В тени регулирования. Неформальность на российском рынке труда - Коллектив авторов

Схожую картину дают и результаты оценивания МНК-регресии (последние столбцы в табл. П8-17 и П8-18). С учетом основных контрольных переменных (набор контрольных переменных тот же, что и в предыдущих разделах, плюс дамми-переменные для профессий) во все годы самозанятые в среднем получали значимый выигрыш по сравнению с занятыми на формальной основе. Однако размер выигрыша сильно сократился в течение 2000-х годов – с 45–60 % в начале периода до 25–35 % в конце периода. Неформально занятые по найму с учетом наблюдаемых характеристик получали в 2000–2002 гг. более высокие заработные платы, чем формально занятые по найму. С 2003 г. наблюдается падение относительных заработков в сфере неформальной занятости. Однако значимый штраф был зафиксирован в нашей выборке лишь в 2009 г.

Как уже говорилось выше, МНК-регрессии дают крайне усредненную картину различий в заработках, которая может маскировать значительную поляризацию заработков внутри сравниваемых групп. РФВ-регрессии позволяют получить оценки эффектов для различных участков распределения. В таблице П8-17 представлены оценки эффекта самозанятости для 10-го, 25-го, 50-го, 75-го и 90-го квантилей распределения. Во все годы отдача от самозанятости увеличивается по мере движения по шкале распределения – выгоды от нее по сравнению с формальной наемной занятостью в 1,5–3 раза выше на уровне 9-го дециля, чем на уровне 1-го дециля. Причем существенный прирост отдач начинается именно в самой верхней части распределения. В нижней части распределения происходило постоянное снижение премии за самозанятость. Более того, для нижних квантилей в отдельные годы вообще не наблюдалось положительных премий: например, для первого дециля такими годами были 2004, 2008 и 2009 годы. Премии за самозанятость снижаются во второй половине 2000-х годов и для верхнего сегмента самозанятых, особенно эта тенденция заметна на уровне 75-го квантиля.

Однако в целом самозанятость являлась очень выгодной опцией практически во все годы и на всех уровнях доходов – занятые на формальной основе с аналогичными характеристиками получали более низкие заработки. Для самозанятых работников переход в формальную наемную занятость сопровождался бы снижением заработков. Полученные результаты указывают на то, что самозанятость, скорее всего, является добровольной, а не вынужденной.

Неформальная занятость по найму, напротив, на всем протяжении 2000-х годов не могла служить более доходной альтернативой формальной занятости по найму (табл. П8-18). В первой половине 2000-х годов это еще была «конкуренция» на равных по всей шкале распределения. Во второй половине 2000-х годов нижняя часть распределения начинает явно «проседать» – низкооплачиваемые неформальные работники получали более низкие заработки, чем формальные. Верхнюю половину распределения этот тренд не затронул – их заработки по-прежнему оставались сопоставимыми с заработками формальных наемных работников. Без учета дополнительных неденежных льгот, которые могут быть связаны с формальной занятостью, и, наоборот, каких-то ненаблюдаемых преимуществ неформальной занятости этим работникам безразлично, в каком из двух сегментов занятости – формальном или неформальном – работать. Вместе с тем снижение относительных заработков низкооплачиваемых неформальных работников может указывать на поляризацию неформальной занятости по найму. Ее нижний сегмент составляют плохие рабочие места, которые занимаются работниками, отвергнутыми формальным сектором.

В 2000–2010 гг. неравенство снижалось во всех группах. Однако из-за малого числа наблюдений, особенно по самозанятым, доверительные интервалы оценок показателей неравенства столь велики, что мы не можем говорить о различиях в уровне неравенства по группам. Это касается и коэффициента Джини, и дисперсии лог-зарплат (см. рис. П8-10 и П8-11).

Далее мы анализируем, какой вклад в снижение общего уровня неравенства заработков внесла каждая из трех выделенных нами групп (табл. П8-19). В расчетах использовались формулы (8–1) и (8–5), описанные в предыдущих разделах. Оказывается, что ключевую роль в снижении неравенства сыграли занятые по найму на формальной основе. Их вклад в снижение неравенства составляет 94 % и был обусловлен, главным образом, снижением неравенства внутри группы, т. е. среди самих формальных наемных работников. Оставшиеся 6 % разности дисперсии лог-зарплат между 2010 и 2000 гг. связаны с группой самозанятых. Их вклад в снижение неравенства формировался за счет двух источников – снижения внутригрупповой дисперсии и сближения средних заработков самозанятых и других групп. События, происходившие в группе неформально занятых по найму, не отразились на общем уровне неравенства заработков. В этой группе так же, как и в двух других, происходило снижение внутригруппового неравенства, но оно было полностью нейтрализовано ростом доли данной группы в общей численности занятых. Последний фактор действовал в сторону увеличения неравенства, так как на конец периода неформально занятые по найму были группой с наиболее высоким уровнем неравенства заработков.

По аналогии с методологией предыдущего раздела мы попытались посмотреть, насколько сильное влияние имели изменения в самозанятости и неформальной наемной занятости на общий уровень неравенства заработков для постоянных работников. Для этого мы провели декомпозицию изменения показателей неравенства между 2000 и 2010 гг. по методу Фипро, Фортин, Лемье.

Результаты декомпозиции представлены в табл. П8-20. Обращает на себя внимание тот факт, что изменения в структуре занятости по наблюдаемым характеристикам (эффект состава) на постоянной основной работе имели существенно меньшее влияние на неравенство, чем сдвиги в структуре общей занятости (сравним с табл. П8-14). Эффект состава небольшой и значим только для верхней половины распределения – причем эти изменения противодействовали сокращению неравенства. Для остальных показателей неравенства эффект состава не играл значимой роли – различные факторы взаимно компенсировали друг друга. Ключевое значение для сокращения неравенства имел эффект отдач, но в значительной мере за счет константы, т. е. за счет ненаблюдаемых факторов. Переменные, включенные в модель, лишь в небольшой степени объясняют сокращение неравенства. Более того, многие из значимых факторов имеют положительный знак. Это означает, что соответствующие факторы действовали в направлении усиления неравенства.

Главный интерес для нас представляют коэффициенты при переменных самозанятости и неформальной занятости по найму. Самозанятость не оказывала влияния на показатели неравенства. Доля самозанятых практически не изменилась (в 2000 г. она равнялась 4,3 %, а в 2010 г. – 4,0 %), а поэтому эффект состава равен нулю. Изменения в отдачах от самозанятости также не отразились на показателях неравенства. Скорее всего слабое влияние на общее неравенство заработков связано с малочисленностью этой группы.