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

Однако показатели Q также не идеальны. Они позволяют сравнивать интенсивности только встречных, но не любых потоков. Величина любого Q будет тем меньше, чем труднее «выбраться» из исходного сектора i и чем труднее «пробраться» в конечный сектор J. Она, следовательно, будет – среди прочего – определяться тем, как быстро закрываются существующие позиции в секторе i и как быстро открываются новые позиции в секторе J, т. е. зависеть от темпов оттока из того и другого. Можно сказать и так, что перейти из i в j будет тем труднее, чем больше средняя продолжительность пребывания в них для индивидов, которым довелось туда попасть. В устойчивом состоянии средняя продолжительность пребывания в любом из секторов будет представлять собой величину, обратную вероятности продолжения нахождения в нем по прошествии года. Эту величину, в свою очередь, можно представить как разность: единица минус темп оттока из данного сектора. Соответственно для сектора i средняя продолжительность пребывания в нем будет измеряться величиной 1/(1 – Pii), а для сектора j – величиной 1/(1 – Pjj). Мы можем получить оценки, очищенные от влияния факторов текучести в секторах i и J, если умножим показатель Qij на произведение средних продолжительностей пребывания в этих секторах: Vij = Qij/((1 – Pii) · (1 – Pjj)). Величину Vij можно рассматривать как индикатор того, насколько активно стремятся индивиды к переходу из i в J, невзирая на трудности, возможно, поджидающие их на этом пути. Следует отметить, что элементы матриц Q и V не являются оценками вероятностей и их значения могут превышать единицу.

Обратимся сначала к конвенциональным оценкам (Рij) частоты переходов между четырьмя агрегированными состояниями на рынке труда – неактивностью, безработицей, формальной и неформальной занятостью. Эти оценки представлены в верхней секции табл. П7-1. Напомним, что они рассчитывались по слитым данным за 2003–2010 гг. и, следовательно, показывают усредненные вероятности переходов между различными секторами для всего этого восьмилетнего периода.

Как следует из табл. П7-1, ежегодно на протяжении 2003–2010 гг. примерно 11 % российских работников формального сектора покидали его, переходя в неактивность, безработицу или неформальность. Ежегодный отток из формальной занятости в неформальную был при этом достаточно значительным – около 6 %, что почти вдвое выше аналогичного показателя, полученного Леманном и Пиньятти для Украины, страны со сходной структурой экономики, сходной институциональной системой и общим недавним прошлым. Другое не менее важное отличие состоит в том, что если на Украине большая часть оттока из формальной занятости направлялась в незанятость, то в России – в неформальную занятость. Оба эти наблюдения согласуются с представлением о преимущественно добровольном, а не вынужденном характере российской неформальной занятости.

С таким представлением хорошо корреспондирует и тот факт, что ежегодно около четверти (!) российских неформальных работников успешно «мигрировали» на формальные рабочие места. Столь активный «взаимообмен» между формальным и неформальным секторами скорее всего свидетельствует об отсутствии непреодолимых барьеров, отделяющих их друг от друга. В то же время риски перемещения в безработицу и особенно в неактивность у неформальных работников были существенно выше, чем у формальных. Это заставляет вспомнить о традиционном подходе, в котором неформальная занятость рассматривается как скрытая форма безработицы. Однако с учетом того, что ежегодно неформальную занятость покидал примерно каждый второй входивший в нее ранее работник, ее едва ли можно характеризовать как «ловушку», запирающую работников в неформальные трудовые отношения и оставляющую им мало шансов на получение работы в формальном секторе. Столь высокие темпы ротации свидетельствуют, что российская неформальная занятость не носит «застойного» характера и что большинство попадающих в ее ряды работников не склонны задерживаться в ней надолго.

Исходящий поток из экономической неактивности делился на два примерно равных «рукава». Один из них направлялся в формальную, другой – в неформальную занятость (табл. П7-1). Еще благоприятнее была ситуация для безработных, поскольку их отток на формальные рабочие места был заметно больше их оттока на неформальные рабочие места. Таким образом, в российских условиях нет оснований рассматривать неформальную занятость как промежуточный этап на пути из безработицы в формальную занятость, поскольку большинство переходов из безработицы в формальную занятость осуществляются напрямую. Вообще же стоит отметить, что в 2000-е годы российская безработица демонстрировала исключительно высокие темпы обновления: среди безработных по прошествии года поисками работы продолжали заниматься менее 20 %, тогда как остальные успевали за это время либо найти работу, либо вообще уйти с рынка труда. Иными словами, лишь каждый пятый российский безработный сталкивался с риском длительной безработицы (с продолжительностью свыше года), что по международным стандартам представляет весьма впечатляющий результат.

В центральной панели табл. П7-1 представлена Q-матрица для четырех выделенных нами состояний на рынке труда. Сравнивая q-коэффициенты для встречных потоков, мы обнаруживаем, что они практически совпадают. Такой результат плохо согласуется с гипотезой о жесткой сегментации по признаку формальность/неформальность. Действительно, если бы подобная сегментация имела место, то тогда неформальные работники были бы вынуждены вставать в «очередь» за получением формальных рабочих мест. В таком случае мы должны были бы наблюдать резкую асимметрию встречных потоков, например, пусть не очень интенсивный, но все же значимый отток из неформального сектора в формальный при практически нулевом движении в обратном направлении. Однако фактическая ситуация выглядит иначе: оба встречных потока достаточно существенны и сопоставимы по степени интенсивности.

Оценки V-матрицы (нижняя панель табл. П7-1) показывают, что российские работники несколько сильнее предрасположены к тому, чтобы переходить из неформальной занятости в формальную, чем наоборот – из формальной в неформальную. Они согласуются также с наблюдением Леманна и Пиньятти (сделанным на украинских данных), отметивших, что для разных потоков могут наблюдаться очень разные соотношения между q- и v-коэффициентами. Так, если склонность безработных и неактивных индивидов (измеряемая v-коэффициентами) к вхождению в неформальную занятость вполне сопоставима с их склонностью к входу в формальную занятость, то интенсивность их переходов (измеряемая q-коэффициентами) в первую оказывается в несколько раз ниже, чем во вторую. Отсюда можно сделать вывод, что хотя безработные и неактивные ищут работу в формальном секторе примерно так же активно, как и в неформальном, результаты этого поиска оказываются неодинаковыми. При равных усилиях им оказывается намного труднее проникать на формальные рабочие места, чем на неформальные. Это означает, что на российском рынке труда существуют барьеры, затрудняющие доступ к формальным рабочим местам и что, следовательно, определенная степень сегментации на нем все же присутствует. (Аналогичный вывод для украинского рынка труда делается в работе Леманна и Пиньятти.)