Мобильность и стабильность на российском рынке труда (Авторов)

Темницкий А.Л. Патерналистские основы российской цивилизации в сфере труда // Социологическая наука и социальная практика. 2015. № 2(10).

Наверное, в плановой экономике такое устройство занятости является близким к идеалу, а при необходимости изменений использовались административные или мобилизационные меры. Любая мобильность сверх той, что нужна была для выполнения планов, считалась вредной.

Труд и занятость в России 2013. М.: Росстат, 2013. С. 308–309.

См.: http://stats.bls.gov/opub/mlr/2014/article/examination-of-state-level-labor-turnover-survey-data.htm

См.: https://www.hse.ru/rlms/

См.: http://www.gks.ru/wps/wcm/connect/rosstat_main/rosstat/ru/

statistics/publications/catalog/doc_n40097038766

См.: http://www.gks.ru/bgd/regl/B12_04/IssWWW.exe/Stg/d06/3-plat.htm

Этого принципа мы придерживались и в наших предыдущих монографиях.

Данный раздел главы подготовлен на основе статьи [Гимпельсон, Капелюшников, Рыжикова, 2012].

Среднее арифметическое обеспечивает симметричность обеих мер относительно нуля.

Здесь мы рассматриваем промышленность как сумму трех видов деятельности (C + D + E, где C – Добыча полезных ископаемых; D – Обрабатывающие производства; E – Обеспечение электрической энергией, газом и паром).

Как следствие, с учетом сектора малого предпринимательства все показатели могут быть выше.

Так, в 2004 г. весь сектор КСП насчитывал около 40,7 млн замещенных рабочих мест, а в 2014 г. – 35,2 млн.

См.: www.bls.gov/web/cewbd/anntab2_1.txt

См.: www.gks.ru/wps/wcm/connect/rosstat_main/rosstat/ru/statistics/enterprise/reform/#

Исключением можно считать только 2008 г., когда смертность среди предприятий была сверхвысокой -21 %.

Принятое нами деление на частный и государственный секторы расходится с официальной классификацией, используемой Росстатом. Если, согласно ОКФС, смешанные предприятия рассматриваются как частные, то мы считаем более правильным относить их к группе предприятий, находящихся под контролем государства.

Мы здесь не обсуждаем общественные и религиозные организации, так как их доля в общей занятости крайне мала.

Как мы уже отмечали, проблема ошибочной идентификации создания новых/ликвидации старых предприятий частично воспроизводится от года к году.

Отметим, что в настоящее время государственный сектор (в нашем определении) аккумулирует свыше 60 % (!) всех рабочих мест, имеющихся в сегменте крупных и средних предприятий. Причем такое соотношение между государственным и частным секторами оставалось практически неизменным на протяжении всего рассматриваемого нами периода.

Это сельское хозяйство (ОКВЭД-1), финансовое посредничество (ОКВЭД-10) и государственное управление (ОКВЭД-12).

Далее мы используем термин «сегмент», чтобы избежать содержательного пересечения с «сектором» как отраслью или набором отраслей. При этом мы не имеем в виду сегментированность экономики в смысле, в каком она рассматривается с дуалистической точки зрения [Lewis, 1954; Harris, Todaro, 1970].

Мы понимаем, что обратное влияние динамики производительности труда на структурные сдвиги также нельзя исключать, и оно представляет значительный интерес, но этот аспект проблемы остается за рамками данного исследования.

См. обзор в работах: [Jorgenson, Timmer, 2011; World Bank, 2008] для стран с переходной экономикой и [Timmer et al., 2015] – для развивающихся. Эффекты реаллокации ресурсов в отраслях российской промышленности в 1990–2002 гг. обсуждаются в статье [Бессонов, 2004].

Денисон не называет таких самозанятых неформальными работниками, поскольку сам термин в современном смысле появился в литературе лишь в 1970-е годы применительно к развивающимся странам. Для обозначения этого явления в развитых странах он стал использоваться еще позже.

Де Фрис с соавторами [Vries et al., 2012] рассматривают влияние неформального сектора на рост производительности в Индии, используя метод декомпозиции, предложенный Денисоном [Denison, 1962].

Изменения, интерпретируемые как технологические, могут быть также связаны с временным нарушением равновесия из-за запоздалой реакции на произошедшие ранее технологические изменения, с изменением условий внешней торговли, низкой мобильностью труда и капитала, а также всевозможными барьерами для свободной конкуренции [Reinsdorf, 2015].

Используется аббревиатура, предложенная в работе [Dumagan, 2013].

См. подробнее: [De Avillez, 2012].

Generalized exactly additive decomposition. Дж. Думаган, предложивший эту аббревиатуру, поясняет, что метод – «обобщенный» (generalized), поскольку пригоден не только для измерения выпуска в постоянных ценах, но и для оценки его динамики с использованием цепных индексов (chain value measure). Метод абсолютно аддитивный (exactly additive), поскольку при использовании показателей выпуска обоих типов вклады темпов прироста производительности отдельных отраслей равны вкладу темпов прироста агрегированной производительности [Dumagan, 2013].

Подробнее вывод этого соотношения см. в работе [Воскобойников, Гимпельсон, 2015].

В качестве иллюстрации низких темпов роста производительности в секторе услуг Баумоль приводит пример струнного квартета, производительность которого неизменна столетиями. Коллектив музыкантов затрачивает сегодня на исполнение определенного произведения Моцарта ровно столько времени, сколько и два столетия назад, но производительность труда в промышленности за эти годы возросла многократно.

Подробнее см. в работе [Воскобойников, Гимпельсон, 2015].

См. обзор в статье [Timmer, Vries, 2009]. Другие примеры последних работ: [World Bank, 2008; McMillan, Rodrik, 2011; Vries et al., 2012; Timmer et al., 2015].

Проблемы предельной производительности, недостаточной отраслевой детализации, неоднородности факторов производства, межотраслевого обмена технологиями, а также причинно-следственной связи между выпуском и производительностью рассматриваются в работе [Timmer, Szirmai, 2000].

Как показано в работе [Brown, Earle, 2008], выполненной на микроданных для промышленности шести стран с переходной экономикой, включая российскую, такая реаллокация в отдельные периоды может быть значительной. В то же время доступные микроданные не позволяют выходить за границы обрабатывающих отраслей и анализировать экономику в целом с учетом перетока работников в сферу услуг и неформальный сектор.

См.: [System of National Accounts, 1993: 1.17; System of National Accounts, 2008: 15.21]. Об использовании цепных индексов в российской статистической методологии см., например: [Росстат, 2014. Раздел 3].

См. также обзоры в работах: [Balk, 2014; Reinsdorf, 2015].

В явном виде это показано в работе [Dumagan, 2013] (см. соотношения (4.1) и (4.2)).

Именно этот эффект проявился в статистике США в связи с бурным ростом ИКТ-отраслей, что послужило основанием для отказа от расчета выпуска в постоянных ценах и перехода к цепным индексам (см. подробнее: [Landefeld, Parker, 1997; Dumagan, 2013]).

См. подробнее: [Воскобойников, Гимпельсон, 2015].

При обсуждении результатов ниже именно эти скорректированные значения в (3–9) упоминаются как прямой эффект, эффект относительных цен и эффект реаллокации соответственно.

См., например, альтернативные варианты в работах: [Vries et al., 2012; Diewert, 2015; Roncolato, Kucera, 2014; Reinsdorf, 2015].

Для решения стоящих перед нами задач полные отраслевые данные из СНС имеют определенное преимущество перед микроданными по фирмам, поскольку последние не позволяют выделять неформальный сегмент.

См., например, обзор литературы в статье [Bartelsman et al., 2013].

Данные за период 1995–2009 гг. доступны на сайте www.worldklems.net. Подробная методология представлена в работе [Voskoboynikov, 2012]. Отраслевые данные для российской экономики за указанный период можно также найти в базе данных WIOD (www.wiod.org) и в статистическом онлайн-приложении к статье [Vries et al., 2012], однако все они построены на основе Russia KLEMS.

Подробно соответствующие определения рассматриваются в книге [Гимпельсон, Капелюшников, 2014]. См. также: [Lehmann, 2015].

В институциональном секторе домашних хозяйств, включающем некорпорированные микропредприятия и самозанятых.

Методология расчета общего объема производства с учетом скрытой и неформальной деятельности в российской экономике опубликована в сборнике [Росстат, 1998], а также, с обобщением международного опыта, в руководстве [OECD, 2002].

См.: [Росстат, 2014, табл. 2.3.44] и аналогичные таблицы в сборниках за более ранние годы. Росстат также публикует показатели доли добавленной стоимости, досчитанной на основе корректировки на экономические операции, не наблюдаемые прямыми статистическими методами, за период с 2002 г. (см.: [Росстат, 2010, табл. 2.3.46–52] и аналогичные показатели в сборниках «Национальные счета России» за последующие годы). Мы предпочитаем именно отношение ВДС домашних хозяйств к ВДС в целом по соответствующему виду деятельности по следующим причинам. Показатель «Доля ВДС на операции неформального сектора» в этих таблицах точно совпадает с используемым нами отношением до 2009 г. включительно. Далее этот показатель начинает снижаться значительно быстрее, чем доля ВДС домашних хозяйств, что отражает, по-видимому, изменения в официальной методологии подсчета доли неформального сегмента. На это обстоятельство нам указал Р.И. Капелюшников.

По данным баланса затрат труда, доля отработанных часов вне организаций в общем количестве часов варьировалась в 2005 г. в интервале от 3 % по виду деятельности «Электрооборудование, производство электронного и оптического оборудования» до 38 % в виде деятельности «Обработка древесины и производство изделий из дерева».

Показатели для ряда секторов за 2002 и 2003 гг. очень быстро меняются. Так, в обрабатывающей промышленности доля досчитываемой добавленной стоимости в 2003 г. по сравнению с 2002 г. упала с 5 до 2,2 %, т. е. более чем в два раза! Природа таких скачков требует дополнительного анализа. Кроме того, подробные данные баланса затрат труда об отработанных часах как для экономики в целом, так и для ее корпоративного сектора доступны только с 2005 г.

Суть проблемы в том, что внутри таких крупных вертикально интегрированных холдингов, как «Газпром», ценообразование в операциях между входящими в их состав компаниями может быть нерыночным и преследовать цели минимизации налогообложения. В результате часть добавленной стоимости добывающей промышленности может быть приписана («передана»), например, оптовой торговле или трубопроводному транспорту, что приводит к значительным искажениям в показателях номинальной ВДС отраслей, участвующих в такого рода трансфертах (см. подробнее: [World Bank, 2005; Kuboniwa et al., 2005; Гурвич, 2004]).

Подробнее о расчете долей затрат труда в добавленной стоимости см. в работе [Voskoboynikov, 2012].

Далее с использованием метода GEAD-3f будет показано, что вклад РДК в реаллокацию связан в значительной степени с ростом относительных цен на продукцию сектора, а вклад перетока рабочей силы существенно меньше (табл. 3–7).

Этот год примерно соответствует середине рассматриваемого периода 1995–2012 гг. для максимального элиминирования эффекта фиксированных весов за все годы.

Действительно, официальный дефлятор валовой добавленной стоимости для вида деятельности «11. Добыча сырой нефти и природного газа; предоставление услуг в этих областях» в 2012 г. был в 2,7 раза больше по сравнению с уровнем 2005 г., а для вида деятельности «А. Сельское хозяйство, охота и лесное хозяйство» – в 2,1 раза [Росстат, 2013, табл. 2.5.14-2.5.15].

См.: [Vries et al., 2012], а также табл. 3-4-3-6 данной работы.

См.: [Сабирьянова, 1998; Foley, 1995]. В. Гимпельсон, Р. Капелюшников и Ф. Слонимчик анализировали потоки за нулевые годы, но в их фокусе было движение через разные сегменты неформального сектора [В тени регулирования, 2014; Slonimczyk, Gimpelson, 2015].

Подробно о природе и структуре данных см.: http://www.hse.ru/rlms

Об определениях неформальности см.: [В тени регулирования, 2014, гл. 1].

Очевидно, что параметры потоков чувствительны к принятым нами определениям для основных состояний на рынке труда. Если наиболее мобильные (или нестабильные в своем статусе) работники преимущественно приписываются к одному из состояний, то интенсивность потоков, связывающих именно это состояние, может искусственно возрасти. В нашем случае это касается работников, которые занимались случайной или нерегулярной оплачиваемой работой в течение последних 30 дней (см. определение занятых в разделе 4.3). Часть из них может иметь слабую связь с рынком труда, проявляющуюся в крайней нерегулярности работы и в малом числе часов, которые ей посвящаются. Если такое состояние постоянно во времени, то ошибочная их атрибуция к тому или иному статусу не будет влиять на абсолютную величину потоков, а на вероятности переходов – лишь через величину знаменателя. Если такие работники активно перемещаются между занятостью и неактивностью, то создают значительный холостой оборот, еще более «надувая» соответствующие интенсивности мобильности. Чтобы проверить масштаб потенциального искажения, вызываемого используемыми определениями, мы построили альтернативные определения занятости и неактивности. В этом случае мы отнесли к занятым лишь тех случайных работников, кто был занят такой работой более 10 часов в месяц. Эта группа составляет треть всех случайных работников, а оставшиеся две трети в этом случае считаются экономически неактивными. Подобное изменение в классификации по статусу занятости еще более поднимает показатели интенсивности потоков между занятостью и неактивностью, но практически не затрагивает другие потоки. Но значительная часть случайно занятых (в базовом определении) не является мобильным контингентом и составляет стабильную (с точки зрения классификации) компоненту рабочей силы. Расчеты, основанные на уточненном таким образом определении занятых и неактивных, лишь подтверждают выводы, полученные с помощью базового определения.

Доля уволенных по сокращению даже в кризисы не превышала 2,5 % от среднесписочной численности персонала [Труд и занятость в России, Росстат, разные годы]. Коэффициент замещения средней заработной платы средним пособием по безработице в рассматриваемый период не превышал 20 %, а начиная с 2005 г. – 15 %. О динамике неформальности см.: [В тени регулирования, 2014].

Обследование населения по проблемам занятости (ОНПЗ) – регулярное обследование, проводимое Федеральной службой государственной статистики путем опроса домашних хозяйств. Является основным источником данных для расчета показателей занятости и безработицы (по определениям МОТ).

Подробнее об особенности выделения данной группы см: [В тени регулирования, 2014].

Мы отдаем отчет в том, что неслучайный отбор на рынке труда может объясняться как действием ненаблюдаемых характеристик, так и неслучайным выбором статуса в первый год попадания в панель. Однако эконометрическое решение этой проблемы связано с наложением целого ряда сильных ограничивающих предположений, во многом снижающих прикладную ценность полученных в итоге результатов [Slonimczyk, Gimpelson, 2015].

В качестве аналогии представим бассейн с двумя трубами: входящей и исходящей. При постоянном оттоке уровень воды в нем будет определяться исключительно притоком.

В экономической литературе понятие «внутреннего рынка труда» используется в двух разных смысловых значениях. Одно – более раннее и более узкое – апеллирует к теории сегментированных рынков труда и делает упор на определенные институционализированные практики найма и продвижения внутри фирм [Doeringer, Piore, 1971], второе – более позднее и более широкое – относится к любым внутрифирменным перемещениям рабочей силы, которые анализируются через призму стандартной экономической теории и с помощью современного эконометрического аппарата [Lazear, Oyer, 2003]. В данной работе мы придерживаемся второй трактовки.

Чрезвычайно низкие показатели внешней мобильности объясняются, по-видимому, особенностями шведского рынка труда. Однако использование данных по всем работникам (т. е. как белых, так и синих воротничков) повышает показатель доли внешне мобильных работников до 12,5 % [Lazear, Oyer, 2003].

В предшествующих волнах некоторые из интересующих нас вопросов респондентам не задавались.

Исключение самозанятых объясняется тем, что у них по определению не может быть внутреннего рынка труда.

Данные РМЭЗ ВШЭ могут недооценивать масштабы внешней мобильности, так как респонденты, сменившие место работы и переехавшие при этом в другой регион, выпадают из выборки. Но едва ли эта недооценка является значительной, учитывая ограниченные масштабы межрегиональной миграции.

Официальные данные Росстата о движении рабочей силы также свидетельствуют о заметном снижении внешней мобильности в посткризисный период.

Правда, в этом случае будущая мобильность генерируется не прошлым опытом, а устойчивым вкусом к более рискованному поведению.

В принципе, возможна и иная интерпретация – наиболее востребованные все время пребывают в движении от хорошего к лучшему, но данные говорят в пользу первой.

Напомним, что речь идет об отсутствии занятости в корпоративном секторе (на предприятиях и в организациях).

Из этой закономерности выпадают только квалифицированные работники сельского хозяйства (ОКЗ-6), но эта группа настолько малочисленна (количество наблюдений недостаточно), что мы оставляем полученные для нее оценки без комментариев.

Отметим, что стажевые интервалы в табл. П5-4 и П5-5 не совпадают: вторые сдвинуты относительно первых на один год. Группа с прошлогодним стажем менее одного года соответствует группе с текущим стажем 1–2 года, группа с прошлогодним стажем 1–3 года соответствует группе с текущим стажем 2–4 года и т. д.

Мы не обсуждаем представленные в табл. П5-5 данные о внутренней мобильности, поскольку более точные и легче интерпретируемые оценки приведены в табл. П5-4.

Другой аспект самоотбора, потенциально вызывающего смещение оценок, связан с неслучайным отбором в мобильность. Влияние наблюдаемых характеристик схватывается контрольными переменными. Что же касается влияния ненаблюдаемых характеристик, то оно не очевидно, так как может иметь взаимопогашающие причины. Например, добровольная мобильность может стимулироваться ненаблюдаемой склонностью индивидов к риску, а недобровольная, наоборот, несклонностью. Кроме того, деление мобильности на добровольную (самоотбор в мобильность) и недобровольную (отбор работодателем) само по себе является сильно размытым. По этим причинам вопрос о коррекции на неслучайный отбор в мобильность мы не считаем в данном случае ключевым.

Здесь и далее мы используем данные РМЭЗ ВШЭ за 2005–2013 гг.

Многое здесь зависит от того, являются ли увольнения работников с прежнего места работы вынужденными или добровольными. В случаях, когда работники оказываются уволенными по инициативе фирм, мобильность выступает как причина, а заработная плата на новом месте работы – как следствие. Напротив, при увольнениях по инициативе самих работников более привлекательная заработная плата на новом месте работы служит триггером мобильности. (На самом деле ситуация сложнее, поскольку и в этом случае мобильность все равно оказывается необходимым предварительным условием для получения доступа к более высокой заработной плате.) Однако нас в данной работе интересует не столько вопрос о возможных причинно-следственных связях (ответ на него заслуживает специальной работы), сколько о том, сопровождается ли мобильность приростом заработной платы, независимо от того, что выступает в роли причины, а что в роли следствия.

Под рыночной ставкой мы понимаем альтернативную заработную плату, доступную работнику с данными характеристиками на внешнем рынке труда в текущих условиях. С учетом особенностей российского зарплатообразования [Гимпельсон, Капелюшников, 2015] рыночная ставка может лежать в достаточно широком интервале. Но это означает, что при данном уровне оплаты труда всегда велика вероятность существования вакансий с более высокой ставкой, стимулирующей текучесть.

В главе использованы данные опроса предприятий проекта «Факторы глобальной конкурентоспособности российских предприятий», выполненного в рамках Программы фундаментальных исследований НИУ ВШЭ в 2014 г.

В опросе RUFIGE использовалась «старая», ныне уже не действующая классификация юридических форм предприятий. Поэтому в данном случае мы также ссылаемся на нее.

Мы экспериментировали также с альтернативной группировкой, объединяя первые три варианта ответа в группу «генеральные директора – собственники», а два последних в группу «генеральные директора – наемные менеджеры без собственности».

Как отмечалось выше, мы экспериментировали с альтернативным делением обследованных предприятий на группы с генеральными директорами-собственниками и генеральными директорами – наемными менеджерами. Эконометрический анализ на основе этого альтернативного определения приводит к практически идентичным результатам.

В работах, посвященных волатильности доходов, заработная плата в текущем году рассматривается как сумма «постоянной» (permanent) и «переменной» (transitory) компонент. Постоянная компонента – это та часть заработной платы, которая остается одинаковой или предсказуемой на протяжении всех лет рассматриваемого периода. Переменная компонента представляет собой отклонения от постоянного уровня. Волатильность заработков характеризует негативные последствия мобильности.

В последние годы появились исследования, в которых проблема истощения выборки в обследованиях населения решается путем симуляций [Bowlus, Robin, 2012; OECD, 2015]. Это технически сложная процедура, базирующаяся на множественных предпосылках, которая заслуживает отдельного исследования. В настоящей работе все расчеты сделаны на фактических данных.

Мы не стали напрямую учитывать продолжительность рабочего времени, так как в кризис могло наблюдаться его сокращение.

С 1 января 2009 г. МРОТ был увеличен с 2300 до 4330 руб.

Антикризисная программа, реализованная в 2009 г., предполагала дополнительную поддержку работников, находящихся под риском увольнения, в форме участия в «общественных работах» для работников, переведенных на режим неполной занятости. Общественные работы могли включать уборку мусора, благоустройство территории и т. п., однако в большинстве случаев работники просто получали дополнительные выплаты в размере 1 МРОТ.

Ниже см. подробнее о сравнительных рисках ухода в незанятость.

В спецификацию были добавлены переменные, характеризующие форму собственности работодателя (по мнению респондента). Все переменные принимают значение единица, если в числе собственников есть выделенная категория юридических или физических лиц, и ноль в противном случае.

См. подробнее об измерении относительной мобильности в работе [Jantti, Jenkins, 2015].

Отметим, что подобный процент отсева в РМЭЗ ВШЭ не является исключительным для обследований населения. Диккенс [Dickens, 2000] приводит сопоставимые значения для британских обследований – около 30 % отсева за пятилетний период.

В предыдущем разделе мы получили, что вероятность остаться в выборке на следующий год повышается по мере роста заработной платы. Отметим, что в расчетах учитывался уход из «зарплатной» выборки по любым причинам (отсев, уход в незанятость, отказ сообщить заработную плату). Распределение респондентов по причинам ухода из выборки может различаться по децилям и по годам.

См. сравнение с другими странами в статье [Лукьянова, 2009].

Имеются в виду «новички» и «старожилы» в своих компаниях, а не на рынке труда в целом. В нашем случае это деление не связано жестко с возрастом.

Во многом иной характер могла приобрести и связь специального стажа с ненаблюдаемыми индивидуальными характеристиками работников. В стабильных экономиках эта связь является положительной: фирмы заинтересованы в том, чтобы как можно дольше удерживать у себя работников с лучшими способностями. Однако в нестабильных переходных экономиках более производительные индивиды с лучшим адаптивным потенциалом первыми реагировали на новые благоприятные возможности, открывавшиеся на рынке труда (например, переходя в новый частный сектор). Поэтому корреляция специального стажа с ненаблюдаемыми способностями работников могла поменять знак, став из положительной отрицательной.

Как известно из официальных рекомендаций РМЭЗ ВШЭ, для анализа за какой-либо отдельный год следует использовать репрезентативную выборку, тогда как полной выборкой следует оперировать при анализе тех же самых индивидов во времени.

Одна из проблем при работе с данными РМЭЗ – это отсутствие у некоторых респондентов информации о дате начала работы у текущего работодателя. Если неизвестен год начала работы, то таких респондентов приходится исключать из анализа. Если известен год, но неизвестен месяц, то, следуя общей рекомендации из работы А. Ощепкова, мы вменяем таким индивидам в качестве месяца начала работы июнь соответствующего года. Отметим также, что при измерении специального стажа на данных РМЭЗ может возникнуть соблазн измерять его в целых годах и вообще никак не использовать ответы на вопрос о месяце начала работы, независимо от того, известен он или нет. Однако это упрощение существенно занижает долю «новичков» со специальным стажем менее одного года [Ощепков, 2016].

Данные ОЗПП о доле работников с коротким стажем до одного года (показатель запасов) интересно сопоставить с данными отчетности предприятий о найме и выбытии рабочей силы (показатели потоков), которые также относятся только к сектору крупных и средних предприятий. Согласно официальной статистике, в период 2009–2013 гг. коэффициент найма в этом секторе колебался в пределах 25–30 %. Сравнив этот показатель с показателем доли работников с коротким стажем по ОЗПП (11–13 %), можно сделать вывод, что из каждых двух новых работников, нанятых в течение года, к его концу на предприятиях оставался только один. Это свидетельствует о крайне низкой степени закрепляемости «новичков» на предоставленных им рабочих местах.

Расхождения между данными РМЭЗ ВШЭ, с одной стороны, и ОНПЗ и ОЗПП, с другой, отмечались ранее в работе [Российский работник… 2011].

Как уже отмечалось, оценки доли «новичков» с коротким стажем по данным ОНПЗ и ОЗПП практически совпадают. Это странно, так как данные ОНПЗ – в отличие от ОЗПП – покрывают не только сектор крупных и средних предприятий, но также сектор малого предпринимательства и неформальный сектор с крайне неустойчивой занятостью. Вследствие этого следовало бы ожидать, что оценки по ОНПЗ будут намного ниже оценок по ОЗПП. Отсутствие между ними заметной разницы заставляет с большой осторожностью отнестись к ОНПЗ как источнику данных о специальном стаже.

Информация об отраслях занятости доступна в РМЭЗ только начиная с 2004 г.

Результаты для доли занятых с коротким стажем качественно похожи, поэтому мы не обсуждаем их в целях экономии места.

Отметим, что ошибки измерения, в принципе, могут иметь неслучайный характер. В российском случае есть основания считать, что ошибки измерения специального стажа коррелируют с рядом социально-демографических характеристик работников, а также с получаемой заработной платой [Ощепков, 2016].

Для учета этого возможного смещения Топель предложил следующую модификацию (2SFD-IV): инструментировать Exp0 в уравнении (8-12) с помощью общего трудового стажа Exp, исходя из предпосылки, что Exp не связано с μ. Однако такая предпосылка вызывает большие сомнения (см. выше).

Разделение респондентов на занятых в частном и государственном секторах мы проводили с помощью двух вопросов. Первый: «Являются ли владельцами или совладельцами вашего предприятия, организации иностранные фирмы или иностранные частные лица?» (код вопроса J24 в анкете РМЭЗ ВШЭ). Второй: «Являются ли владельцами или совладельцами вашего предприятия, организации или какие-либо российские частные лица, коллектив предприятия или российские частные фирмы?» (код вопроса J25). При ответе «нет» на оба вопроса респондент относился к государственному сектору, в противном случае – к частному.

В уравнение (8–8) мы включали с первой по четвертую степени специального и общего стажа. Более поздние исследования, проведенные после [Mincer, 1972], показали, что на американских данных полином четвертой степени стажа лучше отражает связь между заработной платой и стажем, чем полином второй степени [Lemieux, 2006]. Согласно нашим оценкам, то же самое справедливо и для российского случая. Другие исследования, в которых бы анализировался этот аспект на примере какой-либо страны с переходной экономикой, включая Россию, нам неизвестны. В качестве прокси для общего трудового стажа мы использовали показатель потенциального стажа, который вычислялся: возраст – 7 лет – число лет формального обучения.

Аналогичные расчеты производились и для женщин (также с учетом сектора занятости). См. таблицы П8-7-П8-9 Приложения.

Мы не обсуждаем оценки для других переменных помимо специального стажа, поскольку они согласуются с теоретическими ожиданиями, а также с результатами предшествующих исследований, оценивавших уравнение заработной платы на данных РМЭЗ ВШЭ (полностью эти оценки приведены в Приложении в табл. П8-6).

Так, у «старого» стажа оказывается мало наблюдений с короткими сроками, а, например, наблюдения со стажем от нуля до трех лет вообще отсутствуют полностью, поскольку первая волна РМЭЗ ВШЭ датируется 1994 г. Но с точки зрения накопления опыта именно самые первые годы являются наиболее продуктивными. Поэтому не исключено, что представленные оценки для «старого» стажа могут быть заниженными.

Для полноты картины все представленные выше модели мы оценили также для женщин. В целом полученные для них результаты качественно похожи на результаты, полученные для мужчин. Во-первых, значимая отдача от специального стажа в частном секторе начала появляться гораздо позже, чем в государственном секторе (табл. П8-7). Во-вторых, за исключением начальной точки (премия за первый год работы) профиль кумулятивной премии в государственном секторе лежит заметно выше, чем в частном. В-третьих, если в частном секторе отсутствие «старого» стажа является преимуществом, которое дает положительную прибавку к заработной плате, то в государственном секторе отсутствие «старого» стажа является недостатком, связанным со «штрафом» (табл. П8-8). Мы не обнаруживаем такого «штрафа» в случае мужчин, и это отличие может быть связано с тем, что женщины в большей мере, чем мужчины, представлены на тех рабочих местах, где ценится наличие «старого», «советского» опыта работы (например, это воспитатели в детских садах или учителя в школах). В-четвертых, полученные результаты подтверждают тезис о том, что «старый» и «новый» являются разными по своему наполнению и потому генерируют разные профили кумулятивной премии. Как и в случае мужчин, у женщин профиль премии для «старого» стажа лежит заметно ниже профиля для «нового». При этом в частном секторе профиль для «старого» стажа находится в отрицательной области (табл. П8-9). Наконец, применение методов Топеля и Алтонжи – Шакотко дает качественно схожие результаты. Как с учетом, так и без учета неоднородности специального стажа профили кумулятивных премий, получаемые этими методами, лежат ниже, чем профиль МНК. Это указывает на то, что, как и в случае мужчин, оценки МНК завышают отдачу от специального стажа.

Слова из знаменитой песни «За туманом», написанной в 1964 г. бардом Юрием Кукиным.

Международная конвенция о защите прав всех трудящихся-мигрантов и членов их семей. Принята резолюцией 45/158 Генеральной Ассамблеи от 18 декабря 1990 г.

До принятия в 2002 г. Федерального закона «О правовом положении иностранных граждан» основными регуляторами занятости иностранцев в России были Закон о правовом положении иностранных граждан в СССР (принятый в 1981 г. в редакции с поправками 1995 и 1996 гг.) и Указ Президента РФ от 16.12.1993 г. № 2146 «О привлечении и использовании в Российской Федерации иностранной рабочей силы».

Рассчитано по данным Статкомитета СНГ.

В. Рязанцев [Рязанцев, 2007, с. 158] считал, что ежегодное число нелегальных трудовых мигрантов на начало 2000-х годов составляло 3,3–5 млн человек. По расчетам В. Мукомеля [Мукомель, 2005, с. 197], в 20032005 гг. ежегодно трудилось около 4,6 млн нелегальных трудовых мигрантов.

Это правило было изменено в 2014 г.

Согласно первой редакции Федерального закона «О правовом положении иностранных граждан» (от 25.06.2006 г.) Правительством РФ ежегодно устанавливалась квота для иностранных работников из визовых стран («квота на выдачу иностранным гражданам приглашений на въезд в Российскую Федерацию в целях осуществления трудовой деятельности», статья 18, п. 1).

Постановление Правительства РФ от 15.11.2006 г. № 683 «Об установлении на 2007 год допустимой доли иностранных работников, используемых хозяйствующими субъектами, осуществляющими деятельность в сфере розничной торговли на территории Российской Федерации».

В соответствии с Указом Президента РФ от 05.04.2016 г. № 156 Федеральная миграционная служба (ФМС) России была упразднена. Соответствующие функции, полномочия и задачи переданы МВД России, где образовано Главное управление по вопросам миграции (ФМС МВД РФ).

Федеральный закон от 24 ноября 2014 г. № 357-ФЗ.

Исключение составляют обучающиеся в России иностранные студенты. В случае трудоустройства за пределами своего учебного заведения им следует получать разрешение на работу.

Кроме того, критерий «не менее 1 млн руб. в год» распространяется на специалистов, привлеченных к трудовой деятельности в особых экономических зонах, в Республике Крым; критерий «не менее 700 тыс. руб. в год» – на иностранных граждан, привлеченных для работы в технико-внедренческой экономической зоне. Требования по заработной плате отсутствуют для иностранных граждан, участвующих в реализации проекта «Сколково».

Количество граждан Белоруссии (включая трудовых мигрантов) в России трудно оценить, поскольку граждане Белоруссии в России (как и граждане России в Белоруссии) на законных основаниях (Договор о создании Союзного государства) придерживаются практики не регистрироваться в миграционных органах, поскольку в отличие от мигрантов из других стран они обязаны встать на миграционный учет в течение 90 дней после въезда.

Согласно поправкам к «Закону о правовом положении иностранных граждан», принятым в 2014 г., при трудоустройстве мигранты должны предъявить миграционную карту, в которой в качестве цели приезда в Россию указана «работа».

В своем интервью агентству «Интерфакс» начальник Главного управления по вопросам миграции МВД Ольга Кириллова сказала: «Два миллиона нарушителей миграционного режима никогда не вернутся в Россию». Интервью. Interfax. 1 июля 2016 г. http://www.interfax.ru/interview/516300

Повышенная доля профессиональных групп «специалисты среднего уровня квалификации.» и «работники сферы индивидуальных услуг.» среди граждан Узбекистана, Таджикистана, Кыргызстана обусловлена, в том числе, стремлением некоторых работодателей обойти квотные ограничения при найме работников невысокой квалификации путем получения для них разрешений на работу как для квалифицированных специалистов.

В 2007 г. было опрошено 4500 домохозяйств и 32000 индивидов. В 2009 г. опрос охватил 1503 домохозяйства из выборки 2007 г.

http://microdata.worldbank.org/index.php/catalog/72

http://microdata.worldbank.org/index.php/catalog/73

На вопросы анкеты отвечают сами мигранты, если они вернулись из поездки, а об отсутствующих рассказывает глава домохозяйства.

Доля населения, чьи доходы ниже национальной границы бедности.

World Development Indicators (http://databank.worldbank.org/data/reports.aspx?source=2&country=TJK&series= &period=#)

Доля домохозяйств, имевших хотя бы одного мигранта за последние 2 года.

Обратим внимание, что для части мигрантов в 2009 г. рассматриваемая поездка была второй по счету, а первая пришлась на 2008 г.

Мигранты в 2009 г. распределялись между 34 городами в 29 регионах России (в 2007 г. в выборку попало 17 городов). Новые мигранты едут в 16 городов и 11 регионов, а повторные мигранты – в 24 города и 18 регионов.

Это может происходить, например, из-за различий в доступности образования в двух странах.

Доходы дефлированы к 2009 г., но не учитывают стоимость жизни в регионе.

Источником информации о российских работниках были 16-я и 18-я волны Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ.

Сельская местность исключена.

Например, в США для некоторых групп работников существуют ограничения на заработную плату не ниже 95 % от средней заработной платы в данном населенном пункте и профессии.

t>

В качестве миграционного опыта на данном направлении нами используется опыт не индивида, а домохозяйства в целом. Это связано с техническими причинами. Стоит заметить, что случаи, когда мигранты из одного домохозяйства находятся в разных городах России, являются единичными.

По техническим причинам не для всей выборки возможно достоверно восстановить миграционный опыт до 2008 г.

Численная интерпретация результатов проводится с помощью понятия относительных шансов (odds ratio) события. Значения, представленные в таблице, являются экспонентой оцененных коэффициентов регрессии. Они равны изменению относительных шансов события при изменении независимой переменной на единицу при прочих равных условиях:

Либо в оба периода выбор определяют одни и те же ненаблюдаемые характеристики.

Мы не обнаружили исследований индивидуальных траекторий самовосприятия, которые бы рассматривали какие-либо другие самооценки помимо субъективного благополучия.

Во многом данные результаты согласуются с выводом теории перспектив Д. Канемана и А. Тверски об асимметричности реакции на увеличение и уменьшение благосостояния (потери и выигрыши) [Kahneman, Tversky, 1979].

Возможны случаи завышения индивидуальной самооценки теми людьми, которые находятся в крайне неблагоприятных объективных жизненных обстоятельствах [Hall, Ring, 1975], и занижения самооценки более успешными людьми [Hammermesh, 2001].

Здесь и далее используется термин «появление ребенка», а не «рождение ребенка», так как данное понятие включает также ситуацию усыновления или вхождения в домохозяйство детей, которые являются кровными или усыновленными родственниками его новых членов (падчерицы, пасынки).

Для расчетов использовалась команда Traj в пакете STATA, см.: [Nagin, Jones, 2012].

Формальным статистическим критерием для определения оптимального количества траекторий является минимальное значение байесовского информационного критерия.

Напомним, что значение «2» относится к варианту ответа «скорее не удовлетворены» на вопрос о степени удовлетворенности собственной жизнью.

Этот факт был подтвержден при оценивании МНК-регрессий на объединенных данных, в рамках которого лагированная самооценка респондента выступала в качестве ключевой объяснительной переменной его текущего самовосприятия. Во всех моделях коэффициенты при показателях предшествующей самооценки оказались значимы на однопроцентном уровне, и ни одна из других контрольных переменных не вносила такого же большого вклада в формирование текущей самооценки.

Согласно самооценке.

Данная закономерность воспроизводится при анализе всех показателей социального самочувствия, как среди мужчин, так и среди женщин.

Напомним, что значения «1» и «2» описывают различную степени неудовлетворенности, а «4» и «5» – удовлетворенности своей жизнью.

Используемый метод позволяет смоделировать последствия наступления жизненных событий в любой момент наблюдения, однако для наглядности была выбрана середина периода. Тестирование методики с выбором других периодов наблюдения в качестве момента наступления жизненных событий подтвердила устойчивость получаемых результатов.

Подробнее о методологии расчета движения рабочей силы и рабочих мест см. в главе 1.

Следует обратить внимание на особенности базы данных AMADEUS, в которую попали преимущественно предприятия корпоративного сектора. По данным национальной статистики, в России в первой половине прошедшего десятилетия в отличие от 1990-х годов наблюдался рост занятости, но при этом он происходил в основном на предприятиях некорпоративного сектора.