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

Рисунок 7.1 представляет оценки вероятностей той или иной законченной продолжительности работы у данного работодателя для каждого статуса занятости, полученные с помощью функции выживания Каплана – Мейера. Они построены на объединенном массиве занятых за 2008 и 2009 гг. Мы считаем трудовой период законченным, если респондент был занят в 2008 г., но не занят в 2009 г., или если он подтверждает факт смены работы между последовательными волнами обследования. Если в 2009 г. работник трудился там же, где и годом ранее, или по какой-то причине выпал из выборки, то продолжительность его специфического стажа считается цензурированной справа.

Различия в ожидаемой продолжительности законченного специфического стажа оказываются даже более значительными, чем можно было ожидать, основываясь лишь на данных о незаконченном стаже. Кривые для неформальных наемных работников спускаются вниз очень круто по сравнению с довольно пологими кривыми для формальных наемных работников. К сожалению, количество законченных событий для формальных и неформальных самозанятых слишком мало для того, чтобы корректно оценить для них кривые дожития. Однако из приводимых рисунков следует, что средняя величина законченного специфического стажа у этих групп близка к ее величине для формально занятых по найму. (Конечно, с той оговоркой, что интерпретация специфического стажа для самозанятых не вполне очевидна.)

Рис. 7.1. Оценки Каплана – Мейера для мужчин и женщин

Предложение труда женщин, как хорошо известно, отличается большей чувствительностью по отношению к таким событиям, как вступление в брак или рождение детей. Как следствие, у них средняя продолжительность законченного специфического стажа должна быть короче, чем у мужчин. И действительно, в случае с неформальными работниками это оказывается так. Однако его продолжительность у женщин, работающих формально по найму, оказывается значительно больше, чем у работающих таким образом мужчин. Здесь возможны два взаимодополняющих объяснения. Во-первых, может проявляться эффект законодательства, регулирующего труд женщин с маленькими детьми. По российским законам, после рождения ребенка женщина может до трех лет находиться в отпуске по уходу за детьми, сохраняя при этом свое рабочее место и, соответственно, накапливая стаж. Другое объяснение (и оно дополняет первое) связано с повышенной концентрацией женщин в бюджетном секторе, где все рабочие места формальны и относительно стабильны.

Оценивание кривых дожития связано с рядом проблем. Например, «старые» и «новые» рабочие места имеют изначально разную природу, что повышает риск смещения оценок из-за влияния различных ненаблюдаемых обстоятельств. Понятно, что формальные рабочие места, созданные в советское время на крупных предприятиях и дожившие до наших дней (и которые, возможно, проживут еще не один год), принципиально отличаются от тех, что создаются в последнее время. Недавно созданные рабочие места менее «живучи» уже в силу особенностей тех отраслей (например, в строительстве или торговле) или фирм (малого размера), где они преимущественно появляются. Это может порождать заметные различия в продолжительности специфического стажа между когортами, даже если по всем остальным параметрам они мало отличаются.

Оценки вероятностей дожития по возрастным группам показывают, что для неформальных работников характер «выживания» рабочих мест практически не зависит от возраста человека. Они краткосрочны и для молодых, и для пожилых (это естественным образом согласуется с табл. 7.1). Ситуация с формальными рабочими во многом иная. Шансы на их длительное «дожитие» (длинная продолжительность специального стажа) повышаются с возрастом человека. Отчасти большая продолжительность работы в старших возрастах может быть следствием того, что человек долго искал свое «трудовое счастье» и когда, наконец, нашел, готов держаться за него обеими руками. У многих молодых людей такой поиск, связанный со значительными издержками, еще не завершен, им на это требуется время, а пока они готовы довольствоваться вре́менной (для себя) работой. Однако межгрупповые (межвозрастные) различия в медианной продолжительности слишком велики, чтобы полностью списывать их лишь на такого рода издержки поиска.

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.