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

Еще одно ограничение оценок с помощью функций Каплана – Мейера связано с тем, что цензурирование показателя стажа не является случайным, хотя и предполагается таковым. Когда индивид покидает выборку или достигает окончания периода наблюдения без завершения работы на данном рабочем месте, мы не можем измерить действительную (законченную) продолжительность его пребывания на нем. Если такое цензурирование селективно (т. е. люди с определенными характеристиками ему подвержены значимо чаще), то кривые дожития строятся по неслучайным выборкам. В результате они оказываются смещенными. Предположим (и для этого у нас есть основания), что респонденты, покидающие выборку РМЭЗ между раундами обследования, имеют более короткую законченную продолжительность специфического стажа, чем те, кто остается в выборке. Если это так, то тогда получаемые нами оценки медианного значения специфического стажа будут завышаться. Маловероятно, однако, что такое неслучайное цензурирование серьезно влияет на сравнение кривых дожития для отдельных статусов занятости. В конечном счете несмещенные оценки могут оказаться короче, чем это показывают оценки, получаемые с помощью функций Каплана – Мейера, однако относительное расположение кривых дожития для разных статусов занятости вряд ли от этого сильно изменится.

Несмотря на значительные масштабы и интенсивность межсекторных перемещений, мы видим, что у некоторых работников формального сектора специфический стаж весьма значительный. Одной из причин такой стабильности может быть отсутствие необходимого человеческого капитала для перехода на альтернативное и более современное рабочее место. В результате они предпочитают держаться за то, что они получили десятилетия тому назад. Другая возможная причина заключается в том, что нынешние рабочие места их полностью удовлетворяют, позволяя получать от них максимально возможную полезность.

Итак, оценки, получаемые с помощью функций Каплана – Мейера, также свидетельствуют о том, что неформальная работа по найму намного менее стабильна, чем формальная. Однако для самозанятых такие различия не фиксируются (с теми, правда, оговорками, что число законченных событий недостаточно для точной реконструкции кривых дожития на таких рабочих местах и понятие продолжительности специального стажа для самозанятых является более размытым). Тем не менее у нас есть основания полагать, что такие рабочие места по «сроку жизни» на них в целом похожи на формальные рабочие места по найму.

Мобильность: матрицы переходов. Панельная природа данных РМЭЗ позволяет оценивать матрицы перемещений работников между различными состояниями на рынке труда. Их построение производилось нами на основе объединенного файла, включавшего данные по всем респондентам, которые принимали участие в любых двух следовавших друг за другом раундах РМЭЗ. Мы использовали данные по восьми таким последовательным «парам» обследований с 2002 по 2010 гг. Данные за 2001/2002 и 2002/2003 гг. не использовались, поскольку в 2002 г. анкета РМЭЗ не включала вопрос о типе работы респондентов, на основании которого можно было бы идентифицировать принадлежность к формальному или неформальному сектору. Мы ограничили выборку лицами, родившимися в период 1946–1982 гг. Статус индивидов определялся по их первой работе без учета вторичной занятости. Общее число наблюдений, включенных в анализ, составило 55,7 тыс. Мы различали семь возможных состояний на рынке труда: неактивность; безработица; формальная работа по найму; неформальная работа по найму; формальная самозанятость; неформальная самозанятость; нерегулярная трудовая активность, которую мы также относили к неформальной занятости. В некоторых случаях мы использовали более агрегированное деление на неактивность, безработицу, формальную и неформальную занятость.

Полученные оценки потоков между различными состояниями на рынке труда представлены в табл. П7-1–П7-6 Приложения. Первые панели этих таблиц включают конвенциональные оценки вероятностей перехода из исходного состояния i в конечное состояние J в течение периода между обследованиями, который составляет около одного года. Иными словами, они показывают, какова вероятность, что индивид, находившийся в момент обследования (в год) t в секторе i, окажется в секторе J в следующий момент обследования (год) t + 1. Эти оценки Pij рассчитываются как отношение численности перешедших из i в J к исходному «запасу» индивидов, находившихся в году t в состоянии i. В дополнение к такой конвенциональной Р-матрице мы рассчитываем также два неконвенциональных показателя – Q-матрицы и V-матрицы. В этих расчетах мы следуем за Мэлони [Maloney, 1999], а также Леманном и Пиньятти [Lehmann, Pignatti, 2007].

Как отмечает Мэлони [Maloney, 1999], простое сравнение вероятностей перехода не может сказать нам, был ли поток, направлявшийся в то или иное состояние, особенно высоким или особенно низким, поскольку величина Рij зависит от размеров конечного сектора Pj. она будет тем выше, чем он обширнее. Поэтому во второй панели табл. П7-1-П7-6 представлены оценки, стандартизованные с учетом размеров соответствующих конечных секторов. Они представляют собой отношение вероятности перехода из i в J к относительной величине того или иного конечного сектора: Qij = Pij/Pj, где Pj – доля сектора j в общей численности рассматриваемой совокупности индивидов. Сравнение интенсивности встречных перемещений Q между двумя любыми секторами (скажем, из безработицы в формальную занятость и из формальной занятости в безработицу) будет показывать, шли ли потоки между ними преимущественно в каком-либо одном направлении или же в обоих [Ibid].

Однако показатели Q также не идеальны. Они позволяют сравнивать интенсивности только встречных, но не любых потоков. Величина любого Q будет тем меньше, чем труднее «выбраться» из исходного сектора i и чем труднее «пробраться» в конечный сектор J. Она, следовательно, будет – среди прочего – определяться тем, как быстро закрываются существующие позиции в секторе i и как быстро открываются новые позиции в секторе J, т. е. зависеть от темпов оттока из того и другого. Можно сказать и так, что перейти из i в j будет тем труднее, чем больше средняя продолжительность пребывания в них для индивидов, которым довелось туда попасть. В устойчивом состоянии средняя продолжительность пребывания в любом из секторов будет представлять собой величину, обратную вероятности продолжения нахождения в нем по прошествии года. Эту величину, в свою очередь, можно представить как разность: единица минус темп оттока из данного сектора. Соответственно для сектора i средняя продолжительность пребывания в нем будет измеряться величиной 1/(1 – Pii), а для сектора j – величиной 1/(1 – Pjj). Мы можем получить оценки, очищенные от влияния факторов текучести в секторах i и J, если умножим показатель Qij на произведение средних продолжительностей пребывания в этих секторах: Vij = Qij/((1 – Pii) · (1 – Pjj)). Величину Vij можно рассматривать как индикатор того, насколько активно стремятся индивиды к переходу из i в J, невзирая на трудности, возможно, поджидающие их на этом пути. Следует отметить, что элементы матриц Q и V не являются оценками вероятностей и их значения могут превышать единицу.