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

Оценки вероятностей дожития по возрастным группам показывают, что для неформальных работников характер «выживания» рабочих мест практически не зависит от возраста человека. Они краткосрочны и для молодых, и для пожилых (это естественным образом согласуется с табл. 7.1). Ситуация с формальными рабочими во многом иная. Шансы на их длительное «дожитие» (длинная продолжительность специального стажа) повышаются с возрастом человека. Отчасти большая продолжительность работы в старших возрастах может быть следствием того, что человек долго искал свое «трудовое счастье» и когда, наконец, нашел, готов держаться за него обеими руками. У многих молодых людей такой поиск, связанный со значительными издержками, еще не завершен, им на это требуется время, а пока они готовы довольствоваться вре́менной (для себя) работой. Однако межгрупповые (межвозрастные) различия в медианной продолжительности слишком велики, чтобы полностью списывать их лишь на такого рода издержки поиска.

Еще одно ограничение оценок с помощью функций Каплана – Мейера связано с тем, что цензурирование показателя стажа не является случайным, хотя и предполагается таковым. Когда индивид покидает выборку или достигает окончания периода наблюдения без завершения работы на данном рабочем месте, мы не можем измерить действительную (законченную) продолжительность его пребывания на нем. Если такое цензурирование селективно (т. е. люди с определенными характеристиками ему подвержены значимо чаще), то кривые дожития строятся по неслучайным выборкам. В результате они оказываются смещенными. Предположим (и для этого у нас есть основания), что респонденты, покидающие выборку РМЭЗ между раундами обследования, имеют более короткую законченную продолжительность специфического стажа, чем те, кто остается в выборке. Если это так, то тогда получаемые нами оценки медианного значения специфического стажа будут завышаться. Маловероятно, однако, что такое неслучайное цензурирование серьезно влияет на сравнение кривых дожития для отдельных статусов занятости. В конечном счете несмещенные оценки могут оказаться короче, чем это показывают оценки, получаемые с помощью функций Каплана – Мейера, однако относительное расположение кривых дожития для разных статусов занятости вряд ли от этого сильно изменится.

Несмотря на значительные масштабы и интенсивность межсекторных перемещений, мы видим, что у некоторых работников формального сектора специфический стаж весьма значительный. Одной из причин такой стабильности может быть отсутствие необходимого человеческого капитала для перехода на альтернативное и более современное рабочее место. В результате они предпочитают держаться за то, что они получили десятилетия тому назад. Другая возможная причина заключается в том, что нынешние рабочие места их полностью удовлетворяют, позволяя получать от них максимально возможную полезность.

Итак, оценки, получаемые с помощью функций Каплана – Мейера, также свидетельствуют о том, что неформальная работа по найму намного менее стабильна, чем формальная. Однако для самозанятых такие различия не фиксируются (с теми, правда, оговорками, что число законченных событий недостаточно для точной реконструкции кривых дожития на таких рабочих местах и понятие продолжительности специального стажа для самозанятых является более размытым). Тем не менее у нас есть основания полагать, что такие рабочие места по «сроку жизни» на них в целом похожи на формальные рабочие места по найму.

Мобильность: матрицы переходов. Панельная природа данных РМЭЗ позволяет оценивать матрицы перемещений работников между различными состояниями на рынке труда. Их построение производилось нами на основе объединенного файла, включавшего данные по всем респондентам, которые принимали участие в любых двух следовавших друг за другом раундах РМЭЗ. Мы использовали данные по восьми таким последовательным «парам» обследований с 2002 по 2010 гг. Данные за 2001/2002 и 2002/2003 гг. не использовались, поскольку в 2002 г. анкета РМЭЗ не включала вопрос о типе работы респондентов, на основании которого можно было бы идентифицировать принадлежность к формальному или неформальному сектору. Мы ограничили выборку лицами, родившимися в период 1946–1982 гг. Статус индивидов определялся по их первой работе без учета вторичной занятости. Общее число наблюдений, включенных в анализ, составило 55,7 тыс. Мы различали семь возможных состояний на рынке труда: неактивность; безработица; формальная работа по найму; неформальная работа по найму; формальная самозанятость; неформальная самозанятость; нерегулярная трудовая активность, которую мы также относили к неформальной занятости. В некоторых случаях мы использовали более агрегированное деление на неактивность, безработицу, формальную и неформальную занятость.

Полученные оценки потоков между различными состояниями на рынке труда представлены в табл. П7-1–П7-6 Приложения. Первые панели этих таблиц включают конвенциональные оценки вероятностей перехода из исходного состояния i в конечное состояние J в течение периода между обследованиями, который составляет около одного года. Иными словами, они показывают, какова вероятность, что индивид, находившийся в момент обследования (в год) t в секторе i, окажется в секторе J в следующий момент обследования (год) t + 1. Эти оценки P ijрассчитываются как отношение численности перешедших из i в J к исходному «запасу» индивидов, находившихся в году t в состоянии i. В дополнение к такой конвенциональной Р-матрице мы рассчитываем также два неконвенциональных показателя – Q-матрицы и V-матрицы. В этих расчетах мы следуем за Мэлони [Maloney, 1999], а также Леманном и Пиньятти [Lehmann, Pignatti, 2007].

Как отмечает Мэлони [Maloney, 1999], простое сравнение вероятностей перехода не может сказать нам, был ли поток, направлявшийся в то или иное состояние, особенно высоким или особенно низким, поскольку величина Р ij зависит от размеров конечного сектора Pj. она будет тем выше, чем он обширнее. Поэтому во второй панели табл. П7-1-П7-6 представлены оценки, стандартизованные с учетом размеров соответствующих конечных секторов. Они представляют собой отношение вероятности перехода из i в J к относительной величине того или иного конечного сектора: Q ij= P ij /Pj, где P j – доля сектора j в общей численности рассматриваемой совокупности индивидов. Сравнение интенсивности встречных перемещений Q между двумя любыми секторами (скажем, из безработицы в формальную занятость и из формальной занятости в безработицу) будет показывать, шли ли потоки между ними преимущественно в каком-либо одном направлении или же в обоих [Ibid].