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

где t – индекс времени; yt = ln(mwt); fjt – доля работников 7-й подгруппы (J= 1,2…., К); Var(yJt) – дисперсия заработков в j-й подгруппе; yJt – средняя заработная плата работников j-й подгруппы; yt – средняя заработная плата по всем работникам.

Используя формулу (8–4), изменения в дисперсии между периодами времени t = 0 и t = 1 можно разложить следующим образом:

Первое слагаемое в формуле (8–5) отражает изменения во внутригрупповой дисперсии, второе слагаемое – в межгрупповой дисперсии. Два последних элемента в формуле (8–5) показывают эффект структурных сдвигов: перемещение работников между подгруппами с разным уровнем внутригрупповой дисперсии и перемещение работников между подгруппами с разным уровнем средних заработков.

Результаты декомпозиции изменений в дисперсии лог-зарплат, произошедших с 2000 по 2010 гг., представлены в табл. П8-7 в абсолютных единицах и в процентах от изменения общей дисперсии месячных лог-зарплат для всех работников. В этой же таблице показана декомпозиция изменений в уровне дисперсии внутри групп по формуле (8–1) с выделением вклада различий в часовых ставках, различий в продолжительности рабочего времени внутри группы и совместного влияния этих двух факторов.

Согласно нашим расчетам, наибольший вклад в снижение неравенства месячных заработков внесли работники, занятые на формальной основе. Это неудивительно, учитывая, что на них приходится около 80 % всех занятых. Но их вклад был все же скромнее, чем можно было бы ожидать, – снижение дисперсии лишь на 66 % было связано с изменением дифференциации заработков формально занятых, причем оно практически полностью объясняется снижением дифференциации их часовых заработков.

На этом фоне поистине феноменальный вклад в снижение неравенства внесла группа работников с нерегулярными приработками. Эта группа обеспечила почти треть (31 %) снижения неравенства, что в несколько раз превышает долю этой группы в общей численности занятых, которая составляла около 10 % в 2000 г. и 5 % в 2010 г. При этом именно снижение доли таких работников обеспечило столь впечатляющий вклад в снижение общего уровня неравенства: работники перемещались из этой группы в группы с более низкими уровнями дисперсии и более высокими средними месячными заработками. Снижение неравенства внутри самой группы работников без регулярной работы также вело к сокращению общего уровня неравенства, но вклад этого фактора значительно ниже, чем вклад структурных сдвигов (более чем в два раза). Изменение в межгрупповом неравенстве, наоборот, способствовало росту его общего уровня: и без того более низкие средние месячные заработки работников с нерегулярными приработками снизились за 2000–2010 гг. по отношению к средним заработкам в других группах.

Вклад в снижение неравенства двух других групп неформальных работников – занятых без трудового контракта и занятых вне предприятий – был чрезвычайно мал и вряд ли выходит за пределы статистической погрешности. Эти два типа неформальности имели очень слабое влияние на сокращение неравенства в 2000–2010 гг. Незначительное снижение неравенства внутри этих групп было нейтрализовано повышением их долей в общей численности занятых.

Анализ изменений во внутригрупповом неравенстве в различных типах неформальности также указывает на специфическое положение работников, не имеющих регулярной работы. В этой группе дисперсия месячных заработков сокращалась в 2000–2010 гг. благодаря всем трем выделенным факторам – снижалась дифференциация часовых ставок, сокращалось неравенство в продолжительности рабочего времени, в сторону сокращения неравенства «работало» и совместное влияние изменений в распределении рабочего времени и часовых ставок. Причем роль всех трех факторов была примерно одинаковой. Во всех остальных подгруппах сокращение внутригруппового неравенства шло в основном за счет выравнивания часовых ставок.

8.5. Влияние неформальности в сравнении с другими факторами, влияющими на неравенство

Прежде чем переходить к методам, использующим регрессионный анализ, мы оценим сначала нерегрессионными методами вклад в неравенство заработков, который вносит неформальность, и сравним его с вкладами других факторов. Для этого воспользуемся подходом, предложенным Дженкинсом [Jenkins, 1995] для декомпозиции неравенства по подгруппам населения. Данный метод позволяет разложить коэффициент неравенства на две части: (1) компоненту, отражающую неравенство заработков внутри групп (Iwithin), (2) компоненту, отражающую неравенство заработков между группами (Ibetween). Межгрупповая компонента показывает вклад того или иного фактора в общий уровень неравенства. К сожалению, этот метод применим только для семейства энтропийных коэффициентов неравенства[151].

Вклад внутригруппового неравенства определяется по следующим формулам:

где f j – это доля работников j-й подгруппы (j = 1,2…., K); v j – доля заработков j-й подгруппы в общих заработках; GE(α) – показатель неравенства из семейства энтропийных коэффициентов. Параметр а может принимать любое значение от —∞ до +∞. Он определяет тот вес, который придается различиям в доходах на разных участках распределения. В эмпирических исследованиях чаще всего ограничиваются четырьмя значениями α: -1, 0, 1 и 2, которые дают показатели с удобными свойствами. При α = -1 получается показатель, который придает относительно больший вес различиям в заработках в нижней части распределения. При α = 2 энтропийный коэффициент будет равен половине квадрата коэффициента вариации, поэтому он наиболее чувствителен к различиям в верхнем хвосте распределения.

При расчете межгруппового неравенства фактические заработки работников заменяются средними по подгруппе (mwj). Затем рассчитывается соответствующий показатель неравенства по этому фиктивному распределению:

В разложении по методу Дженкинса вклады отдельных переменных всегда получаются достаточно низкими, но в случае с неформальностью мы имеем чрезвычайно низкие величины – в год максимального влияния неформальности на неравенство (2009 г.) доля межгруппового неравенства за счет этого фактора не превышала 1,5 % (табл. П8-8).