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

Результаты оценивания МНК-регрессии говорят о том, что с учетом дополнительных контрольных переменных в 2000–2005 гг. принадлежность к неформальной занятости не оказывала влияния на средние месячные заработки индивидов (табл. П8-10). Только в 2000 и 2002 гг. коэффициент при переменной неформальности статистически значим, хотя лишь на 10-процентном уровне, и положителен. Это свидетельствует о том, что неформальность в среднем приносила дополнительную финансовую выгоду неформально занятым работникам по сравнению с идентичными работниками, занятыми на формальной основе. Значимый отрицательный эффект неформальности появляется в 2006 г. и сохраняется до 2010 г. Средний размер «штрафа» за неформальность в этот период составлял 5–7 %, а в 2009 г. доходил до 10 %.

При этом занятые без трудового контракта на предприятиях имели в среднем такие же заработки, как и другие занятые на предприятиях, т. е. как и формальные работники. Занятые не на предприятиях имели преимущества в 2000–2004 гг., но утратили его в последующие годы. Лишь в 2010 г. для этой группы мы вновь видим значимый положительный коэффициент, но его величина в несколько раз меньше, чем в начале 2000-х годов (6 % против 20 %). Работники с нерегулярными приработками после контроля продолжительности рабочего времени оказываются на равных с формальными работниками по условиям оплаты труда в 2000–2003 гг. В более поздние годы они стремительно теряли этот паритет. К концу 2000-х годов «штраф» за неформальность для работников без регулярной работы достиг 25–30 %.

Отрицательные отдачи от неформальности во второй половине 2000-х годов являются довольно неожиданным результатом, учитывая, что на графиках наблюдается сближение двух кривых распределения на протяжении рассматриваемого периода (см. рис. П8-3). «Недоумение» усиливается, если посмотреть на рис. П8-8, где показаны различия в средних лог-зарплатах неформально и формально занятых – на протяжении 2000-х годов произошло заметное сокращение среднего разрыва в лог-зарплатах. Однако тот же рис. П8-8 дает ключ к разгадке. На этом графике, наряду с общим разрывом, представлена его декомпозиция на эффект состава и эффект отдач по методу Оаксаки – Блайндера [153](см. Приложение П8).

Эффект состава «объективен» и связан с различиями в структуре формально и неформально занятых при условии равной отдачи от одинаковых характеристик в этих группах. Более низкие заработки занятых на неформальной основе в значительной степени связаны с причинами структурного характера – они менее образованы, работают меньшее количество часов в течение месяца, среди них больше тех, кто проживает на селе, в поселках городского типа, малых городах и бедных регионах. В сумме эти обстоятельства перевешивают тот факт, что среди неформально занятых преобладают мужчины, обладающие более высокими заработками, чем женщины. Значительная часть общего разрыва – от 70 до 116 % в разные годы – объясняется различиями в составе групп по наблюдаемым характеристикам, а оставшаяся часть – различиями в отдачах от характеристик (необъясненная часть). К необъясненной части относятся также различия в константах.

Рисунок П8-8 показывает, что в течение рассматриваемого периода происходило сокращение различий между формально и неформально занятыми по наблюдаемым характеристикам. По отдельным характеристикам происходило «разбегание», но оно с избытком компенсировалось сближением по другим. Это сближение начинается с 2004 г. Таким образом, неформальная занятость – в целом – не становится уделом работников с низким уровнем человеческого капитала. Наоборот, в течение 2000-х годов неформальные работники все в меньшей степени отличались от работников, занятых на формальной основе. Именно усиление сходства по составу групп явилось основной причиной сближения кривых распределения на рис. П8-3.

В то же время эффект отдач в течение рассматриваемого периода поменял знак – это хорошо видно на рис. П8-8 и отражается в коэффициенте при переменной неформальности в МНК-регрессии. В первые годы периода коэффициент статистически незначим, но не исключено, что при большем объеме выборки мы могли бы иметь значимую положительную премию на неформальность в первой половине 2000-х годов (в 2000–2003 гг. выборка РМЭЗ была в 1,5–2 раза меньше, чем в последние годы).

Падение премии от занятости в неформальном секторе происходило в основном из-за снижения дополнительной выгоды от каждого дополнительного часа работы. Это падение часовых ставок невозможно объяснить внутри модели (другими учтенными наблюдаемыми характеристиками). Оно может быть связано, во-первых, с изменением институциональных условий – например, введением плоской шкалы подоходного налога с 2001 г., снижением ставок единого социального налога в 2005 г. Все эти изменения существенно снизили преимущества неформального найма для работодателей во второй половине 2000-х годов. Во-вторых, возможно, в 2000-е годы происходило усиление сортировки между формальной и неформальной занятостью по ненаблюдаемым характеристикам. Сокращение спроса на труд в формальном секторе могло привести к «выдавливанию» работников с плохими характеристиками. В-третьих, по мере экономического развития работодатели в формальном секторе могли совершенствовать методы скрининга потенциальных работников, например, лучше оценивать качество образования или какие-то психологические характеристики кандидатов на занимаемые должности. Тогда улучшение состава по наблюдаемым характеристикам могло сопровождаться более интенсивным отсевом в неформальную занятость работников с более низкими показателями по другим характеристикам (ненаблюдаемым в нашей базе данных, но наблюдаемым и учитываемым работодателями). Однако все эти гипотезы нуждаются в дополнительных исследованиях.