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

Еще одна сложность связана с тем, что доходы индивида могут быть выше порогового значения не во всех, а только в отдельных пореформенных раундах. Мы относим к группе воздействия всех индивидов, чьи доходы были выше порогового значения хотя бы в одном раунде. Мы провели несколько тестов на робастность результатов, экспериментируя с более короткими периодами для определения группы воздействия. В контрольную группу были включены индивиды, не попавшие в группу воздействия и занятые хотя бы в одном раунде после реформы. Это означает, что индивиды, имевшие работу, но не сообщившие о своих заработках, также попадают в контрольную группу. На практике это очень небольшое количество индивидов, и их исключение из контрольной группы, как будет показано ниже, не оказывает влияния на результаты.

В принципе, всех индивидов с месячными доходами после реформы в промежутке от 3168 до 4800 руб. можно было бы также включить в группу воздействия. Однако для этой группы дополнительная выгода от реформы составила максимум 212 руб [123]. Поскольку это очень маленькая сумма, то в базовой спецификации эти индивиды включены в контрольную группу. Однако, как показано ниже, включение их в группу воздействия практически не меняет результаты.

В таблице П6-7 представлены отдельные описательные статистики для контрольной группы и группы воздействия. В базовой модели свыше 3/ 4выборки попадают в группу воздействия. Индивиды из группы воздействия в среднем моложе, имеют меньше опыта работы, но более образованны и чаще состоят в браке, чем представители контрольной группы. Домохозяйства представителей группы воздействия чаще проживают в городской местности. Они больше по размеру и имеют в своем составе больше женщин и детей.

В качестве первого шага для понимания эффекта реформы рассмотрим графики, иллюстрирующие динамику неформальности в группе воздействия и контрольной группе. Верхний левый график на рис. П6-4 показывает, что реформа, скорее всего, оказала воздействие на неформально занятых по найму. До 2001 г. участие в этом виде занятости было примерно одинаковым для обеих групп, но после реформы их поведение стало существенно различаться. В контрольной группе наблюдалось постоянное увеличение доли неформально занятых по найму. В группе воздействия прирост был менее значительным.

Хотя и не столь явно, но та же картина прослеживается для неформальных предпринимателей (верхний правый график). До реформы уровень неформальности был выше в группе воздействия. К 2009 г. больше неформалов стало уже в контрольной группе. Нижний левый график показывает, что реформа, похоже, не отразилась на уровне неформальности по второму месту работы. Наконец, нижний правый график дает убедительные подтверждения того, что снижение налогов способствовало сокращению неформальных приработков.

В целом, рис. П6-4 указывает на то, что налоговая реформа была успешной не только с точки зрения улучшения налоговой дисциплины. Снижение уровня налогообложения, повидимому, действительно «вытянуло» большое число людей в формальную занятость [124]. Однако, возможно, что видимые на графике эффекты не являются статистически значимыми. Еще важнее то, что, как показывает табл. П6-7, между группой воздействия и контрольной группой имеются явные различия по наблюдаемым переменным. Рисунки, представленные выше, не учитывают ни одно из этих различий. Видимые на них различия могут быть проявлением ложной корреляции.

Для того чтобы получить статистически корректные оценки эффектов реформы и учесть возможное искажающее влияние наблюдаемых характеристик, мы оцениваем следующее DID-уравнение:

где INF it – одна из переменных неформальной занятости; θ t – годовые дамми-переменные; X it и Z t – соответственно изменяющиеся и неизменяющиеся во времени индивидуальные характеристики; Post t – дамми-переменная для пореформенного периода; Treat t – индикатор принадлежности к группе воздействия; u it – случайная ошибка. Основным объектом интереса для нас является коэффициент α, который измеряет, с учетом наблюдаемых переменных, среднее изменение вероятности попадания в неформальный сектор для группы воздействия по сравнению с контрольной группой.

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: u it = c i + ε it , где c i отражает постоянные во времени индивидуальные различия; ε it – 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.