Текст книги "Мобильность и стабильность на российском рынке труда"

Диккенс [Dickens, 2000] предложил использовать изменение рангов в качестве показателя мобильности:

 (7–2)

где pc_it – процентильный ранг i-го индивида в году t. Индекс Диккенса изменяется от нуля до единицы. Он равняется нулю в случае полного отсутствия мобильности, единице – при абсолютной отрицательной корреляции рангов в обоих периодах и 2/3 – если ранги заработков в обоих периодах не зависят друг от друга.

В таблице П7-7 приведены результаты расчетов по выборке в целом и для различных групп населения. Эти расчеты подтверждают, что мобильность оставалась достаточно стабильной в течение всего периода наблюдения, во второй половине периода она была всего на 0,01 меньше, чем в 2004–2007 гг. Значение индекса колебалось вокруг 0,23-0,24. Это заметно ниже порогового значения (2/3), свидетельствующего о полной независимости заработков в двух периодах. Однако полная независимость заработков – это слишком абстрактная база для сравнения, в том смысле, что в действительности подобная ситуация никогда не наблюдается. Более реалистичным представляется сравнение с результатами, полученными Диккенсом [Dickens, 2000]. По его расчетам, в Великобритании пик мобильности по заработной плате пришелся на начало 1980-х годов, когда индекс Диккенса достиг значения 0,20, а к началу 1990-х годов этот показатель снизился до 0,12. Таким образом, даже пиковый уровень мобильности в Великобритании не «дотягивает» до того диапазона значений, который мы наблюдали в России в 2003–2013 гг. Это подтверждает, что уровень мобильности по относительным заработкам в России оставался чрезвычайно высоким[98]98
  См. сравнение с другими странами в статье [Лукьянова, 2009].


[Закрыть].

Сравнивая между собой динамику мобильности мужчин и женщин, можно сделать вывод, что мужчины вносят более весомый вклад в мобильность по заработной плате, тогда как относительные позиции женщин более стабильны. Во все годы, кроме 2012–2013 гг., величина индекса Диккенса у мужчин на 6-12 % выше, чем у женщин. Более низкая мобильность среди женщин обусловлена как чисто гендерным фактором, так и их непропорционально высокой занятостью в государственном секторе, где заработки более стабильны. Поэтому неожиданное усиление относительной мобильности женщин произошло в 2012–2013 гг. Это, скорее всего, связано с выполнением майских президентских указов, вызвавших резкое повышение относительных заработных плат в государственном секторе, три четверти работников которого составляют женщины.

Относительная мобильность по заработной плате максимальна для молодых работников и снижается с возрастом. Самые низкие показатели мобильности наблюдались среди работников старше 45 лет. Этот вывод согласуется с результатами эмпирических исследований мобильности по заработной плате в западных странах. Например, Тред [Trede, 1998], анализируя данные по Западной Германии, приходит к выводу о том, что мобильность по заработной плате наиболее высока для молодых работников в первые годы после выхода на рынок труда, затем она постоянно сокращается примерно до 35 лет, а после 35 лет остается на стабильном уровне.

В отношении образовательных групп четкой зависимости не наблюдается. При этом уровень относительной мобильности более стабилен среди лиц, не имеющих высшего образования. Он в меньшей степени реагирует на колебания, связанные с деловым циклом. Относительная мобильность лиц, имеющих высшее образование, более волатильна. Она сильнее проседает в кризис и усиливается в период экономического роста вслед за ростом спроса на квалификацию. Кроме того, группы с высоким уровнем образования могли выиграть от увеличения финансирования бюджетного сектора.

Цикличность спроса влияет и на уровень мобильности сельских жителей. В период роста относительные доходы жителей села достаточно стабильны, но в кризис волатильность доходов усиливается. У городских жителей относительная мобильность увеличивается в период роста и снижается в кризис. В отраслевом разрезе выделяются отрасли со стабильно высокой и низкой мобильностью. Стабильно низкий уровень мобильности наблюдается в добывающей промышленности и в отраслях бюджетного сектора. На другом полюсе находятся строительство и торговля, работники которых характеризуются высоким уровнем относительной мобильности. В остальных отраслях значения индекса Диккенса близки к средним по выборке.

Смена места работы – наиболее мощный канал относительной мобильности в условиях российского рынка труда. На протяжении рассматриваемого периода относительная мобильность у сменивших место работы была в 1,5–1,9 раза выше, чем у тех, кто работу не менял. Ни по одной из социально-демографических характеристик мы не наблюдаем таких различий. В литературе по трудовой мобильности показано, что высокая отдача от мобильности может складываться по нескольким причинам. Во-первых, из-за неслучайного отбора в мобильность, если вероятность смены работы выше для работников с более высокой производительностью. Во-вторых, из-за улучшения качества мэтчинга, связанного с тем, что новая работа в большей степени соответствует знаниям и навыкам работника, что приводит к увеличению производительности труда. В-третьих, учитывая значительные рентные доходы некоторых отраслей российской экономики, часть выгоды от смены места работы может не иметь прямой связи с характеристиками работника или улучшением качества мэтчинга, а отражать получение доступа к рентным доходам.

7.5. Влияние мобильности на неравенство

Благодаря мобильности неравенство по доходам за длительный период оказывается ниже, чем за отдельные годы внутри периода. Эта эмпирическая закономерность наблюдается во всех странах, хотя теоретически взаимосвязь между мобильностью и неравенством не является однозначной. Теоретически можно представить общество, в котором заработные платы всех высокооплачиваемых работников стабильно растут быстрее, чем у всех низкооплачиваемых, что поддерживает иерархию заработков. Однако в реальной жизни выравнивающие факторы доминируют, хотя выравнивающий эффект также имеет свой предел, поскольку сглаживаются, в основном, краткосрочные колебания заработков и колебания, относящиеся к жизненному циклу. Расчеты по странам ОЭСР показывают, что благодаря мобильности заработки за всю трудовую жизнь распределены примерно на четверть более равномерно, чем заработки за отдельные годы [OECD, 2015]. Несмотря на сильный выравнивающий эффект, три четверти неравенства можно отнести к «постоянному» неравенству. Постоянное неравенство объясняется структурными различиями, связанными со структурой спроса на труд и предложения труда, а также с институтами и политиками.

Впрочем, даже ограниченный выравнивающий эффект может оказывать мощное мотивирующее влияние на общество. Взаимосвязь мобильности, неравенства и отношения к неравенству составляет суть «туннельного эффекта» [Hirschman, Rothschild, 1973]. А. Хиршман сравнивает ожидания индивидов относительно будущего роста с чувствами водителей, застрявших в пробке в автомобильном туннеле. Начало движения вперед по соседней полосе внушает оптимизм даже тем индивидам, которые продолжают оставаться на месте. Наблюдая оживление у «соседей», индивиды ожидают, что и их собственное положение также скоро улучшится. Однако если положение сохранится, то оптимизм водителей на тех полосах, что остаются неподвижными, может смениться гневом и яростью. Это образное сравнение указывает на то, что неравенство является приемлемым с социальной точки зрения, если мобильность (рост заработных плат) носит инклюзивный характер и ведет к их более равномерному распределению в долгосрочном периоде. Изучение влияния мобильности на неравенство позволяет совместить концепции абсолютной и относительной мобильности.

Наиболее часто с этой целью в эмпирических исследованиях используется индекс Шоррокса [Shorrocks, 1978], который рассчитывается по сбалансированной панели. Он представляет собой отношение индекса неравенства в суммарных (за несколько периодов) заработках (I_x+y) к взвешенной сумме индексов неравенства в каждом из периодов (I_x и I_y). В качестве весов используются средние уровни заработных плат в каждом из периодов (μ_x и μ_y). Для двух периодов времени формула для расчета индекса выглядит следующим образом:

 (7–3)

Аналогичным образом рассчитывается индекс Шоррокса и для нескольких периодов. Данный индекс не может быть больше единицы, поскольку неравенство в годовых доходах выше, чем неравенство в суммарных доходах за продолжительный период времени. Индекс принимает значение единица в случае полного отсутствия мобильности по доходам. Чем выше мобильность, тем ближе значение индекса к нулю. Поэтому в качестве индекса мобильности более удобным является показатель M_I =(1 – R_I)· 100 %, поскольку он увеличивается с ростом мобильности и, потому, проще с точки зрения интерпретации. Данный индекс показывает, на сколько процентов неравенство по суммарным заработкам за несколько лет ниже, чем средневзвешенное из показателей неравенства за отдельные годы этого периода.

Следует признать, что индекс Шоррокса не является идеальным инструментом для измерения мобильности. С одной стороны, в силу истощения выборки мы вынуждены использовать данные всего за несколько лет, что занижает истинный уровень долгосрочной мобильности. С другой стороны, индекс Шоррокса может рассматриваться и как показатель, завышающий уровень мобильности [OECD, 1997]. Суммирование заработков за несколько лет исходит из неявной предпосылки о том, что респонденты обладают всей полнотой информации и имеют возможность эффективно сглаживать потребление за длительный промежуток времени, занимая на кредитном рынке в плохие годы и делая сбережения в успешные годы. Эта предпосылка означает, что человек придает значение лишь средней величине заработной платы за некоторый длительный период, а стабильность заработков сама по себе не имеет никакой дополнительной ценности. Возможность сглаживать потребление, ко всему прочему, предполагает абсолютную эффективность кредитных рынков, на которых можно было бы занимать и давать деньги в долг по одной и той же ставке. Со всеми этими предпосылками вряд ли можно согласиться. Поэтому в реальном мире неполной информации и несовершенных кредитных рынков индекс Шоррокса завышает уровень мобильности. Индекс Шоррокса не позволяет развести собственно мобильность и волатильность заработков, т. е. предсказуемую и непредсказуемую мобильность. Предсказуемая мобильность может быть связана с ожиданиями роста заработной платы по мере накопления опыта работы или с продвижением по карьерной лестнице, переездом в более богатый регион, т. е. теми факторами, которые в значительной степени находятся под контролем человека. Непредсказуемая мобильность отражает разного рода шоки. В периоды макроэкономической нестабильности может сложиться ситуация, когда изменения заработной платы и позиции человека в распределении заработных плат связаны исключительно со случайными факторами. Вполне возможно, что значительная часть общества согласится смириться с более высоким уровнем неравенства при низкой неопределенности относительно будущих заработков. Несмотря на указанные недостатки, индекс Шоррокса очень часто используется в исследованиях мобильности по заработной плате и доходам (см., например: [OECD, 1997; Buchinsky, Hunt, 1999]).

В качестве индексов неравенства для построения индекса Шоррокса мы использовали четыре показателя неравенства – коэффициент Джини и еще два индекса неравенства – стандартное отклонение в логарифмах (далее SDL – standard deviation of logs) и среднее отклонение в логарифмах (далее MLD – mean log deviation). SDL рассчитывается по следующей формуле:

 (7–4)

Расчет MLD также не представляет сложности:

 (7–5)

где y_i – заработная плата i-го респондента; ln – логарифм средней заработной платы; – среднее из логарифмов заработной платы; N – количество респондентов.

В исследованиях неравенства и мобильности важно использовать разные индексы. Причина состоит в том, что каждый индекс по-своему реагирует на изменения в неравенстве на различных участках шкалы распределения. Так, индекс MLD проявляет большую чувствительность к различиям в доходах в нижней части распределения, т. е. среди работников с низкими заработками. Коэффициент Джини лучше схватывает изменения в средней части шкалы. Индекс SDL сильнее всего реагирует на различия в верхней части распределения.

На рисунке П7-5 представлена динамика показателей неравенства для кросс-секционных данных и панелей, которые сбалансированы внутри выделенных нами периодов (20032007, 2007–2009, 2009–2013). Сравнивая между собой показатели неравенства по сбалансированным панелям и перекрестным выборкам, мы видим, что среди постоянных участников обследования неравенство, как правило, ниже. В среднем за весь период эта разница составляла от 3 до 12 % в зависимости от показателя неравенства, а по отдельным раундам варьировалась от 0 до 13 %. Однако во времени показатели неравенства для обеих выборок менялись сходным образом: они были на высоком уровне в начале периода, но снижались в последующие годы. Это в целом совпадает с теми тенденциями, которые фиксирует Росстат. Различия состоят лишь в том, что по сбалансированным панелям снижение неравенства проходило более гладко, за исключением интервала кризисных лет. В целом за период неравенство наиболее интенсивно снижалось в период экономического роста. Накануне кризиса, в 2008 г., наблюдалось краткосрочное повышение неравенства с последующим возвращением на прежнюю траекторию. Это краткосрочное повышение неравенства было связано с тем, что некоторые группы работников уже почувствовали на себе раннее влияние кризиса, тогда как для большинства негативные последствия стали заметны в 2009 г. В 2009–2013 гг. снижение неравенства продолжилось, но существенно замедлилось.

Далее на основе формулы (7–3) нами были рассчитаны индексы мобильности для годовых интервалов (табл. П7-8). Для этого совмещались выборки за два последовательных года и анализировалось неравенство среди индивидов, участвовавших в обоих раундах. Рассчитанные индексы мобильности показывают, на сколько процентов неравенство по суммарным доходам за два последовательных года ниже, чем средневзвешенное из показателей неравенства за отдельные годы. Наиболее активные движения происходили на нижнем конце шкалы распределения, а в центральной и верхней части распределения различия в заработках были более устойчивыми. Например, коэффициент Джини сократился с 0,40 в 2003 г. до 0,37 для пары 2003 и 2004 гг., т. е. на 4,2 %, а коэффициент MLD за ту же пару лет сократился на 9,8 %. Наиболее интенсивная мобильность наблюдалась с 2004 по 2007 гг. и в 2009–2010 гг., т. е. в периоды быстрого роста реальных заработков. В то же время кризис (2007–2009 гг.) и медленный посткризисный рост сопровождались снижением влияния мобильности на долгосрочный уровень неравенства.

Впрочем, расчеты по выборкам, сбалансированным по подпериодам (см. табл. П7-9), не дают подтверждения этому выводу. Неравенство сократилось примерно на одну и ту же величину как за «пятилетку» бурного роста (2003–2007 гг.), так и за посткризисную «пятилетку» (2009–2013 гг.). Коэффициент Джини сократился на 8,2 и 8,3 % соответственно; коэффициент MLD – на 17,4 и 17,6 %; коэффициент SDL – в обоих периодах на 9,4 %. Аналогичная ситуация наблюдается при сравнении между собой трехлетних периодов: 20032005 гг., 2007–2009 гг. и 200-2011 гг. Сокращение по коэффициенту Джини составляло 6,0–6,1 %, по MLD – 13,3-13,8 %, по SDL – 7,1–7,5 %. В качестве «финального» теста мы рассчитали индексы Шоррокса по скользящим трех– и пятилетним панелям. Наиболее интересны расчеты с трехлетним «окном». Мы видим, что эти расчеты в большей степени совпадают с выводами по годовым интервалам. При использовании пятилетнего окна происходит сильное сокращение размера выборки, что не позволяет видеть краткосрочные колебания, в том числе связанные с кризисом. В кризис и посткризисный период все-таки имелось некоторое сокращение влияния мобильности на неравенство. Сокращение коэффициента Джини – неравенство в средней части распределения – по итогам трех лет упало с 6,3–6,4 до 5,9–6,1 %. Снижение значений MLD (характеризует неравенство в нижней части распределения) началось еще до кризиса и продолжилось в посткризисный период. Эти процессы были связаны с «подтягиванием» нижнего хвоста распределения в результате повышения минимальной заработной платы, увеличения заработных плат бюджетников и поддерживались экономическим ростом. В верхней части распределения выравнивающий эффект (SDL) мобильности усилился в кризис, но затем ослабел в посткризисный период.

7.6. Заключение

В данной главе мы проанализировали три аспекта мобильности по заработной плате: изменение индивидуальных доходов (абсолютную мобильность), перемещение по шкале распределения (относительную мобильность) и влияние мобильности на неравенство. Рассмотрение разных аспектов и разных показателей мобильности дает возможность представить сложную картину изменений в заработных платах российских работников. Изучаемый период – с 2003 г. по 2013 г. – включал как годы бурного экономического роста, так и глобальный кризис 2008–2009 гг. и посткризисный период замедления темпов роста.

Мы показываем, что разные аспекты мобильности неоднозначно сочетаются между собой. Наиболее изменчивым параметром оказывается абсолютная мобильность, которая характеризует динамику покупательной способности заработной платы. Темпы роста реальной заработной платы на всех участках шкалы распределения повторяли макроэкономические тренды. Потери, которые работники понесли в кризисные годы, были компенсированы ростом заработных плат в последующие два года. При этом с началом кризиса год от года прибавки-потери становятся все меньше. Это означает, что заработные платы растут медленнее, но становятся более предсказуемыми.

Анализ абсолютной мобильности позволяет дополнить картину российской модели рынка труда. Низко– и высокооплачиваемые работники несут принципиально разные издержки в кризис. Низкооплачиваемые работники значительно чаще сталкиваются с риском потерять работу, но значительно реже – со снижением реальной заработной платы, у большинства из них реальная заработная плата продолжала расти даже в кризисные годы, но более медленными темпами. Наоборот, среди работников, относящихся к верхней части распределения, доля тех, у кого рост реальной заработной платы сменился ее падением, в кризис увеличилась на треть. 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 обуславливает падение средней заработной платы в период кризисов.

В отношении двух других аспектов мобильности в рассматриваемый период наблюдалось значительно больше постоянства. Относительная мобильность очень вяло реагировала на динамику делового цикла. Кризис привел к небольшому снижению вероятности перемещения по шкале распределения, причем для низкооплачиваемых работников (сохранивших работу) шансы подняться в более высокие децили даже несколько повысились. Мы связываем это с антикризисными мерами по поддержке доходов, принятыми российскими правительством в 2008–2009 гг. После кризиса произошел возврат показателей относительной мобильности практически к прежним уровням. То же самое можно сказать о влиянии мобильности на долгосрочный уровень неравенства. Мобильность оказывает существенное выравнивающее влияние на распределение заработков, особенно, для представителей крайних позиций. Так, в нижней части распределения сокращение неравенства за пятилетний период (по показателю MLD) составляет около 18 %. В то же время в центральной части распределения выравнивающий эффект, рассчитанный с помощью коэффициента Джини по суммарным доходам за пять лет, снижается примерно на 8 %. Экономический рост усиливал выравнивающее влияние мобильности. В кризис и посткризисные годы, наоборот, оно несколько ослабло, но незначительно.

По сравнению с развитыми странами Россия остается страной с высоким уровнем мобильности по заработной плате – это касается показателей как абсолютной, так и относительной мобильности. Причин более высокого уровня мобильности в России может быть несколько. Не проводя строгого анализа, для которого понадобились бы сопоставимые данные, назовем некоторые из них. Во-первых, наши данные охватывают респондентов, работающих неполное рабочее время, чьи заработки могут быть более волатильны. Во-вторых, более высокая инфляция имеет тенденцию усиливать мобильность по доходам и заработкам [Dickens, 2000]. В-третьих, механизмы зарплатообразования в России более гибкие, чем в странах ОЭСР, что, при прочих равных, должно вести к усилению мобильности [Gottschalk, 1997]. В России ниже доля постоянной компоненты (гарантированного оклада) в заработках и выше доля переменной составляющей (различных премий, бонусов и проч.). Кроме того, в России выше текучесть кадров, вызванная, не в последнюю очередь, сильной дифференциацией заработков даже внутри узких профессий, о чем свидетельствует высокое влияние смены места работы на динамику заработной платы. Наконец, высокие показатели мобильности могут быть связаны с ошибками измерения. Расчеты по РМЭЗ ВШЭ могут давать завышенные оценки мобильности из-за невысокого качества зарплатных данных и большого отсева из выборки. Однако, несмотря на серьезность этой проблемы, ее влияние не стоит преувеличивать: уровень мобильности в России крайне высок и для показателей с годовым интервалом, для которых проблема истощения выборки не играет существенной роли.

Вместе с тем следует отметить, что национальные особенности институтов рынка труда (строгость трудового законодательства, уровень минимальной заработной платы, роль профсоюзов и т. п.) влияют на масштабы абсолютной мобильности, но вряд ли могут быть причиной различий в уровне относительной мобильности по заработной плате. К такому выводу приходит ряд исследований, посвященных изучению мобильности в странах – членах ОЭСР, в том числе в странах с таким разным институциональным устройством рынка труда, как Португалия, США, Великобритания, Германия и Скандинавские страны [Burkhauser et al., 1997; OECD, 1997; Cardoso, 2006; Bayaz-Ozturk et al., 2012].