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

Общий уровень неравенства месячных заработков в случае формальной занятости фактически полностью определяется дифференциацией часовых ставок. Различия в продолжительности рабочего времени играют достаточно скромную роль и заметны лишь на хвостах распределения.

В случае неформальной занятости влияние различий в продолжительности рабочего времени на неравенство заметно выше. Для коэффициента Джини вклад часовых ставок и вклад рабочего времени сопоставимы между собой. На концах распределения лог-зарплат вариация рабочего времени имеет более существенное влияние на неравенство (измеренное дисперсией лог-зарплат), чем вариация часовых ставок. Этот вывод означает, что при анализе неравенства среди неформально занятых особое внимание следует обращать на различия в продолжительности рабочего времени.

Рисунок П8-7 иллюстрирует изменения, произошедшие в структуре неравенства в 2000–2010 гг. В формальной занятости доминирующей причиной снижения неравенства было сокращение дифференциации часовых заработков: график для часовых заработков для 2010 г. расположен левее графика для 2000 г. Распределение рабочего времени в случае формальной занятости не претерпело изменений – графики для 2000 и 2010 гг. практически идентичны. В случае неформальной занятости сокращение неравенства шло по двум каналам – сократились как дифференциация часовых ставок, так и различия в продолжительности рабочего времени. При этом наиболее существенное сокращение произошло за счет работников с небольшим числом часов работы, что могло быть связано с изменением структуры неформальной занятости, в частности, с сокращением доли работников без регулярной занятости. Эту гипотезу мы проверим в следующем разделе.

Как показал анализ, представленный в двух предыдущих разделах, неформальная занятость является внутренне неоднородной. Три подгруппы внутри нее – работники без трудового контракта, занятые не на предприятиях, работники с нерегулярными приработками – ведут себя по-разному, особенно это касается последней подгруппы. Более того, за 2000-е годы структура неформальной занятости существенно изменилась, в частности, заметно снизилась доля работников без регулярной работы.

В данном разделе мы попытаемся оценить эффект этих структурных изменений, а также проанализируем роль различий в продолжительности рабочего времени и часовых ставках. Для этого ограничимся одним показателем – дисперсией лог-зарплат. Проведение аналогичного анализа для коэффициента Джини возможно, но сопряжено с большими методологическими трудностями.

Дисперсию в период времени ( Var(y t ) ) можно выразить следующим образом [Juhn et al., 1993]:

где t – индекс времени; y t = ln(mw t ); f jt – доля работников 7-й подгруппы (J= 1,2…., К); Var(y Jt ) – дисперсия заработков в j-й подгруппе; y Jt – средняя заработная плата работников j-й подгруппы; y t – 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.