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

Для части работников занятость с небольшим количеством часов работы может быть сознательной стратегией поиска работы. Наши данные косвенно подтверждают эту гипотезу. Работники с нерегулярными приработками в 5–6 раз чаще, чем формальные работники, и в 3 раза чаще, чем остальные неформальные работники, утверждают, что в течение последних 30 дней обращались куда-нибудь или к кому-нибудь в поисках работы. Для другой части работников интерес может представлять неполная надомная занятость с гибким графиком работы (например, для женщин с малолетними детьми) – они могут быть не заинтересованы в увеличении часов работы, но хотят получать некоторый дополнительный доход в семейный бюджет или иметь свой собственный доход. Еще один возможный вариант связан с тем, что часть неформальных работников может сталкиваться с внешними ограничениями продолжительности работы – они хотели бы работать большее число часов, но не могут найти такой работы. Им доступна только случайная или сезонная работа с оплатой на почасовой или поденной основе.

Оценки Росстата говорят о том, что в 2000–2010 гг. в России произошло значительное снижение неравенства заработков [147]. Данные РМЭЗ подтверждают этот тренд (табл. П8-4). Для его иллюстрации мы выбрали два показателя: коэффициент Джини, чувствительный к различиям в средней части распределения, и показатель дисперсии логарифма заработной платы, который более восприимчив к различиям в хвостах распределения. По всей выборке коэффициент Джини для месячных заработков сократился в рассматриваемый период с 0,50 до 0,39; дисперсия лог-зарплат – с 1,1 до 0,6. В отличие от предыдущих макрошоков (1992 и 1998 гг.), кризис 2008 г. не вызвал заметного роста неравенства даже на концах распределения. Коэффициент Джини увеличился в 2008 г. всего на 3 %, а дисперсия логзарплат вообще не отреагировала на падение деловой активности.

В течение всего периода 2000–2010 гг. дифференциация заработков была значительно выше в сегменте неформальной занятости (рис. П8-1 и П8-2). Эта закономерность характерна для обоих показателей неравенства. При этом тренд к снижению неравенства наблюдался как среди формально, так и среди неформально занятых. Для первых коэффициент Джини сократился с 0,48 до 0,37; дисперсия лог-зарплат – с 0,91 до 0,49. Для вторых коэффициент Джини снизился с 0,57 до 0,46; дисперсия лог-зарплат – с 1,83 до 1,04. Таким образом, только к концу периода неравенство заработков среди неформально занятых приблизилось к тому уровню, который формально занятые имели в самом его начале.

На рис. П8-3 (верхняя панель) показаны графики кернел-функций плотности распределения месячных заработков формально и неформально занятых в начале и конце рассматриваемого периода (2000 и 2010 гг.). Они демонстрируют, что основные различия между этими группами сосредоточены на левом конце распределений, т. е. среди низкооплачиваемых работников. У неформальных работников левый хвост распределения заработков оказывается гораздо длиннее, чем у формальных. Это означает, что на протяжении всего периода наблюдений риски оказаться в нижних децилях распределения у неформально занятых были значительно выше, чем у занятых формально. В то же время правые хвосты распределений достаточно близки, т. е. в верхних децилях распределений формально и неформально занятые были представлены достаточно пропорционально.

В 2000–2010-е гг. произошло заметное сближение распределений, в основном за счет более быстрого сужения левой части «неформального» распределения. Рисунок П8-4 подтверждает это наблюдение. На нем изображено изменение логарифма месячных заработных плат с 2000 по 2010 г. по квантилям распределения отдельно для формально и неформально занятых. В обеих группах заработки низкооплачиваемых работников росли более быстрыми темпами, чем высокооплачиваемых. При этом в нижней части распределения работники, занятые на неформальной основе, получили максимальный прирост заработной платы. В верхней части заработки формально и неформально занятых росли одинаковыми темпами. Другими словами, за 2000-е годы положение высокооплачиваемых работников, занятых неформально, по отношению к высокооплачиваемым работникам, занятым формально, не претерпело каких-либо изменений.

Распределения заработков для разных типов неформальной занятости существенно различаются между собой (нижняя панель рис. П8-3). Так, распределения заработков работников, занятых без трудового контракта, и тех, кто занят не на предприятиях, больше похожи на распределение заработков формальных работников, чем на кривую для работников с нерегулярными приработками. В течение рассматриваемого периода три первых распределения заметно сблизились – на рисунке для 2010 г. кривые для них практически сливаются. Кривая заработков для работников без регулярной работы также сжалась, но по-прежнему находилась в стороне от трех других кривых.

Распределение месячных заработных плат является результатом совместного распределения часовых ставок и рабочего времени. Различия в продолжительности рабочего времени могут усиливать или, наоборот, смягчать различия в часовых ставках. Например, работники с низкими часовыми ставками, желая увеличить общий трудовой доход, могут работать дольше, чем работники с высокими часовыми ставками. Тогда месячные заработки будут распределены более равномерно, чем часовые. Обратная ситуация будет наблюдаться, если работники с низкими часовыми ставками работают небольшое количество часов, а работники с высокими ставками имеют высокую продолжительность рабочего времени. В этом случае неравенство в месячных заработках будет сильнее, чем в часовых.

Вклад различий в отработанном времени и в часовых ставках в дифференциацию месячных заработков можно проиллюстрировать графически при помощи кривых Лоренца. На рис. П8-5 показано, как выглядели кривые Лоренца для месячных заработков, часовых ставок и рабочего времени в 2000 г. По горизонтальной оси на всех графиках отложена накопленная доля численности работников, по вертикальной – накопленная доля каждого из показателей [148].

Обратимся сначала к кривым Лоренца для месячных заработков. Кривая для неформальной занятости лежит ниже кривой для формальной занятости, подтверждая уже известный – из приведенных выше кернел-диаграмм и расчетов коэффициентов неравенства – факт, что заработки неформальных работников распределены менее равномерно. Однако даже с первого взгляда видно, что различия в распределении рабочего времени и часовых ставок являются еще более драматическими.