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

В таблице П6-8 представлены МНК-оценки уравнения (6–1). Основное идентификационное допущение для МНК-DID-оценок состоит в том, что ни одна из ненаблюдаемых характеристик, влияющих на участие в неформальной занятости, не коррелирована с попаданием в группу воздействия. Попытка корректнее специфицировать модель для бинарной переменной (с помощью пробит– или логит-модели. – Примеч. переводчика) потребовала бы наложения дополнительных идентификационных допущений, поэтому мы отказываемся от этого. Для расчета стандартных ошибок использовался метод Арелано [Arellano, 1987], который позволяет учесть гетероскедастичность и автокорреляцию произвольной формы[125].

Результаты подтверждают, что налоговая реформа привела к сокращению неформальной занятости по найму. После учета всех наблюдаемых индивидуальных и семейных характеристик, а также макроэкономических шоков через годовые дамми-переменные ожидаемая вероятность неформальной занятости в пореформенный период для контрольной группы увеличилась на 8 %. В то же время для тех, кто испытал снижение налогов, неформальность выросла на 4 % меньше. Эти оценки являются экономически и статистически значимыми. Коэффициенты при контрольных переменных имеют ожидаемые знаки. Неформальность меньше распространена среди женщин, русских, высококвалифицированных работников и тех, кто состоит в браке.

Эффект реформы на неформальные приработки составил –7,2 %. Это очень большой эффект, учитывая, что в 2000 г. доля работников в этой группе была немногим выше 13 %.

Как и ожидалось, результаты регрессий показывают также, что эффект для неформальных предпринимателей и неформальности на второй работе не был ни экономически, ни статистически значимым. Реформа не оказала сильного воздействия на эти группы.

Снижение доли неформальной занятости среди занятых по найму и занятых нерегулярными приработками могло быть связано с пропущенными переменными. В частности, можно предположить, что ненаблюдаемые характеристики представителей контрольной группы систематически отличаются от тех же характеристик в группе воздействия. Панельная структура РМЭЗ дает возможность учесть индивидуальную неоднородность и строить оценки на базе изменений в статусе отдельных людей (within individual changes). Ключевое предположение модели с фиксированными эффектами состоит в том, что эффект ненаблюдаемых переменных не изменяется во времени. Формально это означает, что случайная ошибка в уравнении (6–1) может быть записана следующим образом: uit = ci+ εit, где ci отражает постоянные во времени индивидуальные различия; εit – случайная ошибка с нулевым средним, при условии контроля принадлежности к группе воздействия, других независимых переменных и индивидуальных эффектов. Как известно, за робастность оценок с фиксированным эффектом приходится расплачиваться невозможностью получить оценки коэффициентов при постоянных во времени регрессорах.

Результаты оценивания уравнения (6–1) методом фиксированных эффектов представлены в табл. П6-9. Оценка эффекта для неформально занятых по найму составила -2,5 %, а для неформальных приработков она равнялась – 4,0 %. Оба результата статистически значимы. Снижение абсолютной величины коэффициентов часто наблюдается при использовании модели с фиксированными эффектами, поскольку вариация переменных на уровне индивидов более чувствительна к ошибкам измерения [Griliches, Hausman, 1986]. Эти результаты свидетельствуют о том, что, хотя ненаблюдаемые различия в способностях могли быть фактором искажения МНК-оценок, налоговая реформа все же вызвала существенное снижение неформальной занятости.

Результаты, представленные в этом разделе, могут не отражать действительного снижения общего уровня неформальности, если – вследствие налоговой реформы – индивиды переместились из одного вида неформальной занятости в другой. Для того чтобы проверить эту гипотезу, мы оценили то же уравнение для общего уровня неформальности. Оценки, приведенные в третьем столбце табл. П6-9, показывают, что результаты для отдельных видов неформальности, наоборот, скорее всего, являются консервативными.

Проверка чувствительности результатов. В таблице П6-10 представлены оценки эффекта налоговой реформы при различных спецификациях[126]. Мы также приводим результаты для всех видов нерегулярных приработков (формальных и неформальных), а кроме того для работников, у которых неформальные приработки являются единственным источником заработков.

Для того чтобы учесть изменения в характеристиках на региональном уровне – таких как местный уровень инфорсмента налогового законодательства, состояние финансовых рынков и т. д., – мы включили пересечения между 39 региональными дамми-переменными и годовыми дамми-переменными. Включение дополнительных контрольных переменных не оказывает существенного влияния на результаты.

Мы также провели серию экспериментов с определениями группы воздействия и контрольной группы. Во-первых, из анализа были исключены индивиды, о которых отсутствует информация о заработках в пореформенный период. (В соответствии с базовым определением эти индивиды входили в состав контрольной группы.) Во-вторых, мы включили в состав группы воздействия индивидов с месячным доходом от 3168 до 4800 руб. хотя бы в одном из пореформенных раундов. Эти небольшие модификации в DID-модели не привели к сколько-нибудь значимым изменениям в оценках.

В-третьих, мы использовали другой вопрос о доходах из анкеты РМЭЗ для формирования группы воздействия. Этот альтернативный вопрос включает доходы из всех источников (в том числе доходы, не облагаемые налогами), поэтому он не вполне подходит для определения группы воздействия[127]. Однако, если основные результаты останутся неизменными при использовании этого альтернативного определения, то это будет служить дополнительным подтверждением их достоверности.

В таблице П6-10 также представлены оценки для варианта формирования группы воздействия по доходам только за первые годы пореформенного периода. Как показано на рис. П6-3, реальные заработные платы росли на протяжении всего пореформенного периода. В результате в нашем базовом определении группы воздействия многие индивиды оказывались в этой группе благодаря высоким доходам за более поздние годы. Возможно, эти «запоздавшие» индивиды имели более высокую склонность к формальной занятости, что и оказало решающее влияние на результаты. Для того чтобы обезопасить себя от такой возможности, мы рассматриваем две модификации определения группы воздействия: (1) с использованием доходов только за 2001 г., (2) с использованием доходов за 2001–2004 гг. В обоих случаях мы исключаем из анализа всех индивидов, которые попали в группу воздействия (т. е. стали получать высокие доходы) по завершении соответствующих укороченных периодов. В целом, эти проверки дают удовлетворительные результаты. Оценки эффекта реформы на неформальные приработки увеличиваются по абсолютной величине по сравнению с базовой спецификацией и сохраняют высокую статистическую значимость. Оценки для неформально занятых по найму немного уменьшаются и становятся статистически незначимыми в случае, если для определения группы воздействия рассматривается только 2001 г. Отсюда можно заключить, что «запоздавшие» индивиды не оказывают решающего влияния на результаты. В следующем подразделе мы еще вернемся к вопросу о чувствительности результатов по отношению к различным определениям группы воздействия.