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

Попытаемся формализовать наши графические и интуитивные аргументы, выделив в показателях неравенства для месячных заработков вклад рабочего времени и вклад часовых ставок. Коэффициент Джини и дисперсию логарифма заработных плат можно разложить на три компонента: (1) неравенство, связанное с неравенством в продолжительности рабочего времени, (2) неравенство, связанное с неравенством в часовых ставках, (3) неравенство, связанное с совместным влиянием этих факторов. Последний компонент невозможно увидеть, анализируя кривые Лоренца – он «спрятан» в разном ранжировании индивидов при построении кривых Лоренца для часовых заработков и рабочего времени. Выделить эту важную часть неравенства можно только аналитическими методами.

Для дисперсии логарифма заработной платы подобный расчет делается очень просто:

Var(lnmw) = Var(lnh) + Var(lnhw) + 2Cov(lnh,lnhw), (8–1)

где mw – месячные заработки; h – рабочее время; hw – часовые заработки. Эту декомпозицию можно производить для всех работников и отдельно для формально и неформально занятых.

Для разложения коэффициента Джини на вклад часов и часовых ставок мы используем метод, предложенный в работе Дуарона и Баретта [Doiron, Barrett, 1996]. В его основе лежит модифицированная декомпозиция коэффициента Джини по источникам доходов (см.: [Lerman, Yitzhaki, 1985]). Для целей декомпозиции заработная плата представляется как сумма четырех слагаемых:

где μ(.) обозначает среднее значение переменной, стоящей в скобках.

В своей работе [Lerman, Yitzhaki, 1985] авторы показали, что коэффициент Джини можно выразить через эти четыре слагаемых следующим образом:

где R(Aj) – коэффициент корреляции между компонентом Aj из формулы (8–2) и распределением месячных заработков (R(Aj) = Cov(Aj,F(mw))/Cov(Aj,F(Aj))); Sj – доля компонента Aj в общих заработках (Sj=μ(Aj)/μ(mw)); Gini(Aj) – коэффициент Джини для для компонента Aj. Для последнего компонента (A4) коэффициент Джини равен нулю, так как произведение средних равно константе. Оставшиеся три компонента Дуарон и Баретт интерпретируют как вклад неравенства в часовых ставках (A 1), вклад неравенства в рабочем времени (A 2) и совместное влияние этих двух факторов (A3).

В таблице П8-6 представлены результаты декомпозиции коэффициента Джини и дисперсии лог-зарплат для всей выборки и отдельно для формальной и неформальной занятости[150]. Результаты выражены в процентах: по каждому году сумма компонентов, связанных с неравенством часовых ставок, рабочего времени и их совместного влияния, равна 100 %. Величины, превышающие 100 %, компенсируются выравнивающим влиянием других факторов – эти компоненты имеют отрицательный знак. В наших расчетах стабильно отрицательно на неравенство влияет совместное распределение часов работы и часовых ставок. Из этого следует, что люди с высокими часовыми ставками, как правило, работают меньшее количество часов, чем люди с низкими часовыми ставками.

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.

8.4. Неравенство заработков: изменения в структуре неформальной занятости

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(yt)) можно выразить следующим образом [Juhn et al., 1993]:

где t – индекс времени; yt = ln(mwt); fjt – доля работников 7-й подгруппы (J= 1,2…., К); Var(yJt) – дисперсия заработков в j-й подгруппе; yJt – средняя заработная плата работников j-й подгруппы; yt – средняя заработная плата по всем работникам.