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

На данном этапе мы ограничились анализом знака и значимости полученных коэффициентов, не оценивая предельные эффекты, так как при анализе отдельных волн полученные оценки потенциально могут быть подвержены значительным смещениям, связанным с влиянием ненаблюдаемых характеристик.

На третьем этапе используется модель с фиксированными эффектами на панельных данных [182]. Во-первых, полученные оценки при индикаторах неформальности в такой модели являются фактически оценками влияния изменений в положении на рынке труда на субъективный социальный статус. Во-вторых, она отчасти решает проблему смещения оценок из-за потенциального влияния ненаблюдаемых характеристик работников, приводящих к неслучайному отбору в определенный статус на рынке труда. Модель панельной регрессии с фиксированными эффектами основывается на предпосылке о том, что ненаблюдаемые эффекты постоянны во времени. Поэтому, наблюдая одних и тех же людей на протяжении определенного периода, можно исходить из того, что контролируются и эти ненаблюдаемые (а потому прямо неизмеряемые) постоянные индивидуальные различия. Таким образом, можно получить несмещенные оценки интересующих параметров [Wooldridge, 2002]. Если же ненаблюдаемые эффекты являются непостоянными во времени (к примеру, можно предположить, что склонность к риску имеет тенденцию уменьшаться с возрастом), то модель с фиксированными эффектами не подходит, и необходимо использование модели со случайными эффектами. Для проверки того, какая из моделей применима в каждом конкретном случае, как правило, используется тест Хаусмана.

Общая спецификация МНК-регрессии с фиксированными эффектами имеет следующий вид:

y it = α i + X it β + ε it ,

где y it – зависимая переменная для наблюдения i в момент времени t (одна из пяти самооценок социального статуса); X -набор независимых объясняющих переменных; β – оценки параметров; α i – индивидуальный эффект наблюдения i, не зависящий от времени t, ε it – случайная ошибка.

Мы оцениваем эту модель на панели за 2000–2010 гг. для двух совокупностей: для всех категорий состояний на рынке труда (включая безработных и экономически неактивных) и только для занятых. В последней спецификации вводились дополнительные контролирующие переменные, касающиеся особенностей занятости – отрасль занятости, специфический стаж, наличие второй работы, логарифм часов рабочей недели, – которые позволили более подробно проанализировать особенности восприятия собственного социального статуса неформальными работниками. Помимо этого, каждая из данных моделей оценивалась отдельно для мужчин и для женщин.

Формальный тест Хаусмана подтвердил предпочтительность использования модели с фиксированными эффектами по сравнению с моделью со случайными эффектами.

Подробное обсуждение основных тенденций неформальности, предпринятое в предшествующих главах на тех же данных РМЭЗ – ВШЭ, избавляет нас от необходимости делать это еще раз. Отметим лишь, что в рамках данного исследования мы фиксируем тот же тренд, заключающийся в экспансии неформальной занятости по найму в 2000–2010 гг.

Переходя к разговору о субъективном социальном статусе неформальных работников, рассмотрим вначале общий уровень соответствующих оценок для различных социально-демографических и профессионально-отраслевых групп. Для адекватного анализа особенностей восприятия своего положения неформальными работниками необходимо понимать: как ощущает себя население России в целом; каковы средние значения субъективного социального статуса и его вариация?

В табл. П10-1 приведены средние значения субъективного социального статуса в разных группах населения в 2010 г. В большинстве групп они расположены очень близко друг к другу и различия между ними зачастую незначимы. Средние самооценки показателей субъективного благосостояния и субъективной власти колеблются на уровне 3,5–4 баллов по 9-балльной шкале. Средние самооценки уверенности в возможности обеспечить себя самым необходимым в будущем и удовлетворенности текущим материальным положением также невысоки – в основном 2,0–2,5 по 5-балльной шкале.

Сопоставляя представленный дескриптивный анализ по 2010 г. с предыдущими исследованиями по России, относящимися к середине 1990-х и началу 2000-х годов [Gross, 2003; Kelley, Evans, 2004], можно заметить, что субъективный социальный статус российского населения не претерпел существенных позитивных изменений. Выявленные различия в самооценках различных социально-демографических и профессиональных категорий в целом согласуются с результатами эмпирических исследований субъективного социального статуса. В современной России субъективный социальный статус оказывается выше у более образованной и более квалифицированной части российского населения. Вместе с тем более высокие самооценки социального статуса демонстрируют респонденты молодого и среднего возрастов. Похожие результаты были получены для Эстонии К. Линдеманн, которая связывает их с шоком перехода к рыночной системе [Lindemann, 2007]. Образование, полученное молодежью, становится более востребованным, в то время как профессиональная квалификация и навыки работников старших возрастов обесцениваются. В этом также проявляется отличие переходных стран от стран Западной Европы, в которых субъективный социальный статус последовательно увеличивается с возрастом, а потому самые высокие самооценки социального статуса характерны для людей старшего и пожилого возраста.