Текст книги "Мобильность и стабильность на российском рынке труда"

Наиболее широкой по охвату можно считать работу «Трансформация структуры рабочих мест в ЕС и США» [Fernandez-Macias et al., 2012], где динамика занятости анализировалась для 23 европейских стран в период 1995–2007 гг. Главный ее вывод – отсутствие какого-либо общего сценария. В пяти странах (Нидерландах, Франции, Кипре, Словакии и Венгрии) наблюдалась сильная поляризация структуры рабочих мест, в пяти (Германии,

Бельгии, Ирландии, Великобритании и Словении) – слабая, в пяти (Финляндии, Люксембурге, Швеции, Дании и Италии) – улучшение, в четырех (Испании, Португалии, Греции и Чехии) – «центрирование» (с «вздуванием» средней части распределения рабочих мест) и, наконец, в четырех (странах Балтии и Австрии) ситуация была неопределенной. Такое разнообразие национальных моделей нельзя объяснить ссылками на технологический прогресс (скажем, на последствия компьютерной революции), поскольку его действие по определению должно быть общим для всех стран. По-видимому, это не единственный и, возможно, даже не всегда главный фактор сдвигов в структуре рабочих мест. При столь сильной межстрановой дифференциации не менее важную роль должны играть институциональные факторы, специфические для каждой страны. Добавим, что в работах последнего времени тезис о поляризации рабочих мест начал оспариваться даже применительно к США, хотя и только для периода 2000-х годов [Mishel, Schmitt, Erholz, 2013].

Что касается изменений в структуре рабочих мест в странах с переходной экономикой, то они почти никогда не попадали в поле зрения исследователей. Одно из немногих исключений – работа А. Шарле [Scharle, 2012], посвященная анализу динамики занятости в семи странах ЦВЕ и Балтии. Основной вывод: активная ликвидация «плохих» (наименее квалифицированных и наименее оплачиваемых) рабочих мест наблюдалась только в постсоциалистических странах со снижавшейся занятостью, в то время как в странах с растущей занятостью их число, напротив, возрастало.

Наша работа вносит вклад в дискуссию о реструктуризации занятости в постсоциалистических странах. В ней впервые объектом изучения становится крупная – российская – экономика, для которой, добавим, переход от плановой системы к рыночной оказался сопряжен с несравнимо более высокими социальными и экономическими издержками, чем для стран ЦВЕ. Кроме того, наш анализ фокусируется не на начальном (1990-е годы), а на более позднем (2000-е годы) этапе переходного процесса, после завершения наиболее активной фазы рыночных реформ. В частности, он охватывает период кризиса 2008–2009 гг. и последующего посткризисного восстановления.

2.3. Эмпирическая база и методология

Наш анализ ограничивается периодом 2000–2012 гг. Мы используем несколько источников данных. Основной – выборочные Обследования населения по проблемам занятости (ОНПЗ) Росстата, которые охватывают взрослое население всех регионов страны в возрасте 15–72 лет. Они проводились ежегодно до 1999 г., ежеквартально – последующие десять лет и ежемесячно – с сентября 2009 г.

В качестве исходных мы берем данные за 2000 г., которые сопоставляем с данными за 2012 г. Внутри этого временного интервала выделяются два подпериода – 2000–2008 и 2008–2012 гг. В качестве пограничного мы выбираем 2008 г., поскольку именно он стал переходным от бума к кризису. Такие временные ограничения связаны с тем, что до 1997 г. в рамках ОНПЗ использовались «советские» классификаторы видов занятий и отраслей, что делает самые ранние из доступных данных несопоставимыми с более поздними. При переходе от ежегодного к ежеквартальному режиму проведения ОНПЗ Росстат серьезно пересмотрел методологию, поэтому использовать данные за 1997–1998 гг. также оказывается невозможно. Что касается 1999 г., то в нем обкатка новой методологии только началась и, кроме того, это был первый посткризисный год после затяжной трансформационной рецессии.

Используемый Росстатом Общероссийский классификатор занятий (ОКЗ) в целом гармонизирован с Международной стандартной классификацией занятий ISCO-88, а Общероссийский классификатор видов экономической деятельности (ОКВЭД) – с Международной стандартной классификацией отраслей ISIC-3. Оба допускают несколько уровней дезагрегирования. Мы сделали выбор в пользу комбинации двухразрядной кодировки занятий (предполагающей выделение 33 профессиональных групп) с одноразрядной кодировкой видов экономической деятельности (предполагающей выделение 17 секторов). Однако для такого важнейшего сектора, как обрабатывающие производства, мы используем двухразрядную кодировку видов экономической деятельности с выделением внутри него дополнительно еще 14 отраслей. В результате все наши оценки строятся на основе классификации «2/1,5», в рамках которой теоретически возможное число профессионально-отраслевых ячеек (различных типов рабочих мест) составляет 990 (33 χ 30).

Однако фактически при данном уровне дезагрегирования общее число непустых ячеек, на которое выводят данные ОНПЗ, оказывается равно 635. Сокращение их числа связано как с исключением некоторых мелких секторов, таких как «Рыболовство» (ОКВЭД-2), «Деятельность домашних хозяйств» (ОКВЭД-16), «Деятельность экстерриториальных организаций» (ОКВЭД-17) (подробнее об этом см. ниже), так и с наличием ряда ячеек, остающихся пустыми.

К сожалению, в ОНПЗ отсутствует критически важная для нас информация – о заработках работников. Это делает невозможным ранжирование различных типов рабочих мест по их качеству исходя из величины заработной платы, которую получают занятые на этих рабочих местах индивиды. Мы решали эту проблему двумя способами. Во-первых, использовали альтернативный показатель качества рабочих мест – среднее число лет обучения работников, принадлежащих к тем или иным профессионально-отраслевым группам. (Подобный способ ранжирования рабочих мест с точки зрения их качества часто встречается в литературе и используется, когда исследователи не располагают данными о заработках работников.) ОНПЗ содержит информацию об уровнях образования респондентов. Мы переводили эти данные в оценки длительности обучения в годах с использованием следующей шкалы соответствия: нет неполного среднего образования – 6 лет, неполное среднее – 9 лет, полное среднее – 11 лет, начальное профессиональное – 12 лет, среднее профессиональное – 13 лет, незаконченное высшее – 14 лет, законченное высшее – 16 лет, послевузовское – 19 лет обучения.

Во-вторых, мы реконструировали отсутствующие в ОНПЗ данные о заработной плате, пользуясь данными альтернативного источника – Обследования заработной платы по профессиям (ОЗПП). Эти обследования проводятся Росстатом в октябре один раз в два года и содержат информацию о месячных заработках примерно 750 тыс. работников практически по всем субъектам РФ. К сожалению, ОЗПП начали проводиться лишь с 2005 г., и оценок, которые относились бы к началу анализируемого периода (к 2000 г.), не существует. Мы взяли за основу данные 2007 г., поскольку он примерно соответствует середине рассматриваемого нами временного интервала. Сначала, исходя из данных ОЗПП за 2007 г., мы проранжировали различные типы рабочих мест по величине средней месячной зарплаты, которую имели занятые на них индивиды: чем она выше, тем выше ранг (качество) соответствующей профессионально-отраслевой группы. Затем эти ранги вменялись респондентам ОНПЗ за 2000, 2008 и 2012 гг. с учетом их профессионально-отраслевой принадлежности.

Для наших целей наиболее серьезный недостаток ОЗПП заключается в том, что они охватывают предприятия и организации лишь 11 из 17 секторов по ОКВЭД. Поэтому для наиболее значимых видов экономической деятельности, не представленных в ОЗПП[21]21
  Это сельское хозяйство (ОКВЭД-1), финансовое посредничество (ОКВЭД-10) и государственное управление (ОКВЭД-12).


[Закрыть], мы реконструировали показатели средней заработной платы исходя из данных Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения (РМЭЗ ВШЭ) за 2007 г.

Расчет проводился отдельно для каждой профессиональной группы, выделяемой в рамках двухразрядной кодировки по ОКЗ. Сначала по данным РМЭЗ для каждой такой группы (например, «Неквалифицированные рабочие, общие для всех отраслей экономики» – ОКЗ-94) оценивалось соотношение показателей средней заработной платы в секторе, не охваченном ОЗПП (например, сельское хозяйство), и в остальных 11 «охваченных» секторах. Полученный таким образом коэффициент умножался затем на величину средней заработной платы для этой профессиональной группы по данным ОЗПП. Так удалось восполнить большинство пробелов в данных ОЗПП, касающихся средней заработной платы работников различных профессий, занятых в сельском хозяйстве, финансовой деятельности и государственном управлении.

Некоторые профессионально-отраслевые группы были исключены из анализа, поскольку информация о них отсутствует в данных либо ОЗПП либо РМЭЗ. Однако суммарно работники, принадлежащие к этим исключенным группам, составляют менее 0,3 % общей численности занятых. Кроме того, номенклатура видов занятий в ОНПЗ не полностью соответствует их номенклатуре в ОЗПП и РМЭЗ. В таких случаях мы переходили на более высокий уровень агрегирования, объединяя близкие профессиональные группы (например, подгруппы ОКЗ-61 «Квалифицированные работники товарного сельскохозяйственного производства» и ОКЗ-62 «Квалифицированные работники сельскохозяйственного производства, производящие продукцию для личного потребления и продажи излишков» были объединены в группу ОКЗ-60 «Квалифицированные работники сельского хозяйства»).

Отметим, что ОЗПП содержат обширную информацию о различных характеристиках оплаты труда. Так, в них имеются данные о величине тарифного заработка (без учета премий и региональных надбавок), а также о количестве отработанных в течение месяца часов, позволяющие получать оценки часовых ставок заработной платы. Для проверки устойчивости получаемых результатов мы ранжировали типы рабочих мест по величине не только среднемесячной заработной платы, но и тарифных заработков и часовых ставок.

Насколько избранные нами критерии оценки качества рабочих мест согласуются друг с другом? Как показывают данные табл. П2-1 Приложения, при ранжировании профессионально-отраслевых ячеек по уровням образования в 2000 и 2012 гг. наблюдается сильная корреляция (около 0,8). Еще теснее корреляция между альтернативными показателями оплаты труда (0,90-0,99). В то же время образовательные и зарплатные характеристики рабочих мест связаны намного слабее (коэффициенты корреляции порядка 0,45-0,5). Отсюда можно сделать вывод, что использование при ранжировании рабочих мест того или иного образовательного или зарплатного критерия едва ли серьезно повлияет на получаемые результаты. В то же время оценки на основании данных о числе лет обучения, с одной стороны, и об оплате труда – с другой, могут заметно различаться.

Итак, качество рабочих мест оценивалось нами исходя из пяти альтернативных критериев: двух образовательных (среднее число лет обучения соответствующих профессионально-отраслевых групп в 2000 и в 2012 гг.) и трех зарплатных (средняя месячная заработная плата, средний месячный тарифный заработок и средняя часовая ставка заработной платы соответствующих профессионально-отраслевых групп в 2007 г.). Определив ранги (чем выше ранг, тем выше качество рабочего места), мы делили весь пул рабочих мест, имевшихся в 2000 г., на квинтили так, чтобы в первый квинтиль попадала их «худшая» пятая часть, а в последний – «лучшая». Затем мы анализировали изменения в каждом квинтиле на протяжении 2000–2012 гг., а также на протяжении двух выделенных нами подпериодов (докризисного и посткризисного): какие из них расширялись, какие сжимались, в каких численность не менялась.

Сценарий параллельного разрастания низшего и высшего квинтилей с проваливающейся серединой означал бы поляризацию структуры рабочих мест; сценарий разбухания высшего квинтиля при сжатии низшего – ее последовательное улучшение. Естественно, реальная картина может быть более сложной и противоречивой. Важно также иметь в виду, что в разных частях экономики сдвиги в структуре рабочих мест могут происходить с разной скоростью и в разных направлениях: при использовании агрегированных оценок эта неоднородность теряется. Поэтому свой анализ мы строили не только для всего занятого населения, но и для его отдельных демографических, профессиональных и отраслевых сегментов.

2.4. Общие тренды

Данные табл. П2-2 и П2-3 дают общее представление о том, как в период 2000–2012 гг. менялась отраслевая и профессиональная структура российской рабочей силы. Среди секторов главными «проигравшими» были сельское хозяйство (-7 п.п.), обрабатывающие производства (-4,5 п.п.), коммунальные услуги (-2,6 п.п.), а главными «выигравшими» – торговля (+3,8 п.п.), операции с недвижимым имуществом (+3,3 п.п.) и строительство (+2,3 п.п.). Таким образом, с одной стороны, наблюдалось резкое сокращение представительства секторов с традиционно низкими уровнями образования и оплаты труда (сельское хозяйство, прочие коммунальные услуги) при росте представительства секторов с традиционно высокими их уровнями (операции с недвижимым имуществом). С другой стороны, обрабатывающие производства, концентрирующие большой массив высокооплачиваемых рабочих мест, которые требуют высокой квалификации, быстро теряли занятость, тогда как торговля, где много низкооплачиваемых рабочих мест, не требующих высокой квалификации, быстро ее наращивала.

Более четкая и однозначная картина вырисовывается при обращении к данным о профессиональной структуре занятости. Мы наблюдаем значительный прирост представительства наиболее квалифицированных и высокооплачиваемых (руководители – (+3,9 п.п.), специалисты высшего уровня квалификации – (+3,8 п.п.)) и значительную убыль представительства наименее квалифицированных и низкооплачиваемых профессиональных групп (неквалифицированные рабочие – (-3,1 п.п.), квалифицированные работники сельского хозяйства – (-2,9 п.п.)). Однако при этом имели место заметное сокращение такой профессиональной группы с относительно «хорошими» качественными характеристиками, как квалифицированные рабочие (-2,9 п.п.), и существенное расширение такой профессиональной группы с относительно «плохими» качественными характеристиками, как работники сферы обслуживания (+2,8 п.п.). Поэтому вопрос о направленности структурных сдвигов остается открытым.

В любом случае агрегированные данные свидетельствуют о чрезвычайно активной перестройке структуры рабочих мест. Более того, они дают основания предполагать, что бурный экономический рост 2000-х годов, скорее всего, сопровождался масштабным перераспределением рабочей силы от «плохих» рабочих мест к «хорошим». Используя более дезагрегированные данные и применяя к ним методологию, описанную в предыдущем разделе, можно проверить, насколько это предположение соответствует действительности.

Сначала, используя данные ОНПЗ за 2000 г. о среднем числе лет образования в различных профессионально-отраслевых группах, мы разбили всю совокупность занятых в этом году на квинтили по данному показателю. Затем оценили, какую часть общей численности занятых аккумулировал каждый квинтиль в 2008 и 2012 гг.: 20 %, как в 2000 г., больше или меньше? Таким образом, становится возможным понять, в каком направлении в рассматриваемый период менялась структура рабочих мест – смещалась ли она в пользу менее или более «образованных» профессионально-отраслевых ячеек?

Результаты расчета представлены на рис. П2-1а. Из них следует, что ежегодный отток из нижнего квинтиля, включающего самые «плохие» рабочие места, достигал почти 350 тыс. работников, а ежегодный приток в верхний квинтиль, включающий самые «хорошие» рабочие места, приближался к 570 тыс. Три центральных квинтиля также притягивали дополнительных работников, но в гораздо меньших объемах (35-150 тыс. человек ежегодно). В докризисный период (2000–2008 гг.) отток из нижнего квинтиля и приток в верхний квинтиль шли в полтора-два раза быстрее, чем в посткризисный (2008–2012 гг.). Таким образом, высокие темпы экономического роста активизировали структурную перестройку экономики, а кризисные потрясения 2008–2009 гг. вызвали ее замедление. Однако это происходило на фоне резкого сокращения общих темпов роста занятости: если до кризиса она ежегодно увеличивалась в среднем на 720 тыс. человек, то после – лишь на 230 тыс. Но общая направленность структурных сдвигов в посткризисный период оставалось той же, что и в докризисный: массив «плохих» рабочих мест продолжал устойчиво сжиматься, а «хороших» – расти.

Перейдя от абсолютных показателей прироста к относительным, мы получаем более четкую картину того, что происходило в отдельных квинтилях (рис. П2-2а). Практически все изменения концентрировались по краям шкалы, а ее центральная часть отличалась исключительно высокой стабильностью: в 2012 г. второй, третий и четвертый квинтили аккумулировали, как и в 2000 г., примерно по 20 % от общей численности занятых каждый. В то же время сегмент самых «плохих» рабочих мест из первого квинтиля уменьшился почти на 8 п.п., а сегмент самых «хороших» из последнего (пятого) квинтиля, напротив, увеличился почти на 8 п.п. Таким образом, ничто не свидетельствует о поляризации структуры рабочих мест в российской экономике. Наблюдавшиеся изменения носили однонаправленный характер: шло активное вымывание «худших» (наименее квалифицированных) рабочих мест при активном наращивании «лучших» (наиболее квалифицированных).

Подобный метод оценки неявно предполагает, что иерархия рабочих мест с точки зрения их качества (в данном случае – с точки зрения продолжительности образования работников) неизменна во времени: группы, бывшие аутсайдерами в 2000 г., продолжали оставаться ими и в 2012 г.; лидеры 2000 г. оставались ими и в 2012 г. В действительности в иерархии рабочих мест с точки зрения их качества возможны серьезные подвижки: одни профессионально-отраслевые группы могут подниматься вверх (если уровень образования у входящих в них работников рос опережающими темпами), другие – опускаться вниз (если уровень образования у входящих в них работников не повышался или повышался очень медленно).

Поэтому на следующем шаге для проверки устойчивости полученных оценок мы провели альтернативный расчет, используя в качестве критерия качества показатель среднего числа лет обучения у работников, относившихся к различным профессионально-отраслевым ячейкам, в 2012 г. Этот способ ранжирования приводит к почти идентичным результатам. Как видно на рис. П2-1б, показатели абсолютного прироста для различных квинтилей остаются практически такими же, как при ранжировании по среднему числу лет обучения в 2000 г. Точно так же оказывается, что в докризисный период темпы структурной перестройки были существенно выше, чем в посткризисный. В относительных терминах (рис. П2-2б) и в этом случае не наблюдается серьезных изменений в центральной части шкалы: практически все сдвиги оказываются сконцентрированы на полюсах – в первом (-7 п.п.) и последнем (+8 п.п.) квинтилях. Это подтверждает вывод об отсутствии тренда к поляризации структуры рабочих мест, а также о постепенном замещении «худших» рабочих мест «лучшими».

Как ни странно, но при переходе от ранжирования по показателям образования к ранжированию по показателям оплаты труда картина почти не меняется (рис. П2-1в, П2-1г и П2-1д). Среднегодовой отрицательный прирост в нижнем квинтиле составляет 320–340 тыс. человек, а среднегодовой положительный прирост в верхнем – 550–680 тыс. Это почти не отличается от представленных ранее оценок. Мы вновь фиксируем резкое сжатие сегмента «худших» (в данном случае наименее оплачиваемых) рабочих мест на 7–8 п.п. и активное расширение сегмента «лучших» (наиболее оплачиваемых) рабочих мест на 8-10 п.п. (рис. П2-2в, П2-2г и П2-2д). И вновь ситуация в центральной части шкалы оказывается практически неизменной.

Итак, все пять используемых нами подходов не дают оснований полагать, что экономический рост 2000-х годов мог вести к поляризации структуры рабочих мест. Все они свидетельствуют о том, что в условиях быстрого роста в российской экономике шли два встречных процесса – активное создание «хороших» и почти столь же активная ликвидация «плохих» рабочих мест.

2.5. Секторальный анализ

Даже когда во всей экономике наблюдается структурный сдвиг от «худших» рабочих мест к «лучшим», в отдельных ее сегментах ситуация может складываться иначе. В настоящем разделе мы попытаемся ответить на вопросы: распространялся ли сценарий прогрессирующего улучшения структуры рабочих мест на все или хотя бы на большинство сегментов российской экономики; как часто встречались отступления от этого доминирующего тренда и насколько они значительны? Поскольку результаты ранжирования рабочих мест с использованием альтернативных показателей образования и оплаты труда практически идентичны, в секторальном анализе мы ограничимся двумя критериями качества из пяти, которые будем рассматривать как базовые: среднее число лет обучения в 2000 г. и средняя месячная заработная плата в 2007 г.

Гендер. На рисунках П2-3а и П2-3б представлены данные о среднегодовом абсолютном приросте занятых по квинтилям рабочих мест у мужчин. В среднем в течение всего периода 2000–2012 гг. численность мужчин, принадлежавших к нижнему квинтилю по критерию образования, ежегодно сокращалась на 176 тыс. человек, а принадлежавших к верхнему – увеличивалась на 262 тыс. Три центральных квинтиля также демонстрировали тенденцию к росту, хотя и намного более слабому. При использовании показателя заработной платы структурные сдвиги выражены еще резче: ежегодная убыль в нижнем квинтиле – на 206 тыс. человек, ежегодное приращение в верхнем – на 382 тыс. Отметим, что в этом случае сжатие по абсолютной численности оказывается характерно не только для первого, самого «плохого», но и для второго, следующего за ним квинтиля. В относительных терминах кумулятивные потери в нижнем квинтиле у мужчин составляли 4,0–4,4 п.п., а кумулятивные приращения в верхнем – 3,6–5,1 п.п. (рис. П2-4а и П2-4б).

Для женщин мы также обнаруживаем быстрое падение спроса на труд в нижнем квинтиле (с самым низким образованием и самой низкой заработной платой) на 114–164 тыс. человек ежегодно и быстрый рост спроса в верхнем (с самым высоким образованием и самой высокой заработной платой) на 172–305 тыс. человек (рис. П2-3в и П2-3г). Отметим, что если у мужчин оценки по критерию образования оказываются ниже оценок по критерию заработной платы, то у женщин соотношение обратное. Подобное расхождение объясняется тем, что, несмотря на более высокое образование российских женщин, их заработная плата в среднем значительно ниже, чем у мужчин.

Как в нижнем, так и в верхнем квинтилях кумулятивный прирост у женщин в относительных терминах был меньше (по абсолютному значению), чем у мужчин: в первом случае 2,3–4,1 п.п., во втором —3,6–5,1 п.п. (рис. П2-4а и П2-4б). В результате вклады мужчин и женщин в общее изменение структуры рабочих мест по критерию образования были примерно равнозначны, но по критерию заработной платы доминировали мужчины: их вклад как в сжатие нижнего квинтиля, так и в увеличение верхнего примерно вдвое превышал аналогичный вклад женщин.

Возраст. Оценки для трех укрупненных возрастных групп – молодежи (15–29 года), лиц зрелого возраста (30–49 лет) и пожилых (50–72 года) – представлены на рис. П2-5 и П2-6.

Результаты для молодежи заметно различаются по подпериодам – докризисному и посткризисному (рис. П2-5а и П2-5б). Это объясняется тем, что на рубеже 2000—2010-х годов российская экономика вступила в демографическую «яму», обусловленную резким падением рождаемости в первое десятилетие рыночных реформ. Если в докризисный период общая численность работников в молодежных возрастах быстро возрастала (в среднем на 250 тыс. в год), то в посткризисный столь же быстро сокращалась (в среднем на 262 тыс. в год). Если в первом подпериоде мы наблюдаем и активное сжатие нижнего квинтиля (на 113–137 тыс. человек в год), и активное расширение верхнего (на 254–239 тыс. человек), то во втором сжатие нижнего квинтиля продолжилось (хотя и с меньшей интенсивностью – примерно на 90 тыс. человек в год), но прирост в верхнем квинтиле стал почти нулевым или даже отрицательным.

Для лиц зрелого возраста подобное расхождение между подпериодами отсутствует (рис. П2-5в и П2-5г). (Отметим, что общая численность этой возрастной группы устойчиво снижалась как в 2000–2008, так и в 2008–2012 гг.) В целом за 2000–2012 гг. в нижнем квинтиле численность рабочих мест, занятых лицами зрелого возраста, ежегодно снижалась примерно на 220 тыс., а в верхнем – симметрично возрастала на 200–225 тыс.

Совершенно иная картина вырисовывается для работников предпенсионного и пенсионного возрастов (рис. П2-5д и П2-5е). И в докризисный, и в посткризисный периоды их общая численность стремительно увеличивалась – примерно на 500 тыс. человек в год. В результате число рабочих мест, занимаемых такими работниками, росло во всех четырех верхних квинтилях, и хотя в пятом квинтиле рост был немного выше, чем в трех других, разница была непринципиальной. Даже в нижнем квинтиле у лиц пожилого возраста в посткризисный период отмечались признаки некоторого роста занятости.

Относительные оценки позволяют лучше осмыслить эти разнонаправленные тенденции (рис. П2-6а и П2-6б). Основной вклад в сжатие нижнего квинтиля вносили лица зрелого возраста – 2/3 общего сокращения самых «плохих» рабочих мест пришлось именно на них. Значительный вклад (примерно 1/3) внесла молодежь, а вклад пожилых был практически нулевым. Более равномерно распределялись роли различных возрастных групп в расширении сегмента «лучших» рабочих мест: здесь вклады всех трех групп были сопоставимыми. Но наиболее интересные процессы наблюдались в средней части шкалы: убыль рабочих мест в трех центральных квинтилях у лиц зрелого возраста и (в меньшей степени) у молодежи компенсировалась их наращиванием у лиц предпенсионного и пенсионного возрастов. Если бы не это, то глубокий провал наблюдался бы не только в первом, но и в трех следующих квинтилях.

Профессиональная принадлежность. Мы разбили всех работников на четыре укрупненные категории в зависимости от их профессиональной принадлежности: «беловоротничковые» профессии высокой квалификации (группы 1–3 по ОКЗ); «беловоротничковые» профессии низкой квалификации (группы 4–5); «синеворотничковые» профессии высокой квалификации (группы 7–8); «синеворотничковые» профессии низкой квалификации (группы 6 и 9 по ОКЗ). Был ли характерен общий тренд к последовательному улучшению структуры рабочих мест для всех профессиональных групп или только для некоторых? Были ли такие группы, положение которых с точки зрения качества занимаемых рабочих мест не улучшалось, а ухудшалось? Судить об этом позволяют данные, представленные на рис. П2-7 и П2-8.

Закономерно, что работники, принадлежащие к первой группе («белые воротнички» с высокой квалификацией), сосредоточены преимущественно в двух верхних квинтилях. Именно здесь наблюдался активный рост их представительства: на 81-190 тыс. человек в год в предпоследнем, четвертом, квинтиле и на 433–566 тыс. в год в последнем, пятом (рис. П2-7а и П2-7б). В остальных квинтилях на протяжении всего рассматриваемого периода прирост был близок к нулю. Иными словами, хотя в 2000–2012 гг. российская экономика испытала гигантский приток «белых воротничков» высокой квалификации (в среднем на 650 тыс. человек в год), он практически полностью направлялся на самые «хорошие» рабочие места из четвертого и пятого квинтилей, а на «плохие» рабочие места из трех нижних квинтилей представители этих профессиональных групп почти не попадали. При этом оценки на основе показателя заработной платы в несколько раз ниже оценок с использованием показателя числа лет обучения. Главная причина – существование обширного бюджетного сектора, где уровень образования работников очень высок, но заработная плата сравнительно невелика и где высока концентрация женщин.

Иначе складывалась ситуация для «белых воротничков» низкой квалификации (рис. П2-7в и П2-7г). Подавляющая их часть оседала на рабочих местах среднего качества из второго, третьего и четвертого квинтилей. В то же время доступ к верхнему квинтилю был для них практически закрыт (среднегодовые приросты были близки к нулю). Что касается нижнего квинтиля, то здесь оценки с использованием показателей образования и заработной платы различаются. Первые говорят о том, что приток «белых воротничков» низкой квалификации на самые «плохие» рабочие места был нулевым, вторые – что он был положительным, хотя и довольно скромным.

Еще больше расхождения между альтернативными оценками для «синих воротничков» высокой квалификации (рис. П2-7д и П2-7е). Отметим, что их присутствие на российском рынке труда быстро сокращалось. Причем, если в докризисный период их численность оставалась более или менее постоянной, то в посткризисный она стала стремительно уменьшаться (примерно на 170 тыс. человек ежегодно). Используя критерий образования, можно сделать вывод, что весь этот отток был сконцентрирован в двух нижних квинтилях, почти не затрагивая три верхних. Отметим, что на рабочие места из верхнего квинтиля, требующие высокого образования, «синие воротнички» высокой квалификации, как и «белые воротнички» низкой, не попадали почти никогда. Однако если ранжировать рабочие места по критерию заработной платы, то ситуация меняется. В этом случае оказывается, что в первых четырех квинтилях «синих воротничков» высокой квалификации становилось все меньше (особенно сильный отток – в среднем почти на 100 тыс. человек в год – наблюдался в самом «плохом» первом квинтиле), а в последнем, пятом, квинтиле – все больше (приток в среднем на 120 тыс. человек в год). Это расхождение можно объяснить тем, что в российских условиях многие «синие воротнички» высокой квалификации, не имеющие высокого образования, трудятся на тяжелых и вредных работах в неблагоприятных климатических условиях и в качестве компенсации получают высокую заработную плату.

Для последней группы – «синих воротничков» низкой квалификации – мы получаем вполне однозначные результаты (рис. П2-7ж и П2-7з). В 2000–2012 гг. ее общая численность быстро сокращалась (в среднем примерно на 250 тыс. человек в год), причем почти исключительно за счет нижнего квинтиля. В остальных квинтилях заметных изменений не наблюдалось.

Каков относительный вклад различных профессиональных групп в изменение структуры рабочих мест? Как видно на рис. П2-8а и П2-8б, сокращение нижнего квинтиля происходило почти исключительно за счет «синих воротничков» высокой и особенно низкой квалификации, а расширение верхнего – почти исключительно за счет «белых воротничков» высокой квалификации.