной политики и социального капитала между этими группами статистически не отличны. Данные типы отличаются по уровню субъективного экономического благополучия - в странах постсоветского типа он ниже.

11. Закрытый/“bonding” социальный капитал незначим для субъективного экономического благополучия.

12. Механизмы и факторы для объективных и субъективных экономических показателей отличаются. Например, исходя из предыдущих исследований, мы можем говорить о том, что для объективных экономических показателей закрытый социальный капитал имеет значимый негативный эффект. Для субъективных индикаторов закрытый социальный капитал никакого эффекта не имеет. Это подтверждает наш тезис о необходимости изучения субъективного экономического благополучия.

Таким образом, нами было установлено, что социальная политика как институциональный фактор значима для субъективного экономического благополучия, что соответствует результатам предыдущих исследований. Включение в анализ различий в институтах социальной политики в виде режимов социальной защиты выявило гетерогенный эффект социальной политики и социального капитала. Следовательно, институциональные практики значимы для субъективного экономического благополучия.

С учётом полученных результатов можно предложить следующие направления для дальнейших исследований: 1) включение в анализ качества государственного управления как характеристики институциональной среды в целом; 2) усложнение моделей SEM с включением петель обратной связи для более точного тестирования объяснительного механизма взаимосвязи субъективного экономического благополучия и социальной политики; 3) рассмотрение оценки респондентами экономической ситуации в стране и сравнение с результатами, полученными для оценок относительно домохозяйства.

13. 

Список источников

1. Esping-Andersen G. Social Foundations of Postindustrial Economies. - Oxford University Press, 2003.

2. Kline R. B. Principles and Practice of Structural Equation Modeling. - New York: Guilford, 2011.

3. North. D. Institutions, Institutional Change and Economic Performance. - Cambridge University Press. 1990, P. 107.

4. Putnam R. et al. Making democracy work: Civic Traditions in Modern Italy. Princeton University Press, 1993 pp. 1-258.

5. Shepsle K. A. Rational Choice Institutionalism The Oxford Handbooks of Political Institutions. - Oxford University Press, 2008.

6. Taylor-Gooby P. New Risks, New Welfare: The Transformation of the European Welfare State. - Oxford University Press, 2004.

7. Полищук Л. И., Меняшев Р. Ш. Экономическое значение социального капитала // Вопросы экономики. 2011. № 12. С. 46-65.

8. Acemoglu D. et al. Institutions as a Fundamental Cause of Long-Run Growth // Handbook of Economic Growth, Vol. 1A, chapter 6, 2005, pp. 388-472.

9. Ahlerup P. et al. Social capital vs institutions in the growth process // European Journal of Political Economy, No. 25, 2009, P. 1-14.

10. Anderson C. J., Guillory C. A. Political Institutions and Satisfaction with Democracy: A Cross-National Analysis of Consensus and Majoritarian Systems // The American Political Science Review, Vol. 91, No. 1, 1997, pp. 66-81.

11. Bachman J., Toots A. Contemporary Welfare Regimes in Baltic States: Adapting Post-Communist Conditions to Post-Modern Challenges // Studies of Transition States and Societies. Vol.2, Issue 2, pp. 31-44.

12. Bettio. F., Plantenga. J. Comparing Care Regimes in Europe // Feminist Economics Vol. 10(1), 2004, pp. 85-113.

13. Bonoli G. Classifying Welfare States: a Two-dimension Approach // Journal of Social Policy Vol. 26, Issue 3, 1997, pp. 351-372.

14. Bonoli G. Time Matters: Postindustrialization, New Social Risks, and Welfare State Adaptation in Advanced Industrial Democracies // Comparative Political Studies, Vol. 40, Number 5, 2007, pp. 495-520.

15. Deacon B. Eastern European welfare states: the impact of the politics of globalization // Journal of European Social Policy Vol. 10(2), 2000, pp. 146-161

16. Di Tella, R., MacCulloch, R., & Oswald, A. The macroeconomics of happiness // The Review of Economics and Statistics, Vol. 85(4), 2003, pp. 809-827.

17. Diener E. et al. Subjective well-being: Three Decades of Progress // Psychological Bulletin Vol. 125 (2), 1999, P. 277.

18. Dolan P., White M.P. How Can Measures of Subjective Well-Being Be Used to Inform Public Policy? // Perspectives on Psychological Science, Vol. 2, Issue 1, 2007, pp. 71-85.

19. Dolan P. et al. Do we really know what makes us happy? A review of the economic literature on the factors associated with subjective well-being // Journal of Economic Psychology, Vol. 29, 2008, pp. 94-122.

20. Dzialek J. Social capital and economic growth in Polish regions // MPRA Working paper 18287

21. Esping-Andersen G., Korpi W. From Poor Relief to Institutional Welfare States: The Development of Scandinavian Social Policy // International Journal of Sociology, Vol. 16, No. 3/4, 1987, pp. 31-48.

22. Fenger. H.J.M. Welfare regimes in Central and Eastern Europe: Incorporating post-communist countries in a welfare regime typology // Contemporary Issues and Ideas in Social Sciences Vol. 3, 2007, pp. 1- 30.

23. Ferrera. M. Reconstructing the welfare state in Southern Europe URL: http://www.louischauvel.org/ferrera.pdf (Дата обращения: 29.032017).

24. Gelissen. J. W. Three worlds of welfare capitalism or more? A state-of-the-art report // Journal of European Social Policy, Vol. 12, Issue 2, 2002, pp. 137-158.

25. Gimpelson V., Treisman G. Misperceiving Inequality URL: https://www.econstor.eu/bitstream/10419/113975/1/dp9100.pdf (Дата обращения: 3.04.2017).

26. Knack S., Keefer Ph. Does Social Capital Have an Economic Payoff? A Cross-country Investigation // The Quarterly Journal of Economics, Vol. 112, No. 4, 1997, pp. 1251-1288.

27. Korpi. W, Palme H. The Paradox of Redistribution and Strategies of Equality: Welfare State Institutions, Inequality and Poverty in the Western Countries // Americam Sociological Review Vol. 63, 1998, pp. 661-687.

28. Korpi W. Contentious Institutions: An Augmented Rational-Action Analysis of the Origins and Path Dependency of Welfare State Institutions in the Western Countries // Rationality and Society, Vol. 13 (2), 2001, pp. 1-37.

29. Kumlin, S. The Personal and the Political. How Personal Welfare State Experiences Affect Political Trust and Ideology // Department of Political Science Gцteborg University, 2002 pp. 13-351.

30. Kumlin S., Rothstein B. Making and Breaking Social Capital: the Impact of Welfare-Institutions // Comparative Politics Studies, Vol. 38, No. 4, 2005, P. 342.

31. Leibfried S. Towards a European welfare state? On integrating Poverty Regimes into the European Community // New Perspectives on the Welfare State in Europe 1993. pp. 121-144.

32. March J.C., Olsen J.P. Elaborating the “New Institutionalism” URL: http://unesco.amu.edu.pl/pdf/olsen2.pdf (Дата обращения: 4.03.2017).

33. Mau S. et al. What determines subjective socio-economic insecurity? Context and class in comparative perspective // Socio-Economic Review Vol. 10, 2012, pp. 655-682.

34. Menyashev R., Polishchuk L. Bridging or Bonding: Economic Payoff to Social Capital, with an Application to Russia // Center for Institutional Studies at the Higher School of Economics, 2011, pp. 1-36.

35. Pacek A., Radcliff B. Assessing the Welfare State: The Politics of Happiness // Perspectives on Politics, Vol. 6, Issue 2, 2008, P. 268.

36. Pierson P. Irresistible forces, immovable objects: postindustrial welfare states confront permanent austerity // Journal of European Public Policy, Vol. 5, Issue 4, 1998, pp. 539-560.

37. Pichler F., Wallace C. Patterns of Formal and Informal Social Capital in Europe // European Sociological Review, Vol. 23, 2007, pp. 423-435.

38. Rothstein. B., Samanni. M., Teorell. J. Explaining the welfare state: power resources vs. the Quality of Government // European Political Science Review, Vol. 4, Issue 01, March 2012, pp. 1-28.

39. van Oorschot W., Reeskens T. European feelings of deprivation amidst the financial crisis: Effects of welfare state effort and informal social relations // Acta Sociologica, Vol. 57(3), 2014, pp. 191-206.

40. Veenhoven R. Developments in Satisfaction-research // Social Indicators Research, Vol. 37, Issue 1,1996, pp. 1-46.

41. Veenhoven R. Sociological Theories of Subjective Well-being URL: https://personal.eur.nl/veenhoven/Pub2000s/2008c-full.pdf (Дата обращения: 5.04.2107).

42. Veenhoven R. Why Social Policy Needs Subjective Indicators // Social Indicators Research, Vol. 58, Issue 1, 2002, pp. 33-46.

43. Weaver D. A. The Economic Well-Being of Social Security Beneficiaries, with an Emphasis on Divorced Beneficiaries URL: http://137.200.4.10/policy/docs/ssb/v60n4/v60n4p3.pdf (Дата обращения: 12.04.2017).



Приложение 1

Кластеризация для режимов социальной защиты с помощью метода дальнего соседа



Приложение 2

Неустойчивость результатов кластеризации

Variable	Obs	Mean	St. Dev.	Min	Max
Доля ВВП на здравоохранение	34	5,80	1,93	1,78	8,71
Доля ВВП на образование	34	5,30	1,31	2,98	8,38
Доля ВВП на социальную защиту	34	16,50	4,37	8,57	24,74
Доля работающих женщин	34	54,48	10,02	38,20	86,00
Джини	34	31,02	4,14	24,74	41,59
Младенческая смертность	34	5,06	3,30	1,70	14,30
Безработица	34	10,11	5,73	0,60	24,80



Приложение 3

Проверка на влиятельные наблюдения



Приложение 4

Меры качества для SEM

	Прямой	Опосредованный
RMSEA	0,063	0,058
SRMR	0,021	0,025
TLI	0,75	0,697
CFI	0,9	0,856



Приложение 5

Результаты для стран Восточной Европы

	(1)	(2)
Доверие	1.05***	1.05***
	(0.00)	(0.00)
Пол	1.36***	1.36***
	(0.02)	(0.02)
Возраст	0.96***	0.96***
	(0.00)	(0.00)
Возраст2	1.00***	1.00***
	(0.00)	(0.00)
Одобрение правительства	1.12***	1.12***
	(0.00)	(0.00)
Образование	1.17***	1.17***
	(0.00)	(0.00)
Социальная защита	0.99	0.99
	(0.03)	(0.03)
Режим	1.58*	1.52*
	(0.37)	(0.37)
Доверие x Режим		1.01
		(0.01)
Константа	0.24*	0.18**
	(0.12)	(0.11)
sd(Константа)	0.83	0.83
	[0.69; 1.01]	[0.69; 1.01]
N	94305	94305

Значение стандартных ошибок в скобках

^* p < 0.05, ^** p < 0.01, ^*** p < 0.001



Приложение 6

Оценка модели на объединённой выборке

	(1)	(2)
Доверие	1.07***	1.07***
	(0.00)	(0.00)
Пол	1.28***	1.28***
	(0.01)	(0.01)
Возраст	0.98***	0.98***
	(0.00)	(0.00)
Возраст2	1.00***	1.00***
	(0.00)	(0.00)
Одобрение правительства	1.13***	1.13***
	(0.00)	(0.00)
Образование	1.13***	1.13***
	(0.00)	(0.00)
Социальная защита	1.04*
	(0.02)
Безработица	0.91***	0.94***
	(0.02)	(0.02)
Консервативный		0.54*
		(0.24)
Либеральный		0.68
		(0.31)
Средиземноморский		0.62
		(0.27)
Восточная Европа		0.28***
		(0.22)
Константа	0.48*	1.21
	(0.40)	(0.22)
sd(Константа)	1.1	1.01
	[0.98; 1.25]	[0.89; 1.13]
N	291602	291602

Значение стандартных ошибок в скобках

^* p < 0.05, ^** p < 0.01, ^*** p < 0.001

Размещено на Allbest.ru