Доверие как детерминанта субъективного благополучия в России

Полный текст

Доверие в структуре социального капитала. В общественных науках доверие рассматривается как один из ключевых элементов социального капитала. Согласно определению Р. Патнэма, в отличие от понятий физического и человеческого капитала – инструментов и результатов обучения, повышающих индивидуальную производительность, – социальный капитал относится к характеристикам социальной организации, таким как сети, нормы и социальное доверие, которые облегчают координацию и сотрудничество для взаимной выгоды [Putnam, 1995]. По определению Ф. Фукуямы, социальный капитал – это специфические неформальные нормы, способствующие сотрудничеству между двумя или более людьми, в основе которых лежит доверие [Fukuyama, 1999]. Европейские ученые выделяют пять составляющих социального капитала: институциональное доверие, социальное доверие, социальные взаимосвязи и волонтерство, гражданское общество и ощущение принадлежности к нему, а также религиозность [Gómez-Balcácer et al., 2022]. Российские исследователи акцентируют внимание на том, что социальный капитал обеспечивает «распространенность норм честности, доверия и кооперации, принятых в обществе/группе/организации» [Аузан и др., 2017: 17], что делает возможным и эффективным взаимодействие индивидов в экономической сфере, а также укрепляет социальные связи.

В зависимости от радиуса социального доверия различают два типа социального капитала – бондинговый и бриджинговый [Аузан, Никишина, 2013]. Бондинговый социальный капитал характеризуется узким радиусом доверия, в пределах которого индивид общается и доверяет только ограниченному числу наиболее похожих на него знакомых людей, в то время как при бриджинговом типе социального капитала индивид формирует социальные взаимосвязи с широким кругом людей, в том числе с менее похожими на него незнакомцами. В новейших исследованиях также рассматривается третий тип социального капитала – связывающий, к которому относятся взаимодействия индивида с наделенными властью общественными и политическими структурами и доверие к ним [Kyne, Aldrich, 2020].

Для изучения социального доверия, т. е. доверия большинству людей из ближнего и дальнего окружения, используется показатель обобщенного (или генерализированного) доверия, обсуждаемым недостатком которого выступает размытость его смысла и, следовательно, наличие различных толкований в зависимости от культурной, возрастной, религиозной среды. Тем не менее предпочтение этому показателю отдается в силу его универсальности [Алмакаева, 2014; Бахтигараева, Ставинская, 2020], высокой значимости [Majeed, Samreen, 2021] и удобства работы с накопленными большими массивами данных Всемирного исследования ценностей (World Values Survey, WVS), Европейского социального исследования (European Social Survey, ESS), Европейского исследования ценностей (European Values Study, EVS), Евробарометра (Eurobarometer) и других информационных баз¹.

Результаты исследований показывают, что социальное доверие является одним из необходимых условий для экономического роста, развития предпринимательства, создания новых продуктов и увеличения конкурентоспособности бизнеса [Knack, Keefer 1997; Инглхарт, 2018; Prasetyo et al., 2020]. При этом социальное доверие имеет ценность и для субъективной удовлетворенности жизнью каждого индивида, в которую вносят вклад связи между членами семьи, соседями, коллегами, прихожанами религиозной общины, участниками гражданских ассоциаций, реальными и даже виртуальными друзьями в социальных сетях и мессенджерах в Интернете.

Влияние доверия на субъективную удовлетворенность жизнью: обзор исследований. Субъективное благополучие, индивидуальное счастье, субъективная удовлетворенность жизнью – эти термины в социально-экономических исследованиях употребляются как устоявшиеся и взаимозаменяемые, поскольку при анализе индивидуальных оценок восприятия качества жизни они дают в целом непротиворечивые результаты [Антипина, 2017; Кученкова, Татарова, 2019; Helliwell, Putnam, 2004].

Такие оценки, получаемые в результате опросов (как правило, по предложенной шкале), лежат в основе как национальных индексов счастья², так и международных рейтингов, наиболее известные среди которых – Всемирный доклад о счастье (World Happiness Report), Международный индекс счастья (Happy Planet Index), Индекс лучшей жизни ОЭСР (OECD Better Life Index). Они также содержатся в международных информационных базах (например, Statista)³.

Эмпирические работы свидетельствуют, что механизм влияния доверия на удовлетворенность жизнью «работает» через множество каналов: «Брак и семья, связи с друзьями и соседями, связи на рабочем месте, гражданская активность (как индивидуальная, так и коллективная), благонадежность и доверие независимо и прочно связаны со счастьем и удовлетворенностью жизнью как непосредственно, так и через влияние на здоровье» [Helliwell, Putnam, 2004: 1444]. При этом удовлетворенность жизнью выше при сбалансированности бондингового и бриджингового доверия, чем при избытке одного из них [Pugno, Verme, 2012], а позитивный эффект социального доверия на субъективное благополучие устойчиво сохраняется во времени и формирует тренд как на индивидуальном, так и на агрегированном уровне [Glatz, Eder, 2020].

Следует также отметить, что степень влияния на удовлетворенность жизнью неформальных институтов, в том числе базирующихся на доверии норм и правил, – самая высокая в наименее счастливых обществах, в круг которых входят бывшие республики СССР [Peiró-Palomino, Tortosa-Ausina, 2021]. Это повышает актуальность исследования роли социального доверия в удовлетворенности жизнью в России, население которой, по данным исследований, менее счастливо, чем население мира в среднем. Так, индекс счастья, рассчитываемый Statista как разница между долей счастливых и несчастливых людей, в России в 2021 составил 18%, упав с 51% в 2016 Для сравнения: средний показатель по 44 странам мира в 2021 составил 43%, повысившись по сравнению с предыдущим годом (рис. 1). В наиболее часто упоминаемом в научных публикациях рейтинге Всемирного доклада о счастье по количеству баллов, соответствующему субъективным оценкам удовлетворенности жизнью по «лестнице Кантрила»⁴, Россия перемещалась с 49-го места в 2014–2016 гна 73-е – в 2017–2019 гг., 80-е – в 2019–2021 ги 70-е – в 2020–2022 гг., оставаясь ниже среднего рейтинга стран с сопоставимым уровнем среднедушевого дохода [Helliwell et al., 2017; 2020; 2022; 2023].

 

Рис. 1. Индекс счастья в России в сравнении со среднемировым индексом счастья в 2011–2021 гг.

Источник: Statista.

 

Как показало исследование, проведенное в 1997–2017 гна основе ежегодных опросов и мониторинга Института социологии РАН, в российской действительности удовлетворенность жизнью в первую очередь зависит от восприятия индивидом своего материального благополучия в целом, в том числе качества питания, одежды, жилищных условий, а также состояния здоровья [Латова, 2017]. Анализ субъективной удовлетворенности жизнью в России на данных РМЭЗ НИУ ВШЭ за 1994–2019 гтакже обнаружил значимость для уровня удовлетворенности жизнью субъективных характеристик удовлетворенности индивида своим финансовым и профессиональным положением [Антипина, Кривицкая, 2022]. У россиян лишь «по мере повышения уровня жизни на первый план выходят нематериальные обстоятельства, помогающие людям чувствовать себя счастливыми» [Козырева и др., 2015: 120].

Что касается уровня обобщенного доверия, то после его значительного снижения в 1990-е гг., обусловленного распадом накопленного в советский период социального капитала, и последующего лишь частичного и медленного подъема в первой декаде 2000-х гг., Россия стала «средней» – однако очень сильно отстающей от лидеров, – страной по доле одновременно доверяющих и большинству людей, и незнакомцам [Алмакаева, 2014; Кученкова, 2016; Андреенкова, 2018; Бахтигараева, Ставинская, 2020] (рис. 2).

 

Рис 2. Уровень доверия в России в сравнении со средним показателем по миру в целом и по топ-10 странам-лидерам в 1990–2017 гг.

Источник: Всемирное исследование ценностей. (дата обращения: 01.10.2022)

 

При этом среди россиян, доверяющих большинству людей, среднее значение уровня счастья выше, чем среди тех, кто придерживается противоположного мнения [Козырева и др., 2016]. Наиболее высоким уровнем доверия в России отличаются связи между родственниками и друзьями, они более других важны и для счастья, являясь при любых обстоятельствах «своего рода якорем, позволяющим пережить все жизненные бури» [Латова, 2017: 76]. Далее следуют связи с коллегами. Так, среди работников, полностью доверяющих сослуживцам и руководству, доля считающих себя счастливыми в полтора раза больше, чем среди других занятых [Козырева и др., 2016]. Показатели доверия незнакомцам и межличностного доверия в целом в России самые низкие [Кученкова, 2016].

Однако относиться с осторожностью к полученным в эмпирических исследованиях результатам заставляет проблема эндогенности⁵, проистекающая из наличия двухсторонних причинно-следственных связей между доверием и счастьем. Эта нерешенная проблема – не только главное направление критики, но и «одновременно главный вызов, с которым сталкиваются исследователи» [Аузан и др., 2020: 79] в области социокультурной тематики в целом. Поэтому, исследуя влияние доверия на субъективное благополучие в России, мы предприняли попытку ответа на отмеченный вызов.

Влияние доверия на субъективное благополучие в России: эмпирический анализ. Целью нашего исследования является проверка гипотезы о положительном влиянии доверия на удовлетворенность жизнью. Потенциальный механизм влияния доверия на удовлетворенность жизнью, который мы проверяем, заключается в том, что высокий уровень социального доверия способствует наращиванию социальных контактов, ощущению безопасности и вовлеченности, что в итоге повышает уровень удовлетворенности жизнью.

Источниками данных стали Российский мониторинг экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ (РМЭЗ) и Всемирное исследование ценностей (World Values Survey, WVS).

Для РМЭЗ, масштабного по охвату респондентов (более 400 тыс. наблюдений за все время проведения) лонгитюдного исследования, данные собираются ежегодно по различным субъектам РФ с 1994 WVS содержит данные по большинству стран мира за период с 1981 г., в том числе около 10 тыс. наблюдений по России за 5 волн исследования – 1990, 1995, 2006, 2011 и 2017 гОба источника данных имеют свои ограничения, влияющие на наш анализ. Так, РМЭЗ содержит по большей части вопросы экономического, социального и демографического характера, а WVS включает вопросы о ценностях и культуре; в то же время объем данных по России в WVS как по количеству респондентов, так и по количеству волн существенно меньше, чем в РМЭЗ.

Основным методом в нашей работе является эконометрическое моделирование. Панельная структура наборов данных позволяет использовать панельные модели с контролем на год наблюдений. Характер зависимой переменной – уровень удовлетворенности жизнью⁶ – обусловливает использование моделей дискретного выбора, в частности – логит модели.

Для того чтобы избежать смещенности⁷ оценки при переменной уровня социального доверия⁸ вследствие возможной эндогенности, мы используем двухшаговый метод оценки с применением инструментальных переменных, учитывая эндогенность фактора доверия. В качестве инструментов для оценки доверия рассматривается набор переменных, предложенный в работе [Growiec, Growiec, 2014]: количество детей, религиозность, показатели субъективной оценки положения в обществе (уровня богатства, обладания властью, уважения со стороны окружающих) – для данных РМЭЗ⁹; количество детей, религиозность, интерес к политике, членство в общественных организациях, а также качества в поведении и характере детей, которые индивид считает наиболее важными, для данных WVS¹⁰.

В упомянутой работе [Growiec, Growiec, 2014] приводятся следующие механизмы влияния: факторы, связанные с фертильностью, положительно влияют на бондинговое доверие благодаря укреплению семейных связей; посещение религиозных мероприятий, а также участие в других общественных организациях оказывают положительное влияние благодаря развитию социальных связей внутри религиозных, профессиональных и других групп; интерес к политике также способствует социальным связям, поскольку политика является одной из самых обсуждаемых тем во многих обществах и, помимо того, включает в себя не только голосование, но и участие в политических организациях и вовлеченность индивида в социально-политическую жизнь общества. Влияние же на доверие тех качеств в поведении детей, которые индивид считает важными, варьируется: если индивид во главу угла ставит социально значимые качества (хорошие манеры, послушание и трудолюбие), то это положительно сказывается на доверии, если же его ценности имеют более индивидуалистский характер (независимость и воображение), то влияние отрицательное. В связи с этим можно предположить, что основной акцент в данном показателе делается не на том, что это касается именно детей, а на ценностях как таковых.

В ходе предобработки данных шкала измерения удовлетворенности жизнью на данных РМЭЗ была приведена к более каноничному варианту: от 1 – «совсем не удовлетворены» до 5 – «полностью удовлетворены», а шкала измерения доверия на данных РМЭЗ была «схлопнута» к двум значениям: 1 – «доверяет» (ответ «большинству людей можно доверять») и 0 – «не доверяет» (ответы «в отношениях с людьми всегда надо быть осторожным» и «и то и другое, в зависимости от человека, условий»). На первом шаге моделируется зависимость уровня доверия (эндогенная переменная интереса) от инструментальных и контрольных переменных. Используется логит-регрессия, так как переменная уровня доверия является бинарной. На втором шаге моделируется зависимость уровня удовлетворенности жизнью от предсказанных на первом шаге экзогенных значений уровня доверия и контрольных переменных. Используется модель упорядоченного логита, так как зависимая переменная удовлетворенности жизнью дискретная упорядоченная. С целью сопоставления результатов, получаемых с использованием инструментов и без них, также приведены регрессии, в которые вместо значений с первого шага включена первоначальная эндогенная переменная доверия.

Результаты первого шага моделирования приведены в табл. 1 и 2. Для датасета РМЭЗ (табл. 1), в соответствии с предполагаемыми механизмами влияния инструментов на доверие, дети, религиозность и высокий субъективный общественный статус (субъективные оценки уровней обладания властью, уважения со стороны окружающих, богатства) повышают уровень доверия. Для датасета WVS (табл. 2), также в соответствии с описанными выше механизмами, религиозность, интерес к политике, участие в профсоюзах и профессиональных общественных организациях, а также развитие в детях такого качества, как неэгоистичность, ассоциированы с более высоким доверием. Остальные инструменты на данных WVS оказались незначимы.

 

Таблица 1. Регрессия первого шага на данных РМЭЗ

Переменная	Оценка коэффициента
Количество детей	0,132*** (0,011)
Религиозность	−0,058*** (0,011)
Субъективная оценка уровня обладания властью	0,099*** (0,008)
Субъективная оценка уровня уважения со стороны окружающих	0,016* (0,007)
Субъективная оценка уровня богатства	0,056*** (0,009)
Количество наблюдений	122 385
Rmse	0,36

 

Таблица 2. Регрессия первого шага на данных WVS по России

Переменная	Оценка коэффициента
Религиозность	0,111** (0,041)
Интерес к политике	0,104* (0,041)
Участие в профсоюзах	0,174* (0,080)
Участие в профессиональных общественных организациях	0,445** (0,169)
Развитие качества неэгоистичности в детях	0,275*** (0,077)
Количество наблюдений	8 524
Rmse	0,44

 

Таблица 3. Регрессия второго шага на данных РМЭЗ

Переменная	Без инструментов	С инструментами
Социальное доверие	0,514*** (0,015)	0,817*** (0,016)
Количество наблюдений	122 385	122 385
Rmse	3,31	3,31

 

Таблица 4. Регрессия второго шага на данных WVS по России

Переменная	Без инструментов	С инструментами
Социальное доверие	0,319*** (0,043)	0,084 (0,060)
Количество наблюдений	8 524	8 524
Rmse	6,15	6,15

 

Согласно результатам моделирования второго шага для датасетов РМЭЗ (табл. 3) и WVS (табл. 4), социальное доверие, оцененное без применения инструментов, значимо положительно влияет на уровень удовлетворенности жизнью. При этом социальное доверие, оцененное методом инструментальных переменных, имеет значимый положительный коэффициент только для датасета РМЭЗ, а в случае датасета WVS оно теряет значимость. Возможная причина заключается в относительно небольшом размере выборки WVS. Так, аналогичные модели, построенные на полном объеме выборки WVS без ограничения на страну, дали значимый положительный коэффициент уровня доверия (табл. 5).

 

Таблица 5. Регрессия второго шага на полной выборке WVS

Переменная	Без инструментов	С инструментами
Социальное доверие	0,199*** (0,007)	0,075*** (0,009)
Количество наблюдений	377 904	377 904
Rmse	7,03	7,03

___________

Примечания к таблицам 1–5. В круглых скобках под значением коэффициента приведено значение соответствующей ему стандартной ошибки, значимость коэффициентов отмечена условными обозначениями: “***” – значимость на уровне 0.1%, “**” – значимость на уровне 1%, “*” – значимость на уровне 5%.

 

В качестве контрольных переменных в регрессии на данных РМЭЗ включены: год проведения исследования, статус населенного пункта, возраст и величина отклонения возраста от среднего¹¹, положение индивида по отношению к рынку труда (имеет работу, студент, пенсионер или домохозяйка), пол, семейный статус, образование, бедность или богатство относительно референтной группы, реальный доход.

В качестве контрольных переменных в регрессии на данных WVS включены: год проведения исследования, жизненные ценности (семья, друзья, работа), возраст и величина отклонения возраста от среднего, участие в общественных организациях (спортивных, религиозных, природоохранных), положение индивида по отношению к рынку труда (имеет работу, студент, пенсионер или домохозяйка), пол, семейный статус, образование, субъективная оценка собственного уровня материального достатка.

Учитывая относительно небольшой размер датасета WVS, при интерпретации результатов эмпирического анализа мы в первую очередь ориентируемся на результаты, полученные на датасете РМЭЗ, и таким образом принимаем гипотезу о значимом положительном влиянии обобщенного социального доверия на удовлетворенность жизнью в России.

Заключение. Полученные нами результаты встраиваются в широкий контекст международных исследований социального капитала, которые направлены на установление вклада социального доверия как неформального института в субъективные оценки качества жизни. На российских данных они подтверждают вывод о том, что увеличение социального капитала через укрепление социального доверия в масштабах всего общества оказывает однозначно положительное влияние на субъективное благополучие.

С учетом низких позиций России в мировых рейтингах уровня счастья полученные нами результаты, во-первых, могут объяснить существенное отставание от ведущих по этому показателю стран мира через недостаточное качество институциональной среды, в частности низкий уровень социального капитала вследствие «дефицита доверия», во-вторых, наши выводы показывают, что решить задачу повышения уровня счастья россиян можно посредством укрепления социального доверия. Однако при этом необходимо учитывать инертность доверия в сторону повышения и в целом низкую скорость изменений неформальных институтов. Уровень доверия устойчив во времени, но под влиянием негативных внешних шоков он может довольно резко упасть за несколько лет, а накопление доверия происходит медленно, требуя десятилетий.

Отсюда остро встает вопрос о путях и возможностях повышения доверия. Положительную роль может сыграть трансформация неформальных институтов, среди которых базирующиеся на доверии нормы и правила. Несмотря на то что неформальные институты изменяются медленно, ряд эффективных каналов воздействия на них – через университетское образование [Бахтигараева, Ставинская, 2020], персональные черты характера лидеров в трудовых коллективах [Tran et al., 2020], социальные сети [Harun, Ahmad, Sabri, 2021], проектирование «промежуточных» институтов для дальнейшего перехода к желаемым институтам [Полтерович, 2016] – обсуждается в научных публикациях.

Одним из ограничений со стороны имеющихся данных, с которым мы столкнулись в силу доступного набора вопросов, а также их наполняемости, стало отсутствие возможности исследования влияния на субъективное благополучие отдельных типов социального капитала – бондингового и бриджингового. В направлении преодоления этого ограничения необходимо развивать дальнейшие исследования, посвященные взаимосвязи социального доверия и индивидуального счастья.

 

¹ Информация об исследованиях, описание методологии и базы данных доступны на сайтах: https://www.worldvaluessurvey.org; https://www.europeansocialsurvey.org; https://europeanvaluesstudy.eu; https://europa.eu/eurobarometer/screen/home.

² В России это, например, Индекс счастья ВЦИОМ, а также оценки уровня счастья россиян, которые осуществляют Фонд Общественное Мнение (ФОМ), исследовательский холдинг «Ромир» и другие исследовательские центры.

³ Информация об исследованиях, описание методологии и базы данных доступны на сайтах: https://worldhappiness.report; https://happyplanetindex.org; https://www.oecdbetterlifeindex.org; https://www.statista.com.

⁴ «Лестница Кантрила» – это методология, в соответствии с которой индивид оценивает свою удовлетворенность качеством жизни в текущий момент по шкале от 0 до 10, где 0 обозначает худший (наименее счастливый), а 10 – лучший (наиболее счастливый) вариант из всех возможных.

⁵ Российский мониторинг экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ. URL: https://www.hse.ru/rlms/

⁶ Эндогенность – нарушение предпосылки об экзогенности регрессоров вследствие того, что регрессоры и случайные ошибки модели коррелированы.

⁷ Вопрос «Насколько вы удовлетворены вашей жизнью в целом в настоящее время?» с ответами по шкале от 1 – «полностью удовлетворены» до 5 – «совсем не удовлетворены» для данных РМЭЗ и аналогично сформулированный вопрос, но с ответами по шкале от 1 – «совсем не удовлетворены» до 10 – «полностью удовлетворены» – для данных WVS.

⁸ Свойство несмещенности является одним из ключевых при построении оценки некоторого параметра методами, базирующимися на математической статистике, и означает, что математическое ожидание оценки параметра совпадает с истинным значением параметра, что позволяет делать выводы о причинно-следственной связи на основе полученной оценки.

⁹ Вопрос «Считаете ли вы, что большинству людей можно доверять или что в отношениях с людьми всегда надо быть осторожным?» с ответами «большинству людей можно доверять», «в отношениях с людьми всегда надо быть осторожным» и «и то и другое, в зависимости от человека, условий» для РМЭЗ и аналогичный вопрос с ответами «большинству людей можно доверять» и «необходимо быть очень осторожным» – для WVS.

¹⁰ Вопросы: «Сколько всего у вас детей?», «Каково ваше отношение к религии?» (по обратной шкале от 1 – «очень религиозен» до 5 – «совсем не религиозен»), «Представьте себе, пожалуйста, 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?» (аналогично с «…где на нижней ступени стоят совсем бесправные, а на высшей – те, у кого большая власть…» и с «…где на нижней ступени находятся люди, которых совсем не уважают, а на высшей – те, кого очень уважают…»).

¹¹ Показатель рассчитывается как логарифм квадрата отклонения возраста респондента от среднего возраста респондентов в выборке в году проведения опроса и позволяет моделировать U–образную кривую зависимости счастья от возраста.

Об авторах

Ольга Николаевна Антипина

МГУ имени М. В. Ломоносова

Автор, ответственный за переписку.
Email: antipinaon@my.msu.ru

доктор экономических наук, профессор экономического факультета

Россия, Москва

Анна Дмитриевна Кривицкая

ПАО Сбербанк

Email: krivitskaiaanna@gmail.com

менеджер экономического факультета

Россия, Москва

Список литературы