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

Анализ, представленный в предыдущих главах данной книги, показывает, что наблюдавшийся в 2000-е годы в России экономический рост сопровождался увеличением численности неформальных работников по найму, которые в значительной степени представляют собой низкоквалифицированную часть неформальной занятости в России. На основе этого мы можем выдвинуть гипотезу о том, что самооценки формальных и неформальных работников должны значимо различаться между собой, при этом неформальная занятость будет характеризоваться более низким уровнем самооценок социального статуса.

Эмпирической базой настоящего исследования являются данные РМЭЗ – ВШЭ за 2000–2010 гг. Их панельный характер позволяет анализировать перемещения работников на рынке труда и связанные с ними изменения в субъективном социальном статусе.

В определении статуса неформальной занятости мы следуем схеме, представленной в предыдущих главах, которая предполагала комбинирование ответов на вопросы о типе организации и форме деятельности (работа на предприятии, в организации; работа по найму у физического лица; собственное дело) и наличии или отсутствии официального оформления (письменных трудовых контрактов). Согласно этой схеме мы относим следующие группы работников к неформальной занятости:

• самозанятые [178];

• руководители незарегистрированных фирм;

• неформальные наемные работники, занятые на предприятиях;

• неформальные работники по найму, занятые не на предприятиях;

• нерегулярные работники (не имеющие постоянной работы).

Согласно алгоритму определения неформальных работников все занятые, которые не работали в рамках какого-то предприятия или организации, были включены в категорию неформально занятых. На следующем этапе эта группа разделялась на две подгруппы в соответствии с ответами на вопрос о характере трудовой деятельности – самозанятость и занятость по найму. Респонденты, указавшие, что они работают на предприятии или в фирме, относились к категории неформальных работников в том случае, если их трудовые отношения не были юридически оформлены – у них не было письменного трудового контракта [179]. Выделялось две подгруппы таких работников – неформально занятые по найму и неформальные предприниматели. Первые работали по найму на предприятии и не имели трудового договора или контракта. Вторые занимались предпринимательской деятельностью на собственном предприятии, но деятельность самих респондентов не была юридически оформлена. К категории нерегулярных (случайных) работников были отнесены респонденты, которые не имели основной работы, но указали, что были заняты хотя бы раз за последние 30 дней (к примеру, шили что-то на продажу или подвозили кого-то на машине, но при этом не имели основной работы).

На последнем этапе различные подгруппы неформально занятых были объединены: к группе неформальных предпринимателей были отнесены руководители незарегистрированных фирм и самозанятые, к группе неформальных наемных работников – неформально занятые по найму на предприятиях и занятые по найму у физических лиц. Категория нерегулярно занятых анализировалась отдельно.

Для измерения субъективного социального статуса используются пять показателей самооценок, содержащиеся в анкете РМЭЗ – ВШЭ. Три из них измеряются по 9-балльной шкале: по шкале субъективного благосостояния; по шкале субъективной власти; по шкале субъективного уважения [180]. Их использование следует традиции многопараметрического понимания социального неравенства, заложенной Максом Вебером [Weber, 1966]. Они соответствуют субъективным оценкам трех осей социального неравенства, которые являются определяющими при формировании положения в социальной иерархии – материального благосостояния, власти и уважения (престижа).

Еще две характеристики описывают «материальную» составляющую статуса с помощью 5-балльной шкалы: уверенность в возможности обеспечить минимальный уровень материального благосостояния в ближайшем будущем и удовлетворенность текущим материальным положением [181]. Они также вписываются в эмпирическую традицию изучения социального статуса. Первый из этих двух индикаторов характеризует оценку собственных возможностей и жизненных шансов, которые являются важной составляющей формирования статусных групп в веберовском понимании. Второй можно проинтерпретировать как косвенный индикатор соответствия собственных притязаний и достигнутого уровня благосостояния. Оно также формируется под воздействием ожиданий изменений благосостояния в будущем [Alwin, 1987], тем самым участвуя в определении текущего субъективного социального статуса.

Все отобранные индикаторы были проверены при помощи традиционных тестов на предмет их надежности и критериальной валидности на данных за 2008 г. Значение индекса α-Кронбаха составило 0,7, что свидетельствует о достаточной внутренней согласованности отобранных индикаторов и позволяет использовать их в качестве показателей субъективного социального статуса.

Аналитическая часть исследования состоит из трех последовательных этапов.

На первом этапе для получения общей картины распределений самооценок сравнивались средние значения субъективного социального статуса в шести различных группах (формальные работники, неформальные предприниматели, неформальные наемные работники, нерегулярно занятые, безработные, экономически неактивные) и анализировалась их динамика.

На втором этапе производился более глубокий анализ, в рамках которого статус на рынке труда рассматривался в качестве возможного фактора субъективных оценок социального положения при контролировании различных социально-демографических характеристик. Для этого мы оценили порядковые пробит-модели (ordered probit) на всех одиннадцати волнах РМЭЗ – ВШЭ для каждого из пяти отобранных индикаторов субъективного социального статуса. В нашем случае зависимая переменная (в качестве которой выступают последовательно каждый из пяти отобранных индикаторов субъективного социального статуса) может принимать 5 или 9 упорядоченных значений в соответствии с типом шкалы.

В основе модели лежит предположение о том, что точное значение интересующего нас параметра y*, который мы измеряем при помощи зависимой переменной, является на самом деле ненаблюдаемым [Wooldridge, 2002]. Вместо него мы имеем только значения y, который представляет собой упорядоченные категории – «группировки» значений y*.

y i *= β X i + ε i , (10-1а) где y i * – точное, но ненаблюдаемое значение зависимой переменной для наблюдения i (например, точный уровень субъективного уважения); y i – наблюдаемое значение зависимой переменной для наблюдения i; X i – набор независимых объясняющих переменных; β – оценки параметров; ε i – случайная ошибка, распределенная нормально.