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

Как отмечалось выше, влияние МЗП на неформальную занятость во многом зависит от ее влияния на формальную, в связи с чем во многих эмпирических исследованиях анализируется влияние МЗП и на формальную занятость. В нашей работе мы также рассчитываем и используем дополнительный показатель – уровень формальной занятости (Форм) – это доля работников, имеющих основную работу в формальном секторе, в процентах от населения в возрасте экономической активности (15–72 лет).

Данные ОНПЗ позволяют рассчитать описанные показатели по состоянию на середину каждого квартала (т. е. за февраль, май, август и ноябрь месяцы) каждого года рассматриваемого периода [88]. Динамика показателей неформальной занятости представлена на рис. П5-2. Мы наблюдаем распространение неформальности в 2001–2009 гг. и некоторое ее снижение в 2010 г. (подробнее см. главу 3) [89]. Описательные статистики по всем используемым переменным представлены в табл. П5-4. Данные подтверждают, что во втором подпериоде, в сравнении с первым периодом, заметно выросли как значения МЗП и индекса Кейтца, так и межрегиональная вариация в этих показателях.

Поскольку ОНПЗ не содержит информации о заработной плате, мы вынуждены пользоваться данными о заработной плате из статистики предприятий и не можем оценить эффект МЗП на уровень и распределение заработков неформально занятых.

В существующей литературе можно выделить три основных подхода к оцениванию влияния МЗП на рынок труда. Во-первых, это использование временных рядов агрегированных данных по стране в целом (см.: [Brown et al., 1982]); во-вторых, это панельные данные по регионам (например: [Neumark, Wascher, 1992]); в-третьих, это подход, предполагающий анализ отдельных повышений МЗП (например, [Card, Krueger, 1995]).

В нашем исследовании применяется второй подход, мы следуем методологии, предложенной Д. Ньюмарком и В. Уошером [Newmark, Washer, 1992]. Их работа – одно из первых обстоятельных исследований эффектов МЗП, выполненных на панельных региональных данных. Хотя авторы фокусировали внимание на молодежной занятости, предложенная ими методология применима для идентификации влияния МЗП также и на другие параметры рынка труда, в том числе на неформальность.

Идентификационная стратегия основана на оценивании уравнения следующего вида:

Y iT = α + β · Kaitz i,t + γ 1· Year + γ 2· Month + α i + ε iT , (1)

где i – регион; t – месяц; Т – февраль, май, август или ноябрь (на эти месяцы доступны региональные данные по зависимым переменным); Y – доля неформально занятых от всех занятых в регионе, %; Kaitz – индекс Кейтца, равный отношению МЗП в момент времени t к средней заработной плате в регионе в момент времени t; Year – годовые дамми-переменные, призванные контролировать изменения в экономике, происходящие на национальном уровне; Month – месячные дамми, призванные контролировать сезонность как в неформальной занятости (например, летом доля неформально занятых обычно растет), так и в индексе Кейтца (например, в декабре наблюдается всплеск в данных по средней номинальной заработной плате, что ведет к «провалу» в индексе Кейтца). Отметим, что годовые и месячные дамми вместе позволяют контролировать возможное наличие тренда в переменных; α i – ненаблюдаемые региональные эффекты; α, β, γ 1и γ 2– коэффициенты; ε – ошибки.

Основной интерес для нас представляет коэффициент β. Более высокий индекс Кейтца в регионе ассоциируется с относительно бо́льшими издержками работодателей на труд. Также можно ожидать, что доля работников с производительностью труда ниже уровня МЗП выше в тех регионах, где индекс Кейтца относительно выше [90]. Таким образом, наша ключевая гипотеза состоит в том, что более высокий уровень индекса Кейтца должен приводить к более высокому уровню неформальной занятости.

Позволяет ли оценивание уравнения (1) установить наличие причинно-следственной связи? Здесь мы сталкиваемся с несколькими методологическими проблемами.

Первая проблема заключается в том, что, несмотря на экзогенность федерального МРОТ по отношению к ситуации на конкретных региональных рынках труда [91], его влияние на них связано с величиной средней заработной платы (другими словами, уровнем производительности труда) в соответствующих регионах. Однако сама средняя заработная плата может являться эндогенной по отношению к уровню неформальной занятости. Вторая проблема состоит в том, что более высокая МЗП автоматически приводит к более высокой средней заработной плате, поэтому влияние МЗП на рынок труда недооценивается.

Для того чтобы обойти эти проблемы, мы используем модифицированный индекс Кейтца, который строится как соотношение МЗП в момент времени t к средней заработной плате в регионе в момент времени t – 1 [92]. Кроме того, допуская, что ненаблюдаемые региональные факторы могут быть коррелированны с индексом Кейтца, мы включаем в уравнение (1) фиксированные эффекты для регионов. Для того чтобы учесть ненаблюдаемые меняющиеся во времени регионально-специфические шоки спроса и предложения, мы включаем также в уравнение (1) квартальный индекс промышленного производства [93].

Еще одна возможная проблема в оценивании эффекта МЗП на рынок труда связана с ограниченностью доступных данных. Повышение минимальной заработной платы может произойти в любой месяц в течение года, однако обследование ОНПЗ проводилось (до сентября 2009 г.) только четыре раза в год – во второй месяц каждого квартала. Такая структура данных имплицитно закладывает в эконометрическую модель некоторое запаздывание. Мы будем пытаться обнаружить эффект от повышения МЗП только через определенное количество месяцев после того, как оно случилось. Например, в 2001 г. повышение федерального МРОТ произошло в июле, однако ближайшие к этому данные о неформальной занятости относятся к августу того же года.

В период с 2001 по 2006 гг. было шесть случаев повышения федерального МРОТ. Из них в двух случаях данные по зависимым переменным доступны на месяц повышения, что предполагает эффект с лагом 0, 3, 6 и т. д. месяцев. В трех случаях разница между месяцем повышения МРОТ и первыми имеющимися данными составляет один месяц, что предполагает поиск эффекта с лагом 1, 4, 7 и т. д. месяцев. В одном случае разница составляет два месяца, что предполагает поиск эффекта с лагом 2, 5, 8 и т. д. месяцев. Подобные расхождения возникают еще чаще в период после сентября 2007 г., когда регионы могли вводить свои МЗП в любой месяц.

В литературе не сложилось консенсуса о том, в какой момент времени после повышения МЗП следует ожидать наибольший эффект. С одной стороны, например, наличие издержек увольнения и подстройки других факторов производства говорит в пользу отложенного эффекта. С другой стороны, о повышении МЗП обычно объявляется заранее, и работодатели к этому моменту уже могут сократить занятость, что означает опережающий эффект (более полное обсуждение см.: [Neumark, Wascher, 2008, ch. 3, p. 65–67]).