Текст книги "Мобильность и стабильность на российском рынке труда"

7.3. Абсолютная мобильность: изменение индивидуальных заработных плат

Экономисты чаще всего оперируют концепцией абсолютной мобильности, поскольку их интересы касаются, главным образом, изменений в покупательной способности заработной платы. Мы также начнем с изучения того, как менялись в рассматриваемый период реальные заработные платы на индивидуальном уровне.

Для предварительной оценки качества данных посмотрим на динамику средних заработков, чтобы убедиться, что данные РМЭЗ ВШЭ адекватно отражают те тенденции, которые известны из официальной статистики. Рисунок П7-1 Приложения иллюстрирует динамику средней заработной платы в 2003–2013 гг., рассчитанной по кросс-секционным данным. На протяжении рассматриваемого периода наблюдался постоянный рост заработной платы, за исключением кризисного 2009 г., когда реальная заработная плата упала на 6 %. Вместе с тем рост до и после кризиса имел разное качество. После 2009 г. экономика так и не смогла восстановить докризисные темпы роста, и реальные заработные платы росли со средним темпом 3–4% в год. Это заметно медленнее, чем в 2003–2008 гг., когда они увеличивались на 10–14 % в год. Рассчитанные по РМЭЗ ВШЭ темпы роста средних заработных плат, с учетом различий в охвате работников и используемых концепциях заработной платы, примерно соответствуют оценкам Росстата.

Не все работники в равной мере выигрывали от экономического роста, равно как и не все несли потери в период кризиса. До кризиса 63–65 % работников имели положительный прирост реальной заработной платы по сравнению с предшествующим годом (рис. П7-2). Заметим, что речь идет о реальной заработной плате, поэтому приведенные данные не означают, что всем остальным работникам сокращали номинальную заработную плату. У большей части работников с отрицательным приростом реальных заработков сохранялся размер номинальной заработной платы, но из-за инфляции ее реальная ценность сокращалась, либо темпы роста их номинальной заработной платы не успевали за темпами инфляции. В 2009 г. реальные заработки выросли у 46 % работников. Эти изменения примечательны по двум причинам. С одной стороны, даже в кризис около половины работников сохранили либо улучшили свое материальное положение(!). С другой стороны, по сравнению с докризисным периодом доля «успешных» работников сократилась на 17–19 п.п., т. е. для каждого шестого работника рост заработных плат сменился падением. Кризис имел долгосрочные последствия для роста: докризисные темпы роста заработных плат не восстановились. В 2010–2013 гг. доля работников, имевших положительный прирост реальной заработной платы, увеличилась до 56 %, что на 7–9 п.п. ниже уровня 2003–2007 гг. Возврата к докризисному качеству роста не произошло.

Еще интереснее выглядят результаты расчетов темпов роста заработной платы в зависимости от исходного положения на шкале распределения заработков. На рисунке П7-3 (верхняя панель) показано, как росли средние заработки в среднем по выборке и по разным квартилям распределения. На графике изображены результаты оценивания регрессии, в которой зависимой переменной являлась разность логарифмов заработной платы между двумя последовательными раундами, а независимыми переменными – годовые дамми-переменные (без включения каких-либо дополнительных объясняющих переменных). Уравнения оценивались для всей выборки и отдельно для каждого квартиля, квартили фиксировались по состоянию на первый год из каждой пары лет, для которой рассматривается прирост, – всего было оценено пять уравнений по числу кривых на графике. На вертикальной оси отложена сумма константы и коэффициента для соответствующего года. Эта сумма показывает средние темпы прироста заработной платы (в логарифмах).

Мы видим, что динамика усредненных изменений в заработных платах не в полной мере отражает картину событий, хотя во всех квартильных группах профили изменений в целом очень похожи и совпадают с траекторией изменения средних заработных плат. Ключевые различия касаются уровней. Низкооплачиваемые работники в среднем имели положительные приросты заработных плат во все годы, включая кризисные. При этом в годы бурного роста свыше 75 % из нижней четверти распределения имели положительный прирост реальных заработков, но и в кризис доля таковых не опускалась ниже 64 %. Наоборот, для представителей верхнего квартиля во все годы, включая годы бурного роста, средние приросты были отрицательными. В кризис увеличился как средний размер потерь, так и доля тех, кто потерял.

Безусловно, эти расчеты, скорее всего, чрезмерно оптимистичны, так как выборки ограничены теми, кто работал в течение двух последовательных лет и сообщил заработные платы в эти годы. Поэтому расчеты не учитывают различия в рисках потерять работу и покинуть выборку. И те, и другие распределены неслучайным образом. Низкооплачиваемые работники имеют более высокие риски ухода в безработицу и незанятость, и эти риски увеличиваются в кризис. Высокооплачиваемые работники имеют более высокие риски покинуть выборку и не участвовать в обследовании следующего года. Поэтому для низкооплачиваемых работников на графиках представлена верхняя граница прироста их заработков, а для высокооплачиваемых – нижняя граница. Но даже с учетом неслучайного отбора в занятость и неслучайного отсева из выборки приведенные на рисунках тенденции довольно достоверно иллюстрируют динамику изменений в заработках. Оказавшись в нижней четверти распределения, работники могут рассчитывать на прирост заработков в течение следующего года (при условии сохранения занятости). В то же время положение на вершине распределения менее устойчиво – значительная часть респондентов, оказавшихся в верхнем квартиле, в следующем году сталкивалась с сокращением реальных заработков.

В 2008–2009 гг. низкооплачиваемые работники столкнулись со снижением темпов роста реальной заработной платы (но для большинства из них рост оказался положительным). Следует напомнить, что в 2009 г. работники с низкими заработными платами, особенно занятые в государственном секторе, получили значительную поддержку в виде увеличения МРОТ[91]91
  С 1 января 2009 г. МРОТ был увеличен с 2300 до 4330 руб.


[Закрыть] и выплат в рамках антикризисной программы[92]92
  Антикризисная программа, реализованная в 2009 г., предполагала дополнительную поддержку работников, находящихся под риском увольнения, в форме участия в «общественных работах» для работников, переведенных на режим неполной занятости. Общественные работы могли включать уборку мусора, благоустройство территории и т. п., однако в большинстве случаев работники просто получали дополнительные выплаты в размере 1 МРОТ.


[Закрыть], что могло сгладить последствия кризиса. В то же время три четверти высокооплачиваемых работников в 2008–2009 гг. испытали снижение заработных плат в реальном выражении. Безусловно, нельзя все негативные изменения связывать с кризисом, поскольку и до кризиса около половины работников из верхнего квартиля имели негативные приросты реальной заработной платы. Однако за годы кризиса доля тех, кто имел положительный прирост реальной заработной платы, сократилась в нижнем квартиле на 12 п.п., во втором квартиле – на 19 п.п., в третьем квартиле – на 24 п.п., и в четвертом квартиле – на 25 п.п. Таким образом, кризис существенно сильнее затронул верхнюю половину распределения – процент тех, у кого положительный рост сменился отрицательным, был вдвое больше в верхней половине распределения по сравнению с нижней четвертью.

Это наблюдение помогает нам лучше понять внутреннюю «механику» снижения реальной заработной платы в рамках российской модели рынка труда и связать ее с другими его характеристиками (см.: [Gimpelson, Kapeliushnikov, 2013; Гимпельсон, Капелюшников, 2015; Капелюшников, 2001]). Описание российской модели рынка строится на анализе поведения средней заработной платы. Распределение заработных плат имеет логнормальное распределение, и показатель средней заработной платы находится под сильным влиянием значений из верхнего «хвоста» распределения. Это означает, что изменения заработных плат даже сравнительно небольшой группы высокооплачиваемых работников может привести к снижению средних значений. Наш анализ показывает, что издержки кризиса распределяются неравномерно. Низкооплачиваемые работники чаще несут издержки в виде безработицы[93]93
  Ниже см. подробнее о сравнительных рисках ухода в незанятость.


[Закрыть], но значительно реже имеют прямые потери в заработках. Высокооплачиваемые работники чаще несут потери в заработках, и их потери более значительны по своей относительной величине. Различия в реакции на кризис связаны с различиями в структурах заработных плат низко– и высокооплачиваемых работников. В заработках низкооплачиваемых работников высока доля фиксированной части, т. е. тарифного заработка и постоянных компенсаций, и поэтому их заработные платы менее волатильны. Работодатель имеет ограниченные возможности для сокращения фиксированной части в случае кризиса. В основном, оно достигается за счет сокращения рабочего времени, перевода работников на режим неполной занятости и задержек выплаты заработной платы. Заработные платы высокооплачиваемых работников имеют другую структуру – в ней выше доля премий и бонусов, которые чувствительно реагируют на внешние шоки. Заработные платы этой группы работников более эластичны. Таким образом, адаптация к кризису для низкооплачиваемых работников идет через сокращение занятости и заработной платы, для высокооплачиваемых – через снижение заработной платы. При этом именно снижение заработных плат высокооплачиваемых работников лучше объясняет падение средней заработной платы в период кризисов.

Среди показателей абсолютной мобильности выделяются показатели, при расчете которых игнорируется знак изменений. Они рассчитываются по абсолютным значениям и характеризуют общую вариативность заработков. Рисунок П7-4 иллюстрирует динамику одного из таких показателей – среднего из абсолютных значений прироста логарифма заработной платы. Из графика видно, что абсолютная мобильность снижалась вплоть до 2009 г., а затем стабилизировалась. При этом, кризис не отметился в динамике этого показателя никаким особенным отклонением – ни вверх, ни вниз. В абсолютном выражении потери были меньше приобретений предшествующих лет и сопоставимы с изменениями последующих лет.

Чтобы понять, какие характеристики индивидов влияют на динамику заработной платы, мы оценили регрессию, в которой зависимой переменной является разность в логарифмах заработной платы между двумя последовательными годами. Таким образом, в зависимой переменной учитывается знак изменений. Регрессия оценивалась методом наименьших квадратов и с помощью хекмановской коррекции, что позволяет учесть неслучайность ухода в незанятость и неслучайность выбытия из выборки. Результаты оценивания представлены в табл. П7-2а и П7-2б. Таблица П7-2а представляет расчеты по данным за все годы, табл. П7-2б – за 2005–2013 гг., но в расширенной спецификации с добавлением переменных отраслевой принадлежности (по состоянию на начальный год из каждой пары лет, за который рассчитывается разница заработных плат). Дело в том, что в РМЭЗ ВШЭ только с 2005 г. задавались одинаковые вопросы об отрасли, в которой занят респондент.

Несмотря на то, что статистические тесты в обоих случаях указывают на целесообразность коррекции на неслучайность отбора, коэффициенты при переменных в уравнениях для приростов заработных плат практически не различаются. Годовые темпы роста заработной платы были выше у мужчин, особенно у тех из них, кто состоял в браке. Для женщин семейное положение не оказывало влияния на темпы прироста заработков. Медленный рост заработных плат женщин может быть связан не только с дискриминацией, но и с длительными перерывами в карьере, вызванными рождением детей. В течение таких перерывов происходит обесценивание накопленного ранее человеческого капитала, в то время как мужчины, не имеющие перерывов, продолжают его накапливать. Быстрее всего увеличивались заработки молодых работников, а медленнее всего – работников старше 45 лет. Быстрое увеличение заработков молодых работников вполне объяснимо с точки зрения экономической теории. Согласно одной из популярных теорий, по причине асимметрии информации молодые люди, выходящие на рынок труда, как правило, получают заработные платы на уровне ниже их предельной производительности. По мере работы происходит накопление информации о реальной производительности работника и растет его заработная плата, параллельно идет накопление практических навыков и специфических знаний, что также позитивно отражается на заработной плате. Молодые люди также имеют максимальный выигрыш от смены рабочих мест до тех пор, пока найдут место, обеспечивающее максимальное совпадение их личных способностей и навыков с требованиями работодателей. В более позднем возрасте рост заработной платы происходит за счет накопления общего и специфического капитала (однако накопление идет менее интенсивно, чем в молодые годы) и также за счет трудовой мобильности (однако вероятность появления привлекательных предложений снижается). В старших возрастах рост заработной платы может стать отрицательным, что может быть связано с сокращением рабочего времени, сокращением производительности труда из-за ухудшения здоровья и снижением стимулов к инвестициям в человеческий капитал.

Позитивное влияние на темпы роста заработков оказывали наличие высшего образования и проживание в городе. Смена места работы давала больше возможностей для получения прибавки в заработках, однако этот эффект исчезает при добавлении отраслевой принадлежности. Это может означать, что эффект от мобильности в значительной степени связан с сортировкой работников по отраслям с учетом ненаблюдаемых характеристик и с качеством мэтчинга. Отметим, что и в первой спецификации отдача от мобильности низкая по сравнению с работами, базирующимися на кросс-секционных данных. Дело в том, что при рассмотрении приростов устраняется влияние постоянных во времени индивидуальных эффектов, которые могут оказывать воздействие как на вероятность мобильности, так и на заработки (например, способности, личностные особенности, связи и т. п.). Недоучет этих факторов приводит к завышению отдачи от мобильности в исследованиях на кросс-секциях. Те, кто оставался с прежним работодателем, могли рассчитывать на прибавку: заработки росли быстрее по мере увеличения специфического стажа. Занятые неполное рабочее время (менее 35 часов в неделю) отставали по темпам роста заработной платы от занятых полное время. Регрессионные расчеты подтверждают сделанное выше наблюдение о том, что исходный ранг в распределении заработков оказывает существенное влияние на перспективы роста заработной платы. Приросты были тем выше, чем ниже в распределении находился индивид в исходном году. Особенно сильное влияние этот фактор имел для нижних процентилей распределения, но по мере движения вверх по шкале его действие ослабевало.

Результаты расчетов указывают на то, что заработки в среднем росли быстрее на тех предприятиях, где есть иностранные собственники, российские юридические и физические лица, а также, если сам респондент входил в число собственников. Отметим, что влияние формы собственности оказывается робастным к включению отраслевых переменных. Коэффициенты слегка снижаются, но сохраняют знак и значимость (в спецификации с хекма-новской коррекцией).

Отраслевые эффекты в табл. П7-2б рассчитаны по отношению к занятым в обрабатывающих отраслях. Коэффициенты при переменных, обозначающих отраслевую принадлежность, указывают на то, что в среднем за период с 2005 по 2013 гг. быстрее всего росли заработки в сфере финансов и деловых услуг (недвижимость, ИТ, юридические услуги). Далее с небольшим отрывом следует добывающая промышленность, затем – строительство, государственное управление, транспорт и связь. Во всех этих отраслях темпы роста заработной платы были значимо выше, чем на обрабатывающих производствах. Самые низкие темпы роста заработков наблюдались у занятых в сельском хозяйстве; образовании, науке и культуре; энергетике и ЖКХ, а также в здравоохранении. В то же время работники торговли и общественного питания имели практически те же темпы роста заработной платы, что и работники обрабатывающих отраслей.

Суммируя описание эконометрических результатов, можно выделить те группы работников, принадлежность к которым снижает перспективы роста заработной платы. Это – женщины; работники предпенсионного возраста; жители села; занятые неполное рабочее время; не имеющие высшего образования; занятые в отраслях сельского хозяйства или в бюджетном секторе. Сочетание нескольких признаков из перечисленного выше списка серьезно увеличивает риски стагнации или снижения реальных заработков. Позитивной характеристикой российского рынка труда является то, что нахождение в нижней части распределения не является застойным. Низкооплачиваемые работники имеют более высокие темпы роста заработной платы, чем высокооплачиваемые, что должно вести к обновлению пула «работающих бедных» и снижению неравенства в долгосрочной перспективе. [94]94
  В спецификацию были добавлены переменные, характеризующие форму собственности работодателя (по мнению респондента). Все переменные принимают значение единица, если в числе собственников есть выделенная категория юридических или физических лиц, и ноль в противном случае.


[Закрыть]

Уравнение отбора при использовании хекмановской коррекции указывает на то, что вероятность остаться в совмещенной зарплатной выборке действительно зависит от уровня заработной платы. Чем выше заработная плата в текущем году, тем выше вероятность остаться в зарплатной выборке в следующем году. Этот результат означает, что риски ухода в незанятость и отсева выше для низкооплачиваемых работников (ранее мы говорили, что теоретически отсев может быть высоким и для верхних децилей, однако, судя по результатам, в РМЭЗ ВШЭ это не находит эмпирических подтверждений). Поэтому искажения в расчетах, в том числе и на рис. П7-3, для верхних децилей, скорее всего, меньше, чем для нижних децилей. Кроме того, это может означать, что низкооплачиваемые работники чаще сталкиваются с потерей работы, в то время как высокооплачиваемые – с потерей доходов. Мы вернемся к обсуждению неслучайности отбора в следующем разделе.

7.4. Относительная мобильность

Изначально в рамках неоклассической теории экономисты исходили из того, что индивидов должно беспокоить лишь то, как меняются их реальные доходы. Однако с середины 1960-х годов появляются теоретические работы, которые указывают на важность изменений в положении индивида относительно других людей. Дьюсенберри и Истерлин [Duesenberry, 1967; Easterlin, 1974] отмечают, что индивиды могут адаптировать свои предпочтения в зависимости от того, что имеют или хотят иметь другие люди. Хирш [Hirsch, 1995] предложил теорию, согласно которой, даже если индивид заинтересован только в увеличении покупательной способности своих доходов, его ранг в распределении доходов все равно имеет значение. Относительный ранг определяет возможность приобретать «статусные блага», т. е. те товары, ценность которых зависит от того, какое количество людей владеет такими благами. Социологи (см., например: [Runciman, 1966]), развивают концепцию относительной депривации, в соответствии с которой люди постоянно сравнивают свои доходы и условия жизни с доходами и условиями жизни своего окружения.

Относительная мобильность характеризует перемещение индивида между различными позициями в распределении доходов. Она отражает изменение дохода работника не в абсолютном денежном выражении, а относительно других работников, и не имеет прямой связи с рассмотренной выше концепцией абсолютной мобильности. С одной стороны, маленькие изменения заработной платы могут быть недостаточны для того, чтобы привести к изменению относительного положения индивида. «Необходимая» величина изменений может зависеть от исходной позиции индивида на шкале распределения и от общей растянутости шкалы. В средней и нижней части распределения, где «плотность» индивидов высока, для изменения относительной позиции может быть достаточно незначительного изменения заработной платы, а в верхней части распределения для этого может понадобиться существенный скачок заработной платы. С другой стороны, высокая абсолютная мобильность может сопровождаться низкой относительной мобильностью. В период экономического роста, когда «прилив поднимает все лодки» и растут заработные платы всех работников, относительная мобильность может быть низкой, если доходы всех работников меняются на одну и ту же величину или в одинаковой пропорции. Аналогично в кризис при синхронном снижении доходов всех работников может не происходить изменения положения индивида в шкале распределения.

Стандартным инструментом измерения относительной мобильности являются матрицы переходов[95]95
  См. подробнее об измерении относительной мобильности в работе [Jantti, Jenkins, 2015].


[Закрыть]. Элементы такой матрицы показывают, какая доля респондентов, находившихся в определенном квантиле распределения в году t, останется в этом же квантиле распределения в году t + τ, а какая доля респондентов переместится за это время в другие квантили. В эмпирических исследованиях на базе матриц перехода рассчитывают различные суммарные индексы. Чаще всего используются индекс стабильности (immobility index, IMI), в расчете которого участвуют элементы главной диагонали, и средний шаг мобильности (average jump, AJ), который учитывает перемещения за пределами главной диагонали. Жестких правил для расчета индекса мобильности не существует. Мы будем пользоваться самой простой версией этого показателя, рассчитывая его как среднее из элементов главной диагонали матрицы переходов. Фактически эта величина есть средняя вероятность остаться в исходном дециле распределения.

Средний шаг мобильности равен среднему числу квантилей, через которые «перепрыгивает» индивид между моментами времени t и t + τ. Для матрицы размером 10 χ 10 средний шаг мобильности может быть рассчитан по следующей формуле:

(7–1)

где p_ij – вероятность того, что индивид, находившийся в i-ом дециле в период t, окажется в j-ом дециле в период t + τ.

В предыдущем разделе указывалось, что неслучайность отбора может оказывать сильное влияние на результаты. Чтобы увидеть, насколько существенно это влияние, можно сравнить между собой табл. П7-3а и П7-3б, построенные по данным за 2003 и 2007 гг.

Таблица П7-3а построена как обычная матрица переходов, которые используют при анализе относительной мобильности, т. е. в расчеты включены только те респонденты, которые участвовали в обеих волнах РМЭЗ ВШЭ и сообщили свои заработные платы. Таблица П7-3б включает всех респондентов, участвовавших в обследовании 2003 г. и удовлетворяющих тем условиям, которые мы наложили на выборку. Поэтому в таблицу добавляются два возможных состояния для 2003 г.: «не занят» и «занят, но не указана заработная плата», и те же два состояния для 2007 г. плюс «отсев». В последний столбец попадали те респонденты, которые участвовали в обследовании 2003 г., но не попали в нашу выборку 2007 г. либо по причине прекращения участия в обследовании, либо из-за того, что перестали соответствовать ограничениям, наложенным на выборку (например, достижение пенсионного возраста или получение права на досрочную пенсию). Сумма по строке равна 100 % в обеих таблицах.

Сравнение этих двух таблиц наталкивает на целый ряд выводов. Во-первых, за пять лет происходит довольно сильный отсев респондентов: из «зарплатной» выборки в зависимости от дециля уходит от 33 до 47 % респондентов[96]96
  Отметим, что подобный процент отсева в РМЭЗ ВШЭ не является исключительным для обследований населения. Диккенс [Dickens, 2000] приводит сопоставимые значения для британских обследований – около 30 % отсева за пятилетний период.


[Закрыть]. При этом вероятность отсева зависит от позиции индивида в начальном году. Она заметно выше для верхних децилей, особенно для десятого дециля[97]97
  В предыдущем разделе мы получили, что вероятность остаться в выборке на следующий год повышается по мере роста заработной платы. Отметим, что в расчетах учитывался уход из «зарплатной» выборки по любым причинам (отсев, уход в незанятость, отказ сообщить заработную плату). Распределение респондентов по причинам ухода из выборки может различаться по децилям и по годам.


[Закрыть]. Поэтому анализ относительной мобильности строится на неявной предпосылке о том, что новые респонденты (которых не было в 2003 г., но которые есть в выборке 2007 г. и данные о заработных платах которых не используются в расчетах) имеют то же распределение по децилям, что и выбывшие респонденты. Рассчитанные показатели мобильности будут отражать реальную картину относительной мобильности лишь в той мере, в какой верно это предположение. Поэтому более достоверными являются оценки для сравнительно коротких периодов.

Во-вторых, вероятность выхода в состояние незанятости снижается по мере движения к верхним децилям: 11,7 % для первого дециля против 2,5 % для десятого дециля (т. е. более чем в 4 раза). Если незанятый индивид находит работу, то он(а) с большей вероятностью оказывается в нижней части распределения. Однако в этом случае различия не столь велики: 3,7 % для первого дециля против 2,0 % для десятого дециля. Впрочем, из числа незанятых в 2003 г. лишь четверть респондентов сообщили о наличии работы в 2007 г. Большинство либо остались в состоянии незанятости, либо покинули выборку. Более высокая вероятность ухода в незанятость для нижних децилей приводит к завышению оценок относительной мобильности для низкооплачиваемых работников. Эти методологические замечания следует учитывать при интерпретации показателей относительной мобильности.

В таблицах П7-3а, П7-4 и П7-5 отражены перемещения респондентов между децилями распределения заработков в 2003–2007 гг., 2007–2009 гг. и 2009–2013 гг. соответственно. Рассмотрим крайние пятилетние периоды (табл. П7-3а и П7-5). Для их построения использовались совмещенные выборки для начала и конца периодов, на которые не накладывалось требование сбалансированности панели по всем годам. В случае полного отсутствия мобильности все элементы таблицы, кроме находящихся на главной диагонали, были бы равны нулю. И, наоборот, при абсолютной мобильности все элементы имели бы одинаковые значения (10 %) – вероятность оказаться в любом дециле распределения в конечный период времени независимо от начальной позиции. Как видно из таблиц, заработные платы в России довольно подвижны, о чем свидетельствуют большие цифры за пределами основной диагонали. Примерно три четверти респондентов сменили свое положение в распределении заработных плат за пять лет. При этом в «пятилетку» быстрого роста мобильность была несколько выше, чем в посткризисную «пятилетку». Высокую интенсивность подтверждают и данные о среднем шаге мобильности. Перемещавшиеся по шкале распределения респонденты «перепрыгнули» в среднем через 1,7 дециля для 2003–2007 гг. (и 1,6 дециля для 2009–2013 гг.).

Результаты показывают, что вероятность изменения положения ниже по краям распределения, чем в его средних децилях, поскольку в средних децилях даже небольшие изменения заработной платы могут привести к переходу в соседний дециль. В то же время даже при существенном снижении относительной заработной платы работник из самого нижнего дециля так и останется в этом дециле. Точно так же рост относительной заработной платы представителя верхнего дециля не изменит его позиции в матрице переходов. Кроме того, расстояния между соседними позициями значительно выше именно на концах распределения, поэтому для перехода в следующий дециль работник должен иметь более значительное изменение заработной платы в абсолютном выражении.

Следует, однако, отметить, что значительная часть переходов ограничивалась перемещением в соседние децили (доля таких переходов составляет для обеих «пятилеток» около 36 % для всех децилей, кроме крайних). Но даже если мы будем учитывать лишь те переходы, которые привели к выходу за соседние децили, то все равно получим, что 42–44 % всех респондентов существенно изменили свое положение в распределении заработных плат за пять лет, т. е. большие перемещения тоже не являются редкими. Шансы на перемещение для самых бедных претерпели лишь незначительные изменения. В обеих «пятилетках» около 44 % из числа тех, кто был в нижнем дециле в начале периода, оставались бедными и в конце периода. Изменения касались только вероятности большого роста доходов для этих групп. В 2003–2007 гг. свыше 15 % из представителей нижнего дециля в конце периода имели доход выше медианного. В 2009–2013 гг. таковых было около 11 %. Одновременно увеличилась доля тех представителей нижнего дециля, кто перешел в два соседних дециля, т. е. получил небольшие относительные прибавки к заработной плате. Аналогичным образом в последней «пятилетке» стабилизировалось положение наиболее высокооплачиваемой группы работников, что выразилось в снижении рисков перехода в нижнюю часть распределения и увеличении доли тех, кто перемещается максимум на два дециля.

Перемещения не прекращались и в кризисный период, о чем свидетельствует табл. П7-4. Результаты расчетов несопоставимы с табл. П7-3а и П7-5, потому что здесь рассматривается трехлетний период. Около 70 % либо сохранили свои децильные позиции, либо переместились в соседний дециль. Однако следует отметить, что кризис радикально сократил шансы бедных на радикальный рост доходов и одновременно увеличил риски высокооплачиваемых на большие потери доходов. За трехлетний период 7 % представителей верхнего дециля оказались в нижней половине распределения (эта доля выше, чем для пятилетних периодов).

В таблице П7-6 мы приводим расчеты для итоговых показателей мобильности для годовых интервалов (сами мобильности не приводятся). Данные этой таблицы говорят о том, что в кризис мобильность снижалась: увеличивается доля тех, кто остается в «своем» дециле, и одновременно сокращается средний шаг мобильности. Различия между периодом до и после кризиса не столь однозначны: вероятность мобильности увеличивается, но шаг мобильности снижается. Но в целом масштабы относительной мобильности остаются весьма сходными.

Обращают на себя внимание и различия в реакции нижних и верхних децилей на кризис. Для представителей десятого дециля вероятность переместиться в нижние децили была выше всего в 2004–2007 гг., с началом кризисных явлений она снижается. Получается, что высокооплачиваемым работникам сложнее сохранить свои относительные позиции в период быстрого роста, когда рыночные условия предоставляют новые возможности для большого числа конкурентов. В то же время им проще сохранить свои позиции в кризис и в период медленного роста, когда заработки падают у всех и относительно равномерным темпом, а новых возможностей становится меньше. Для представителей первого дециля вероятность улучшить свое относительное положение была выше всего в 2004–2007 гг., в кризис она резко снизилась, но потом возвратилась на прежний уровень. Низкооплачиваемые работники оказываются в выигрыше с точки зрения перспектив относительной мобильности даже в условиях невысоких темпов роста.

Как мы видим, матрицы переходов могут быть достаточно громоздкими и их сложно сравнивать между собой для разных периодов и групп населения. Кроме того, при переходе к децильным группам теряется значительная часть информации. Поэтому в эмпирических исследованиях нередко используются другие показатели мобильности, которые основываются на той же логике, что и матрицы переходов. Одним из таких показателей можно считать изменение ранга индивида в распределении заработных плат и абсолютное значение этой величины. Достоинством этих показателей является то, что они не только удобны для дескриптивного и графического анализа, но также могут использоваться в качестве зависимых переменных в регрессионных уравнениях. Для анализа мобильности по заработной плате подобные показатели использовались, в частности, в работах Диккенса по Великобритании [Dickens, 2000] и Раферзедера и Уинтера-Эбмера по Австрии [Raferzeder, Winter-Ebmer, 2007].