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

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.

Еще одна проверка заключалась в оценке влияния реформы на тренд к росту неформальной занятости в пореформенный период. Подобная спецификация дает значительное увеличение эффекта. Например, по предсказаниям этой спецификации, к 2009 г. доля занятых неформальными приработками должна была бы сократиться на 1,5 х 8 = 12 %.

Во всех наших экспериментах группа воздействия определялась на основе индивидуальных доходов. Отсюда возникает опасение, что результаты могут быть связаны с тем, что индивиды в контрольной группе беднее и, как следствие, менее склонны к формальной занятости. Последняя спецификация в табл. П6-10 соответствует плацебо-регрессии. Мы (заведомо ошибочно) предполагаем, что такая же налоговая реформа произошла в период между 1998 и 2000 гг. Новая переменная принадлежности к группе воздействия равна единице, если индивид попадает в 2000 г. в группу с высокими доходами (> 50 тыс. руб.). Если бы индивиды с низкими доходами действительно имели более низкую вероятность работать в формальном секторе, то мы должны были бы получить отрицательный и значимый «эффект» на неформальную занятость. Однако ни одна из оценок плацебо-реформы не является статистически значимой, и большинство из них имеют неправильный знак. Из этого можно заключить, что с учетом различий в наблюдаемых переменных у индивидов из низкодоходных групп шансы быть формально занятыми были бы не выше, чем у индивидов из высокодоходных групп. При этом все еще сохраняется возможность того, что после реальной реформы произошли изменения, и индивиды с низкими доходами стали менее склонны к формальной занятости в пореформенные годы. Но, увы, эту гипотезу невозможно проверить.

Оценка среднего эффекта воздействия для тех, кто подвергся воздействию (ATT),с помощью мэтчинга. Оценки, полученные методом DID с фиксированными эффектами, оказались устойчивыми к небольшим изменениям в спецификации. Однако этот метод исходит из некоторых допущений, которые невозможно ослабить, оставаясь в рамках этой параметрической модели. Во-первых, зависимая переменная в уравнении (6–1) является бинарной. Хотя МНК и дает состоятельные оценки коэффициентов при уже упоминавшихся допущениях, у него есть одно неудобное свойство – на условную вероятность зависимой переменной накладывается требование линейности. Во-вторых, контрольные переменные включаются в уравнение в аддитивном виде и в специфической (возможно, неправильной) функциональной форме. Наконец, оценки методом фиксированных эффектов не накладывают требования о пересечении совместных распределений наблюдаемых переменных между группой воздействия и контрольной группой ( common support restriction ).