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

В таблице П6-10 также представлены оценки для варианта формирования группы воздействия по доходам только за первые годы пореформенного периода. Как показано на рис. П6-3, реальные заработные платы росли на протяжении всего пореформенного периода. В результате в нашем базовом определении группы воздействия многие индивиды оказывались в этой группе благодаря высоким доходам за более поздние годы. Возможно, эти «запоздавшие» индивиды имели более высокую склонность к формальной занятости, что и оказало решающее влияние на результаты. Для того чтобы обезопасить себя от такой возможности, мы рассматриваем две модификации определения группы воздействия: (1) с использованием доходов только за 2001 г., (2) с использованием доходов за 2001–2004 гг. В обоих случаях мы исключаем из анализа всех индивидов, которые попали в группу воздействия (т. е. стали получать высокие доходы) по завершении соответствующих укороченных периодов. В целом, эти проверки дают удовлетворительные результаты. Оценки эффекта реформы на неформальные приработки увеличиваются по абсолютной величине по сравнению с базовой спецификацией и сохраняют высокую статистическую значимость. Оценки для неформально занятых по найму немного уменьшаются и становятся статистически незначимыми в случае, если для определения группы воздействия рассматривается только 2001 г. Отсюда можно заключить, что «запоздавшие» индивиды не оказывают решающего влияния на результаты. В следующем подразделе мы еще вернемся к вопросу о чувствительности результатов по отношению к различным определениям группы воздействия.

Еще одна проверка заключалась в оценке влияния реформы на тренд к росту неформальной занятости в пореформенный период. Подобная спецификация дает значительное увеличение эффекта. Например, по предсказаниям этой спецификации, к 2009 г. доля занятых неформальными приработками должна была бы сократиться на 1,5 х 8 = 12 %.

Во всех наших экспериментах группа воздействия определялась на основе индивидуальных доходов. Отсюда возникает опасение, что результаты могут быть связаны с тем, что индивиды в контрольной группе беднее и, как следствие, менее склонны к формальной занятости. Последняя спецификация в табл. П6-10 соответствует плацебо-регрессии. Мы (заведомо ошибочно) предполагаем, что такая же налоговая реформа произошла в период между 1998 и 2000 гг. Новая переменная принадлежности к группе воздействия равна единице, если индивид попадает в 2000 г. в группу с высокими доходами (> 50 тыс. руб.). Если бы индивиды с низкими доходами действительно имели более низкую вероятность работать в формальном секторе, то мы должны были бы получить отрицательный и значимый «эффект» на неформальную занятость. Однако ни одна из оценок плацебо-реформы не является статистически значимой, и большинство из них имеют неправильный знак. Из этого можно заключить, что с учетом различий в наблюдаемых переменных у индивидов из низкодоходных групп шансы быть формально занятыми были бы не выше, чем у индивидов из высокодоходных групп. При этом все еще сохраняется возможность того, что после реальной реформы произошли изменения, и индивиды с низкими доходами стали менее склонны к формальной занятости в пореформенные годы. Но, увы, эту гипотезу невозможно проверить.

Оценка среднего эффекта воздействия для тех, кто подвергся воздействию (ATT), с помощью мэтчинга. Оценки, полученные методом DID с фиксированными эффектами, оказались устойчивыми к небольшим изменениям в спецификации. Однако этот метод исходит из некоторых допущений, которые невозможно ослабить, оставаясь в рамках этой параметрической модели. Во-первых, зависимая переменная в уравнении (6–1) является бинарной. Хотя МНК и дает состоятельные оценки коэффициентов при уже упоминавшихся допущениях, у него есть одно неудобное свойство – на условную вероятность зависимой переменной накладывается требование линейности. Во-вторых, контрольные переменные включаются в уравнение в аддитивном виде и в специфической (возможно, неправильной) функциональной форме. Наконец, оценки методом фиксированных эффектов не накладывают требования о пересечении совместных распределений наблюдаемых переменных между группой воздействия и контрольной группой (common support restriction).

В этом подразделе для оценки годовых эффектов реформы мы используем метод мэтчинга разностей-в-разностях (M-DID), который впервые применялся в работе [Heckman et al., 1997]. Этот полупараметрический метод оценивания не накладывает ограничений на форму функции условной вероятности. Он также позволяет проверить, насколько устойчивы результаты по отношению к изменению функциональной формы уравнения и требованию о пересечении совместных распределений наблюдаемых переменных[128]. Дополнительно мы используем этот метод для проверки чувствительности результатов к изменениям в формировании группы воздействия.

Оценка по методу M-DID рассчитывается по следующей формуле:

где Т и С – индексы для группы воздействия и контрольной группы соответственно; NT,t – количество индивидов в группе воздействия в году t пореформенного периода (te{2001…., 2009}).

Основная идея M-DID состоит в том, чтобы сравнивать изменения в неформальном статусе каждого индивида из группы воздействия в период между годом t и (дореформенным) 2000 годом с теми же изменениями по кругу сопоставимых индивидов из контрольной группы. Какие индивиды из контрольной группы будут отобраны для сопоставления с конкретным индивидом из группы воздействия, зависит от весовой функции W(i, J). Представленные здесь оценки были получены методом ближайшего соседа на основе индекса соответствия (propensity score)[129].

На рис. П6-5 и П6-6 представлены M-DID-оценки и их доверительные интервалы (±1 стандартное отклонение) для неформальных приработков и для неформальной занятости по найму соответственно. На рисунках для каждого года пореформенного периода показаны три ряда оценок для разных вариантов формирования группы воздействия: (1) на основе заработков за 2001–2009 гг., (2) на основе заработков за 2001–2005 гг., (3) на основе заработков только за 2001 г.

Важно обратить внимание на несколько моментов. Во-первых, M-DID-оценки эффекта реформы по базовой спецификации существенно выше по абсолютной величине. Эффект для нерегулярных приработков равнялся -5,4 % в 2001 г. и в дальнейшем он только увеличивался. К 2009 г. среди индивидов, затронутых реформой, доля занятых в неформальных приработках снизилась на 16,6 %. Среди занятых по найму реформа привела к сокращению неформальности на 5,5 % в 2002 г. Для этой группы оценки не демонстрируют повышательного тренда, но и не сокращаются с течением времени.