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

46

Астрономически высокая оценка уровня неформальной занятости для России по состоянию на 1998 г. -42,2 % – содержится в известной работе по теневой экономике Ф. Шнайдера и Д. Энсте [Schneider, Enste, 2002]. Однако она получена с использованием неконвенциональной методологии и едва ли может рассматриваться как сколько-нибудь реалистическая.

Напомним, 17-я МКСТ признала, что содержательное значение неформальной занятости варьируется между странами и, соответственно, статистика должна учитывать национальные обстоятельства и приоритеты [Hussmanns, 2004].

В последующих главах книги мы стремились использовать методологически как можно более близкие определения неформальной занятости. Но даже они, как убедится читатель, нередко приводят к заметно различающимся оценкам.

До 1999 г. обследование проводилось раз в год, а данные за 2012 г. на момент подготовки этой главы были недоступны.

См.: [Методологическое руководство… Росстат. 2002]. Это определение, в свою очередь, базируется на рекомендациях 15-й Международной конференции статистиков труда. Подробное обсуждение используемых исследователями и статистиками определений дано в предыдущих главах.

В приведенной методологии под занятостью в неформальном секторе понимается занятость на предприятиях неформального сектора. Таким образом, из рассмотрения исключается неформальная занятость на предприятиях формального сектора – т. е. без оформления договора или контракта.

Согласно данным РМЭЗ за 2009 г., на формальных предприятиях около 5 % работавших не имели трудового контракта.

К таким, например, могут относиться работники, которым в нарушение действующих законов задерживают заработную плату, не предоставляют положенный отпуск или, например, выплачивают часть вознаграждения в конверте.

По методологии ОНПЗ [Труд и занятость в России, 2011, с. 31].

Падение уровня занятости в неформальном секторе среди сельского населения является статистическим артефактом, связанным с изменением методологии расчета показателя занятости в домашних хозяйствах.

Под самозанятыми понимались занятые на индивидуальной основе, занятые в фермерских хозяйствах и предприниматели, не имеющие статуса юридического лица.

Под самозанятыми понимались занятые на индивидуальной основе, занятые в фермерских хозяйствах и предприниматели, не имеющие статуса юридического лица – таким образом были исключены занятые в домашнем хозяйстве производством сельскохозяйственной продукции для реализации.

Тест Хаусмана дает формальное подтверждение тому, что модель с фиксированными эффектами в данном случае предпочтительнее пула и модели со случайными эффектами.

Обе переменные дефлированы с помощью годовых региональных ИПЦ.

При этом величина логарифма ВРП будет негативно связана с уровнем неформальности!

Разработано авторами данной главы совместно с X. Леманном и А. Зайцевой.

Согласно данным сплошного обследования Росстата в 2010 г., в среднем у одного ПБОЮЛа было занято менее трех работников, что ниже порога в пять человек, который часто используется в рамках производственного определения. См.: http://www.gks.ru/free_doc/new_site/business/prom/small_business/obsled_ras/toml/obsled-toml.pdf

Вопрос из анкеты РМЭЗ о предоставляемых предприятиями социальных льготах включает 11 позиций. К числу обязательных мы относили три типа социальных льгот: оплату очередных отпусков, оплату больничных листов и оплату отпусков по беременности, родам и уходу за детьми до трех лет.

Вторую составляющую можно интерпретировать как результат межсекторных различий в правилах зарплатообразования, связывающих производительные характеристики работника с его итоговым заработком.

Однако надо иметь в виду, что существуют различные подходы к реализации декомпозиции. Подробно о методологии декомпозиции см.: [Firpo et al., 2011].

Мы используем модуль cdeco для Stata, разработанный авторами работы [Chernozhukov et al., 2012].

Дело в том, что в соответствии с методологией ISCO большинство самозанятых (мелких предпринимателей и т. п.) попадают в группу руководителей просто по определению.

Мы не приводим соответствующие таблицы ради экономии места.

Это меньше, чем средняя зарплата в IV квартале 2009 г. по данным Росстата (19,2 тыс. в ноябре). Есть три основных объяснения для этих различий в оценках. Во-первых, публикуемая Росстатом цифра характеризует среднюю заработную плату до уплаты налогов, а после уплаты она составила бы 16,7 тыс. руб. Во-вторых, оценка Росстата относится только к занятым на крупных и средних предприятиях, исключая из расчета значительную (около трети всех занятых) – и потенциально менее оплачиваемую – часть рабочей силы. С учетом этих двух обстоятельств различия между оценками Росстата и РМЭЗ могут оказаться не столь значительными. Кроме того, Росстат оценивает среднюю заработную плату для организаций как частное от деления всего фонда заработной платы на суммарную численность занятых в этих организациях, после чего происходит дальнейшее усреднение этих значений. В условиях сильно выраженной скошенности в распределении заработков внутри организаций средние оценки могут формироваться под влиянием небольшого числа высокооплачиваемых работников, что сдвигает средние оценки вверх. В РМЭЗ высокооплачиваемые работники, по-видимому, недопредставлены, что, наоборот, может смещать оценки вниз.

Величина разрыва в процентах определяется по формуле (еD– 1) 100 %, где D – коэффициент при дамми-переменной.

См.: обзор литературы в работе: [Neumark, Wascher, 2008].

По величине повышения уровня МЗП в номинальном выражении близким аналогом могут служить Венгрия [Kertesi, Kollo, 2003] и Индонезия [Rama, 2001]; в реальном выражении – только Индонезия.

В работе Е. Кобзарь [Кобзарь, 2009] впервые прозвучала постановка исследовательского вопроса о том, что единый федеральный МРОТ может оказывать разное влияние на чрезвычайно гетерогенные региональные рынки труда. В работе представлены оценки эффектов МЗП на занятость и безработицу, однако к представленным результатам следует относиться с большой осторожностью из-за методологических проблем. Кроме того, в этой работе использовались годовые региональные данные по МЗП, уровням занятости и безработицы, которые могли просто не позволить обнаружить эффекты МЗП, так как приспособления к этим повышениям МЗП могли происходить в пределах одного календарного года. В исследовании А. Лукьяновой [Lukiyanova, 2011] предпринималась попытка оценить эффект от повышений федерального МРОТ на неравенство в заработной плате, однако возможное влияние на занятость и безработицу, и тем более на занятость в неформальном секторе, не исследовалось и не обсуждалось.