Занятость получателей минимальной заработной платы в России

2(26) - 2010

Рынок труда

занятость получателей минимальной

заработной платы в россии

А. В. ЧЕПКИН,

аспирант кафедры экономики труда и народонаселения E-mail: chepkin@gmail. com Государственный университет — Высшая школа экономики

В работе, базирующейся на базе данныхРоссийского мониторинга экономического положения и здоровья населения (РМЭЗ) за 2003—2007гг., оценивается положение реальных и потенциальных получателей минимальной заработной платы (МЗП), выявляются факторы, повышающие вероятность оказаться в этой группе, а также отличия в их занятости по сравнению с основной группой работников на российском рынке труда. Оцениваются значимые факторы получения МЗП со стороны спроса на труд.

Ключевые слова: минимальная заработная плата (МЗП), рынок труда, структура, занятость, доход, человеческий капитал.

Введение1

Минимальная заработная плата применяется, чтобы обеспечить социально приемлемые границы оплаты труда. Подходы к их определению опираются, как правило, на величину прожиточного минимума, однако учитывают также и создание стимулов к труду, что сущностно отличает институт МЗП от других форм поддержки благосостояния населения.

1 Работа поддержана грантом факультета экономики ГУ—ВШЭ по проекту Кобзарь Е. Н., Чепкина А. В. «Воздействие института минимальной заработной платы на российский рынок труда» (2008 г.) и подготовлена в рамках проекта Лаборатории исследований рынка труда ГУ—ВШЭ «Взаимодействие внутренних и внешних рынков труда в российской экономике», поддержанного Центром фундаментальных исследований ГУ—ВШЭ (2009 г.). Автор выражает признательность и благодарность С. Ю. Рощину, И. О. Мальцевой, Е. Н. Кобзарь за комментарии и содержательную критику.

Влияя на поведение работодателей, законодательство о МЗП приводит к изменению решения о найме работников, определяя установленный минимум трудовых издержек. Таким образом, регулятивное влияние МЗП распространяется на все стороны рынка труда, а механизм поддержки доходов работников порождает изменение объемов предложения труда и спроса на труд.

Согласно российскому законодательству минимальный размер оплаты труда (МРОТ) применяется для регулирования оплаты труда, а также для определения размеров пособий по временной нетрудоспособности. В последние годы влияние МЗП на российский рынок труда значительно усилилось: с 2005 г. ее ставка в номинальном выражении увеличилась более чем в пять раз, а с 1 января 2009 г. впервые приведена в соответствие с общероссийским прожиточным минимумом и составляет 4 330 руб. (табл. 1).

Российская МЗП отличается централизованной моделью установления ставки и недифференцированным применением для отдельных регионов и отраслей экономики. Заметим, что мировой опыт использования МЗП, особенно в странах с федеральным устройством и неоднородной структурой экономики, говорит о росте эффективности института при более гибком его использовании, учитывающем особенности локальных рынков труда (региональный прожиточный минимум и распределение зарплат, количество потенциальных получателей в регионах и отраслях, восприимчивость предприятий к росту трудовых издержек).

Таблица 1

Динамика МЗП в России в 2002—2009 гг.

Дата установления Размер МЗП, руб. Соотношение размера МЗП и прожиточного минимума трудоспособного населения (в целом по РФ), % Индекс Кейтца (соотношение МЗП и средней заработной платы), %

01.01.2009 4 330* 78,8** 24,2**

01.09.2007 2 300* 54,8 17

01.05.2006 1 100 29,6 10,6

01.09.2005 800 24,3 9,2

01.01.2005 720 22,9 8,4

01.10.2003 600 25,6 10,8

01.05.2002 450 23 11,7

* С учетом всех надбавок и выплат работнику.

** Данные по средней заработной плате и прожиточному минимуму трудоспособного населения по состоянию на 1-е полугодие 2009 г.

Хотя российское законодательство предусмотрело в конце 2006 г. установление региональных субминимумов МЗП и эта практика получила распространение в 2007 и 2008 гг., последний скачок федеральной ставки превысил региональные минимумы во многих субъектах РФ. Ухудшение экономической ситуации в 2008—2009 гг. также вызвало снижение активности региональных властей по пересмотру локальной МЗП. Кроме того, в 2007 г. в величину МРОТ были включены все надбавки и выплаты работникам (в том числе районные коэффициенты).

Экономическая теория и богатый опыт использования МЗП в развитых странах обнаруживают разнонаправленное действие этого института на положение работников с точки зрения занятости, доходов и возможностей на рынке труда. Хотя получатели минимальной заработной платы выигрывают от повышения ее ставки, они также рискуют быть вытесненными с рынка труда, потому что фирмы сокращают спрос на их труд, а другие рабочие места таким работникам часто недоступны. Поэтому для определения результирующих последствий государственного регулирования трудовых доходов необходимо учитывать как характеристики занятости реальных получателей минимальной заработной платы, так и факторы, создающие риск вхождения в эту группу для остальных работников. Кроме того, положение рассматриваемых работников требует оценки с точки зрения гибкости рынка труда и наличия институциональных альтернатив: каковы направления и интенсивность трудовой мобильности в нижнем сегменте зарплатного распределения.

Следует отметить, что в настоящий момент нет работ, в которых проводится эмпирический анализ влияния МЗП на российский рынок труда на уровне микроданных. Хотя вопрос повышения МРОТ и приведения его уровня в соответствие с

прожиточным минимумом является общественно важным и широко обсуждается профсоюзами и политиками, исследователи проявляли к нему меньшее внимание. Это было связано как с относительно низким уровнем российской МЗП по сравнению с развитыми странами и, соответственно, незначительным воздействием на показатели рынка труда, так и с ограничениями со стороны доступных баз данных.

Данная работа преследует цель оценить положение реальных и потенциальных получателей МЗП в России, а также определить возможные отличия в их занятости по сравнению со всеми остальными работниками. В рамках возможностей, предоставленных располагаемыми данными, оцениваются значимые факторы получения МЗП со стороны спроса на труд, то есть характеристики российских работодателей, предлагающих занятость по минимальной ставке оплаты труда. Таким образом, дается оценка масштабов и структуры эффектов функционирования института МЗП в России, а также восприимчивости рынка труда к изменению ставки.

Обзор эмпирических исследований влияния МЗП на рынок труда

Работы, посвященные исследованию влияния МЗП на рынок труда, содержат разные оценки в отношении возникающих эффектов. В предлагаемый обзор включены те из них, которые предлагают подходы к выявлению ключевых характеристик (работников, предприятий и рынка труда в целом), определяющих последствия государственного регулирования посредством МЗП. Большая часть исследований выявляет негативный эффект (не всегда статистически значимый) роста МЗП на занятость. Незначительная доля работ находит положительные эффекты, влияющие на занятость

вопреки предсказаниям теории конкурентного рынка труда.

Стандартная неоклассическая модель, имеющая допущения об однородности труда как фактора производства, конкурентном рынке труда и полноте применения трудового законодательства, предсказывает, что минимальная заработная плата, установленная выше равновесной ставки оплаты труда, сокращает спрос на труд со стороны фирм и приводит к общему росту безработицы (см., напр., Brown, Gilroy, Kohen, 1982).

Поскольку допущение о повсеместном и полном применении трудового законодательства является сильным даже для развитых стран, целый ряд теоретических моделей описывают влияние МЗП в условиях неполного выполнения законодательства (см., напр., Freeman and Freeman, 1991). Эти модели во многом различны (например, в допущениях о мобильности между регулируемым и нерегулируемым секторами), но едины в том, что предсказывают негативное воздействие на занятость в результате установления или повышения МЗП в секторе рынка труда, на который распространяется законодательство о ней. Стоит отметить ряд моделей, предсказывающих положительное влияние МЗП на занятость: в случае монопсонического рынка труда эффект на занятость может быть положительным, как и в рамках теории эффективной заработной платы (Lemos, 2004).

Эмпирические исследования влияния МЗП на рынок труда можно разделить на две группы в соответствии с применяемой методологией и структурой изучаемых данных. К первой группе принадлежат ранние работы, содержащие анализ агрегированных данных о рынке труда в индустриальных странах. В подавляющем большинстве их выявлялось выраженное негативное влияние на общую занятость, что согласовывалось со стандартной неоклассической моделью рынка труда (Brown, 1999).

В частности, на основе анализа всего многообразия эмпирических результатов, накопленных к 1982 г., Ч. Браун и др. заключают, что 10 %-ное увеличение МЗП в США снижает занятость подростков на 1—3 % (Brown, Gilroy, Kohen, 1982). В других возрастных группах явной зависимости выявлено не было. В отношении положительного или негативного влияния МЗП на доходы работников консенсус экономистами также достигнут не был.

Методология исследования, применяемая в этих работах, вызывала критику, которая была связана как с недостатками агрегированных дан-

ных, так и с возможной эндогенностью изменения уровня МЗП по отношению к общим изменениям на рынке труда (взаимное влияние обусловлено тем, что решение об изменении ставки МЗП принимается правительством на основе показателей уровня жизни и трудовых доходов), а также сложностью отбора контрольных переменных (Card and Krueger, 1995).

В трудах, продолжавших исследование МЗП с учетом критики первого поколения работ, предпринимались попытки контролировать изменения экономических условий путем включения валового выпуска как объясняющей переменной. Однако уровень МЗП также может эндогенно зависеть от валового выпуска, что опять же приводит к смещению оценок.

Вторая группа эмпирической литературы включает работы, основанные преимущественно на микроэкономических данных, которые стали накапливаться в развитых странах с конца 1980-х гг. Оценки в отношении возникающих эффектов использования МЗП различны и крайне чувствительны к спецификациям эконометрических моделей и используемым данным.

Многие исследователи находят значительное негативное влияние МЗП на масштабы занятости с коэффициентом эластичности от 0,4 до 1,6 в абсолютном выражении (напр., Abowd, 1999; Draca, 2006; Neumark and Wascher, 2007).

Так, сравнение рынков труда США и Франции выявляет сильное негативное влияние на занятость среди низкооплачиваемых работников (Abowd, 1999). В работах по рынку труда Великобритании подтверждается сильное влияние МЗП на распределение заработных плат (эффект «переноса»), однако констатируется отсутствие влияния на занятость (Draca, 2006). Д. Ньюмарк и У. Уошер, используя панельные данные OECD, отмечают снижение занятости среди молодежи под влиянием роста МЗП (Neumark and Wascher, 2007).

Д. Кард и А. Крюгер сопоставили результаты функционирования рынков труда в секторах быстрого питания двух соседних штатов Америки, в одном из которых (Нью-Джерси) была повышена МЗП, а в другом (Пенсильвания) осталась на прежнем уровне (Card and Krueger, 1994). Авторы не выявили статистически значимого отрицательного влияния на занятость.

Мобильности работников, получающих минимальную заработную плату, также посвящено значительное число исследований в США и странах Западной Европы. В частности, Р. Смит и Б. Вав-

ричек показывают, что более 60 % работников, получавших МЗП в США в 1984 г., спустя один год имели заработную плату выше минимальной (Smith and Vavrichek, 1992). У. Эван и Д. Макферсон произвели сопоставление работников — получателей МЗП с референтной группой работников, получающих более высокую заработную плату, используя панельные данные по США за 1979—1999 гг. (Evan and Macpherson, 2003). Их выводы подтверждают, что рабочие места с минимальной заработной платой имеют тенденцию быть работами для новичков на рынке труда и что такая занятость является относительно непродолжительной для большинства работников. Вероятность роста заработной платы для МЗП работников определяется такими факторами, как уровень образования, переобучение и повышение квалификации, а также переходы между отраслями и профессиональными группами.

Относительно мобильности всех низкооплачиваемых работников исследователи сходятся в том, что чем дольше работник остается на низкооплачиваемой должности, тем ниже для него вероятность перейти на более высокооплачиваемую работу.

Например, в одной из работ выявляется, что попадание в «ловушку низкой заработной платы» связано как с индивидуальными характеристиками (гетерогенностью работников), так и со структурными характеристиками рынка труда (Sloane and Theodossiou, 2000). Авторы показывают, что именно структурные характеристики рынка труда оказывают более значительное влияние на сегмент работников, получающих МЗП, в том числе на интенсивность их мобильности. Для таких работников вероятность остаться на минимальном уровне зарплаты, а также потерять работу или совершить переход в экономическую неактивность существенно выше, чем вероятность улучшить свое положение.

М. Джонс и др. при анализе эффектов МЗП в Великобритании оценили влияние индивидуальных характеристик на длительность занятости в затрагиваемой группе работников (Jones, Jones, Murphy, Sloane, 2005). Их выводы полностью соотносились с результатами американских исследований об относительно короткой занятости работников, получающих зарплату на уровне минимальной. Наиболее важным с точки зрения политики выводом стало подтверждение эффекта, что значительное количество таких работников в течение короткого периода улучшают свое положение: более 50 % демонстрируют восходящую мобильность по заработной плате. Кроме того, авторы определили, что 3,8 % рабочей силы в Великобритании испытывают

прямое и косвенное влияние института МЗП на доходы и занятость.

В противоположность изобилию работ по оценке эффектов от установления МЗП в развитых странах подобных исследований по развивающимся странам гораздо меньше. Имеющиеся работы используют схожие с описанными выше экономет-рические подходы, которые применялись к данным разной степени агрегированности.

Полученные результаты различны, но в большинстве случаев авторы находят негативный эффект, влияющий на занятость в регулируемом секторе (охваченном МЗП), и рост занятости в нерегулируемом секторе. На агрегированных данных выявляется негативный эффект в формальном секторе в Бразилии (Carbeiro, 2000), как и при использовании данных по Пуэрто-Рико в отраслевом разрезе (Freeman and Freeman, 1991).

Работа Р. Бэлла, фактически единственная, основана в чистом виде на данных по отдельным компаниям. Автор находит негативный эффект, влияющий на занятость в Колумбии (с эластичностью 0,15—0,33 для низкоквалифицированных работников и 0,03—0,24 — для квалифицированных) и нулевой эффект в Мексике, где МЗП установлена на уровне ниже равновесных ставок заработной платы (Bell, 1997).

Агрегированные данные по отдельным компаниям в Индонезии, где МЗП переживала резкий рост, обнаруживают негативный эффект в малых фирмах (менее 20 работников) и возможный положительный эффект для крупных и средних фирм (Rama, 1999). Исследовательский центр SMERU обнаружил аналогичные результаты в данных по опросу домашних хозяйств об участии в рабочей силе. Исследование показало, что рост МЗП в 1988—2000 гг. имел негативный эффект в формальном секторе экономики (SMERU, 2001). Общее исследование влияния эффектов МЗП на занятость в Индонезии приводит к выводу, что результаты крайне чувствительны к способу включения МЗП и прочих контрольных переменных в регрессии (Islam and Nazara, 2000).

Таким образом, проблема эмпирической оценки влияния МЗП на рынок труда заключается в идентификации воздействия эффектов, во-первых, на занятость и доходы реальных потенциальных получателей МЗП, а во-вторых, на уровень занятости и зарплатное распределение в целом.

Основная сложность оценки связана с идентификацией влияния МЗП на фоне действия других индивидуальных и макроэкономических факторов,

изменяющих положение работников с низкими трудовыми доходами. Обобщение эмпирических результатов, полученных в развитых и развивающихся странах (как на агрегированных, так и на микроданных), представлено в табл. 2.

Среди российских работ следует отметить обзор функционирования института МЗП в России, выполненный Н. Вишневской, где автор анализирует институциональные особенности МЗП в России и в мире (процедура установления, региональные особенности, роль профсоюзов), динамику изменения МРОТ в относительном и абсолютном выражении

и описывает социально-демографические характеристики получателей минимальной заработной платы (Вишневская, 2007).

Е. Кобзарь в рамках проекта «Воздействие института минимальной заработной платы на российский рынок труда» по гранту факультета экономики ГУ—ВШЭ (2008 г.) анализирует историю и особенности российской модели МЗП, оценивает охват занятых по данным Росстата и выявляет влияние на региональные рынки труда.

Важными для понимания положения работников в нижней части доходного распределения

Таблица 2

Эмпирические оценки влияния минимальной заработной платы на рынок труда

Исследование Данные Полученные результаты

Bell (1997) M e xic o ' s Annua l Ind us t r ia l Survey: 1984-90 Отрицательное влияние на занятость

Brown, Gilroy, Kohen (1982) обзор работ Негативное влияние на занятость в США в 1970-е

Bur k ha use r , C o uc h, Wittenburg (2000) Current Population Survey (CPS): 1979-97 Обоснование целесообразности включения типов переменных и оценка э ффе к т о в от этого

Draca, Machin, Reenen (2008) UK care homes data, 199293; Financial Analysis Made Easy (FAME), 1998-99. Снижение прибыли на 8 — 15%. Не выявлено влияние на вероятность выхода с рынка фи р м с низкими заработными платами. Занятость и выпуск не подверглись существенным изменениям

Even, Macpherson (2003) Панельные данные по США за 1979-1999 годы Рабочие места с МЗП -- работы для «новичков» на рынке труда. Занятость относительно непродолжительна для таких работников. Вероятность роста заработной платоы определяется уровнем образования, переобучением и повышением квалификации

Gind ling, Te r r e ll ( 2 0 0 4 ) Costa Rican Household Surveys for the 1988-1999 Рост МЗП приводит к росту заработных плат как в формальном, так и неформальном секторе. Рост заработных плат в неформальном секторе превышает рост в фо р м а л ь н о м . МЗП сокращает разрыв между секторами. МЗП не оказывает влияния на доходы самозанятых

Jones, Jones, Murphy, Sloane (2005) The Labour Force Survey, UK: 1999-2003 Моделирование переходов между секторами с заработной платой на уровне минимальной, ниже, выше, состояниями безработицы и экономической неактивности

Katz, Krueger (1992) Authors surveys of fast-food restaurants in Texas Влияние на занятость не выявлено

Lemos (2005) Brazil, Pesquisa Mensal do Emp r e go , a mo nt hly ho us e ho ld survey: 1982-2000 Рост МЗП на 10% приводит к снижению числа рабочих мест на 0,05%, растет отработанное время и занятость. LR общая занятость снижается на 0,9%

Neumark, Wascher (1999) A pooled cross-section time- series data set c o mp r is ing s ixt e e n O EC D countries for the period 1975-1997 Отрицательное влияние на занятость молодежи

Neumark, Wascher (2007) Monthly Labor Review Полжительный э ффе кт на заработные платы низкооплачиваемых работников

Portugal, Cardoso (2002) Portugal, MTS (1986-1989) Доля молодежи в числе нанимаемых сократилась, в том числе в новых фи р м а х. Одновременно снизилась доля увольнений среди молодежи. Сокращение текучести среди молодежи

Smith, Vavrichek (1992) Survey of Income and Progra mm P artic ip a tio n, UK : 1984, 1985 63% МЗП работников увеличили заработную плату в течение года. Средняя заработная плата в группе выросла на 20%

являются работы А. Лукьяновой, посвященные оценкам структуры доходов российских работников, доходного распределения, а также направлений и интенсивности мобильности по доходам (Lukyanova, 2008).

Данные и методология анализа

Настоящее исследование проводится в русле микроэкономического анализа и основывается на панельных микроданных Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения (РМЭЗ) в период с 2003 по 2007 г. (раунды 12—16). В выборку включены индивиды в возрасте экономической активности (15 лет — 72 года), а в качестве занятых работников рассматриваются индивиды, утвердительно ответившие на вопрос о наличии работы. В выборку включались индивиды, пребывающие в оплачиваемом или неоплачиваемом отпуске.

Работникам присвоен один из четырех возможных статусов, характеризующих положение на рынке труда: (1) получение заработной платы не выше уровня минимальной, (2) получение заработной платы на уровне выше минимального, (3) состояние безработицы (по определению МОТ), (4) состояние экономической неактивности.

При определении статуса получателя МЗП (1) использовалась ставка МРОТ, действовавшая в том месяце, когда проводился опрос. В качестве показателя заработной платы использовалась среднемесячная величина дохода работника по основному месту работы, полученного за последние 12 месяцев. Работники — получатели МЗП (группа 1) определялись, как те, чья удельная среднемесячная заработная плата (пропорционально отработанному времени) меньше или равна величине МРОТ за вычетом подоходного налога (13 %), так как респонденты опрашивались о доходе после налогообложения. Также в 1-ю группу включены индивиды, чья зарплата в период наблюдения превышала уровень МЗП за вычетом подоходного налога не более чем на 5 %.

Оценка вероятности попадания в число получателей МЗП произведена с использованием пробит-модели. Рассчитаны две спецификации модели, различающиеся набором переменных, характеризующих отрасль, в которой занят индивид.

Структура данных РМЭЗ такова, что вопрос об отрасли, в которой трудится работник, включается в анкету, лишь начиная с 2004 г. Соответственно, все регрессионные уравнения оценивались отдельно для

каждого раунда и на объединенной выборке 2003— 2007 гг. (при тестировании базовой спецификации модели без включения переменной, характеризующей отраслевую принадлежность рабочего места) и 2004—2007 гг. (при тестировании дополнительной спецификации модели — с учетом отрасли).

Для исследования стабильности пребывания работников в статусе получателей МЗП и мобильности между статусами на рынке труда строились матрицы переходов для всех раундов, используемых в настоящем исследовании: 2003/2004, 2004/2005, 2005/2006 и 2006/2007 гг.

Социально-демографические характеристики получателей МЗП

Согласно теории получатели минимальной заработной платы — это наименее конкурентоспособная группа работников, то есть индивиды с низким уровнем запаса человеческого капитала и/или незначительными возможностями его реализации или получения отдачи на него.

Данные РМЭЗ позволяют описать ключевые характеристики работников, имеющих реальный трудовой доход не выше минимального. Дескриптивный анализ производился в сопоставлении с референтной группой (работниками, имеющими зарплату выше минимальной) для идентификации черт именно работников — получателей МЗП на фоне общей специфики российского рынка труда.

Масштабы распространения МЗП оценивались как доля получателей зарплаты на уровне МЗП и ниже в общей численности занятых. Согласно данным РМЭЗ, этот показатель колеблется от 1 % в 2003 г. до 4,3 % в 2007 г.

В табл. 3 представлены описательные статистики индивидуальных характеристик получателей МЗП в сравнении с обычными работниками. Анализ используемой выборки подтверждает относительно низкую конкурентоспособность таких работников с точки зрения количества человеческого капитала.

Группа работников, обладающих профессиональным (13 лет обучения) и высшим (более 15 лет обучения) образованием, среди них относительно низка (15—22 % и 5—12 % соответственно против 24—25 % и 24—27 % в референтной группе). Обратная ситуация складывается с неполным средним образованием (менее 10 лет обучения) — им обладают 19—38 % работников — получателей МЗП, что значительно превышает показатель референтной группы (10,8—12 %).

Таблица 3

Индивидуальные характеристики получателей МЗП в 2003—2007 гг.

Показатель 2003 2004 2005 2006 2007

<=МЗП >МЗП <=МЗП >МЗП <=МЗП >МЗП <=МЗП >МЗП <=МЗП >МЗП

Пол

Мужской 44,6 46,3 51,3 46,8 40,9 47,5 38,5 46,9 35,5 47,5

Женский 55,4 53,7 48,7 53,2 59,1 52,5 61,5 53,1 64,5 52,5

Возраст, лет

Менее

25 15,4 13,6 13,5 13,2 29,5 12,3 12,3 13,2 13,2 13,6

25—34 24,6 27,7 27,0 28,9 20,4 29,2 33,8 28,6 17,3 28,4

35—44 21,5 25,0 18,9 24,4 13,6 23,8 23,1 22,8 19,3 23,0

45—54 30,8 24,4 24,3 23,6 22,7 24,1 20,0 24,3 30,0 24,0

55—72 7,7 9,3 16,2 9,9 13,6 10,6 10,8 11,1 0,2 11,0

Семейный статус

Семейные 70,8 74,3 73,0 73,5 75,0 72,9 76,9 71,3 67,5 72,3

Несемейные 29,2 25,7 27,0 26,5 25,0 27,1 23,1 28,7 32,5 27,7

Уровень образования

Начальное (<10 лет) Среднее (10—11 лет) Среднее специальное 23,1 35.4 21.5 12,0 22,2 17,3 37,8 21,6 16,2 11,3 21,5 17,9 27,3 34,1 15,9 11,4 21,4 18,1 18,5 15,4 27,7 11,4 20,6 17,7 21.3 27.4 22,3 10,8 20,2 17,5

(11,5 лет) Профессиональное 15,4 24,5 16,2 25,3 18,2 24,4 26,1 24,6 23,4 24,8

(13 лет) Высшее (>15 лет) 4,6 24,11 8,1 24,1 4,6 24,7 12,3 25,7 5,6 26,8

Среднедушевой доход

В домашнем хозяйстве (руб.) 2 439 5 197 2 112 5 390 3 677 6 206 4 729 7 255 2 958,7 6 648,5

Получение пенсии

Да (кроме пенсии 10,8 12,1 5,4 11,4 18,2 12,4 9,2 13,2 20,8 13,0

на детей) Нет 89,2 87,9 94,6 88,8 81,8 87,6 90,8 86,8 79,2 87,0

Самооценка здоровья

Очень хорошее 0 1,2 0 1,4 4,6 1,3 1,5 1,3 0,5 1,8

Хорошее 46,2 31,0 37,8 33,6 27,3 36,1 30,8 33,2 25,4 36,3

Среднее 46,2 61,6 59,5 59,7 63,6 57,8 61,5 60,0 64,0 57,5

Плохое 7,6 6,0 2,7 5,0 4,5 4,8 6,2 5,2 8,6 4,2

Совсем плохое 0 0,2 0 0,3 0 0,3 0 0,3 1,5 0,2

Тип населенного пункта

Областной центр 15,4 46,4 13,5 46,6 22,7 45,6 18,5 45,3 18,8 46,7

Город 9,2 27,0 8,1 27,3 20,5 28,0 24,6 29,0 20,3 28,9

ПГТ 7,7 5,7 8,1 5,6 2,3 5,4 3,1 4,5 5,6 5,2

Село 67,9 20,9 70,3 20,5 54,6 21,0 53,8 21,2 5,3 20,2

Количество наблюдений 65 4 345 37 3 987 44 4 122 65 5 268 197 4 526

Источник: рассчитано автором по данным РМЭЗ 2003—2007. Выборка содержит респондентов в возрасте 15-72 лет, имеющих регулярную работу.

Среди работников, получающих заработную плату на уровне минимальной, преобладают женщины, чьи возможности на рынке труда остаются более ограниченными по сравнению с мужчинами, особенно на рабочих местах с большой долей физического труда, характерных для низкой квалификации. Доля женщин в выборке колеблется от 49 до 65 %, в референтной группе — от 53 до

54 %. При этом с 2005 г. доля женщин только повышается.

Распределение получателей МЗП по возрасту в целом соответствует распределению работников в референтной группе, что не указывает на уязвимость отдельных возрастных когорт. Доля работников до 25 лет составляет 12—15 % (12—14 % в референтной группе). Работников предпенсион-

ного и пенсионного возрастов (55 лет — 72 года) от 8 до 20 % в группе (1) и 9—11 % в референтной группе.

В соответствии с предсказаниями теоретических моделей и эмпирическими исследованиями (Neumark and Wascher, 1999), молодежь и старшая возрастная группа сильнее всего затрагиваются действием института МЗП. Российский рынок труда этого не демонстрирует — доля людей в основном трудоспособном возрасте (в частности, 45 лет — 54 года) среди получателей МЗП выше, чем в основной группе работников: в 2007 г. 30 % против 24 %, в 2003 г. — 31 % против 24 %, что может объясняться спецификой связи между возрастом и интенсивностью накопления человеческого капитала.

Рассматриваемые работники сосредоточены в низкодоходных семьях, что свидетельствует о денежных мотивах выхода на рынок труда индивидов, не обладающих значительным человеческим капиталом. Среднедушевые доходы в домашнем хозяйстве работников — получателей МЗП более чем вполовину ниже, чем в семьях основной группы работников в 2003—2004 и 2007 гг. В 2005 и 2006 гг. эти доходы ниже на 40 и 35 % соответственно.

Получение пенсии (всех видов, кроме пенсии на детей) как факт наличия дополнительного источника дохода отмечается у 5—21 % индивидов в разные годы. При этом доля получателей пенсии нестабильна и в ряде раундов выше в группе (1), в других раундах — среди работников, получающих зарплату выше уровня МЗП.

Семейный статус как индикатор положения работника в домохозяйстве демонстрирует стабильное распределение между женатыми и холостыми индивидами с преобладанием среди получателей МЗП тех, кто имеет семью (68—77 %). Соотношения постоянны как в группе работников, получающих минимальную заработную плату, так и у остальных. Наличие семьи не связано с получением МЗП, если судить по дескриптивной статистике.

Низкая производительность, обусловленная ограниченными физическими способностями, может определять вынужденную занятость на низкооплачиваемых рабочих местах. Однако распределение ответов относительно самооценки здоровья не выявляет тенденций, отличающих получателей МЗП. Распределения в обеих группах работников в целом похожи.

Наконец, наибольшая доля получателей МЗП сосредоточена в регионах со сравнительно простой структурой производства и отраслей и, соответственно, ограниченными альтернативами занятости

на локальном рынке труда: 54—70 % таких работников сосредоточены в сельской местности (20—21 % в референтной группе). Напротив, в областных центрах — лишь 14—23 % (45—47 % в референтной группе). Наблюдения подтверждают значительное влияние структурных характеристик локальных рынков труда на возможности работников.

Таким образом, получение минимальной заработной платы характеризуется низким уровнем накопления человеческого капитала, низкими доходами в домашнем хозяйстве и пребыванием на локальных рынках труда в малых населенных пунктах. Распределение реальных получателей МЗП по возрасту не подтверждает предположения об относительных преимуществах работников в основном трудоспособном возрасте и не показывает уязвимости молодежи и представителей старших возрастов. Также не наблюдается связи с физическими ограничениями вследствие недостаточного здоровья.

характеристики занятости работников — получателей МЗП

Данные РМЭЗ позволяют контролировать такие характеристики занятости, как профессия и квалификация, длительность специфического стажа, продолжительность рабочей недели, официальность занятости. Среди характеристик предприятий-работодателей мы рассматриваем отраслевую принадлежность, форму собственности и размер фирмы, который оценивается как общее количество работников.

Зафиксированы существенные вариации в масштабах охвата МЗП работников по группам отраслей (табл. 4). Поскольку в анкетах РМЭЗ список отраслей менялся от года к году, отрасли были сгруппированы в три группы: промышлен-

Таблица 4

Доля работников, получающих зарплату на уровне МЗП и ниже, в общей численности работников по отраслям, %*

Отрасль 2004 г. 2005 г. 2006 г. 2007 г.

Промышленность 5,4 13,6 12,3 10,2

Сельское хозяйство 51,4 40,9 30,8 27,4

Сфера услуг 40,5 45,5 56,9 62,4

Другое 2,7 0,0 0,0 0,0

Всего 100 100 100 100

*Примечание: здесь и далее, если не указано иное, расчеты приведены на основе базы данных РМЭЗ. Выборка содержит респондентов в возрасте 15 лет — 72 года, имеющих регулярную работу.

Таблица 5

характеристики занятости получателей МЗП в 2003—2007 гг.

Показатель 2003 2004 2005 2006 2007

<=МЗП >МЗП <=МЗП >МЗП <=МЗП >МЗП <=МЗП >МЗП <=МЗП >МЗП

Профессиональная группа

Руководители 4,6 5,4 0 5,6 0 5,7 1,5 5,5 1,0 6,8

Специалисты высшего 4,6 17,4 13,5 16,8 6,8 15,5 7,7 16,5 2,5 18,1

уровня квалификации

Специалисты среднего 4,6 15,8 2,7 16,1 13,6 17,0 13,9 16,8 11,7 15,8

уровня квалификации

Конторские работники 4,6 6,5 0 5,8 4,6 6,0 3,1 6,3 3,6 5,8

Служащие сферы услуг 15,4 11,2 5,4 10,9 1,4 11,5 18,5 11,5 19,3 11,2

и торговли

Квалифицированные 0 0,5 2,7 0,5 0 0,5 1,5 0,5 2,0 0,4

работники сельского

хозяйства

Производственные 6,2 13,5 10,8 14,0 9,1 14,1 7,7 13,9 6,1 14,6

рабочие

Операторы машин, 20,0 16,6 27,0 17,7 22,7 17.1 21,5 16,5 17,8 15,5

работники сборочных

производств

Неквалифицированные 40,0 12,6 35,1 11,8 31,8 12,0 24,6 11,9 36,0 11,1

работники

Военнослужащие 0 0,6 2,7 0,7 0 0,5 0 0,7 0 0,7

Отраслевая группа

Промышленность Нет Нет 5,4 28,7 13,6 30,7 12,3 31,0 10,2 32,0

Сельское хозяйство данных данных 51,4 6,4 40,9 5,5 30,8 4,8 27,4 3,6

Сфера услуг 40,5 61,7 45,5 62,3 56,9 64,2 62,4 64,4

Средняя продолжительность рабочей недели

Часы 52,6 43,6 50,9 44,0 55,0 44,0 56,8 44,1 50,6 44,0

Стаж работы в данной компании

Менее6 мес. 23,1 16,6 21,6 16,2 9,1 16,3 20,0 16,2 21,3 14,8

6—12 мес. 6.1 8,7 8,1 8,3 2,3 8,0 13,9 8,4 7,6 8,8

1—2 года 12,3 11,4 10,8 10,7 18,2 11,7 10,8 11,5 12,7 11,7

2 года — 5 лет 21,5 21,4 27,0 22,6 31,8 21,4 20,0 21,5 18,8 22,5

5—10 лет 16,9 17,7 10,8 17,4 6,8 17,2 13,8 17,3 15,7 18,1

10—20 лет 12,3 12,8 16,2 14,0 18,2 14,6 13,9 14,6 13,7 14,4

Более 20 лет 7,7 11,4 5,4 10,8 13,6 10,8 7,7 10,5 10,2 9,7

Форма собственности компании

Государственная 69,2 52,1 64,9 49,5 68,2 46,2 69,2 45,9 60,9 43,8

Частная 27,7 36,7 21,6 39,1 29,5 43,1 24,6 44,3 29,4 46,1

Смешанная 3,1 11,2 13,5 11,4 2,3 10,7 6,2 9,8 9,7 10,1

Официальность занятости

Официальная 93,8 94,8 94,6 93,8 93,2 93,6 95,4 92,8 95,4 94,1

Неофициальная 6,2 5,2 5,4 6,2 6,8 6,4 4,6 7,2 4,6 5,9

Количество наблюдений 65 4 345 37 3 987 44 4 122 65 5 268 197 4 526

Источник: рассчитано автором по данным РМЭЗ 2003—2007. Выборка содержит респондентов в возрасте 15—72 лет, имеющих регулярную работу.

ность, сельское хозяйство и сфера услуг. Данные об отраслях содержатся в раундах 2004—2007 гг. Низкооплачиваемые работники традиционно сосредоточены в сельском хозяйстве и сфере услуг (торговля, бытовое обслуживание).

В табл. 5 представлено распределение работников по профессиональным группам и другие характеристики компаний и занятости.

По профессиональным характеристикам от 25 до 40 % получателей МЗП являются неквалифицированными работниками. Вторая по величине группа — «Операторы машин, работники сборочных производств», доля которых колеблется от 17 до 27 %. Доля работников сферы услуг и торговли среди получателей МЗП составляет 5—19 % в разные годы. Доля работников — получателей МЗП

среди специалистов высшего и среднего уровня квалификации, производственных рабочих систематически меньше в сравнении с основной группой работников.

Получатели МЗП заняты преимущественно в сельском хозяйстве — 27—51 % респондентов по сравнению с 4—6 % в референтной группе. Аграрный сектор, по опыту других стран (Brown, Gilroy, Kohen, 1982), традиционно включает значительную долю работников с минимальной ставкой заработной платы, поскольку предполагает наименее квалифицированный труд. На втором месте сфера услуг (41—62 %), что меньше, чем для остальных работников, 62—64 % которых заняты в этом секторе. Реже всего работники, получающие доход на уровне МЗП, встречаются в промышленности (5—14 %) по сравнению с основной группой работников (29—32 %).

Таким образом, распределение получателей МЗП в России в целом соответствует ситуации в других странах и отражает распределение заработных плат и квалификационных групп работников в экономике. Российский институт МЗП охватывает работников именно в низкоквалифицированных и малооплачиваемых сегментах рынка труда: сельском хозяйстве и сфере услуг.

Продолжительность рабочей недели в группе работников, получающих зарплату на уровне МЗП, выше: от 51 до 57 часов по сравнению с 44 часами в основной группе. Это может объясняться тем, что более низкая производительность (обусловленная уровнем человеческого капитала и спецификой занимаемых рабочих мест) приводит к росту объема занятости. Кроме того, это указывает на действенность института МЗП с точки зрения стимулирования к труду и обеспечения благосостояния. Поскольку работники согласны трудиться больше других для увеличения дохода, это свидетельствует о большей эффективности института МЗП в сравнении с другими мерами поддержки благосостояния трудоспособного населения (прежде всего, пособием по безработице).

Одновременно это и вопрос уровня ставки. Очевидно, в рассматриваемый нами период размер МРОТ оказывал существенное влияние на стимулы работников. Распределение по длительности специфического стажа демонстрирует, что от 9 до 23 % получателей МЗП имеют стаж занятости на данном предприятии менее шести месяцев. По этому показателю они систематически превосходят всех остальных работников (за исключением 2005 г.). Это также дает основания полагать, что

заработная плата на уровне минимальной является атрибутом рабочих мест, находящихся у «входа» на рынок труда. С другой стороны, это может означать высокий оборот рабочей силы на соответствующих должностях.

Второй пик распределения в группе получателей МЗП приходится на стаж от 2 до 5 лет (21—27 %). Работников с доходом на уровне МЗП со стажем 5—10 лет относительно меньше во всех раундах по сравнению с распределением в группе обычных работников. По остальным группам продолжительности специфического стажа однозначные тенденции неочевидны.

В пользу того, что рабочие места с минимальной заработной платой наиболее распространены в бюджетном секторе, говорит и распределение компаний, в которых заняты эти работники, по форме собственности. Преобладают государственные компании (61—69 % в группе получателей МЗП). Доля частных компаний не превышает 29 % в 2005 и 2007 гг., что существенно ниже, чем в группе обычных работников.

В течение рассматриваемого периода наблюдается снижение доли государственных предприятий для основной группы работников, однако подобная тенденция не наблюдается для работников — получателей МЗП, они сосредоточены в малоконкурентных сегментах рынка труда, где рыночные механизмы менее развиты.

Получатели МЗП сосредоточены в основном в формальном секторе экономики, имея официальную занятость (от 93 % до 95 % выборки), что в целом соответствует распределению в основной группе занятых. Доля работников в неформальном секторе невелика. Это говорит о том, что реальные получатели заработной платы на уровне минимальной пребывают в компаниях, охваченных законодательством об МЗП. В неформальном секторе либо аналогичных рабочих мест нет, либо они оплачиваются по более высоким ставкам.

Существенной характеристикой для описания занятости работников — получателей МЗП является размер фирмы. Структура данных РМЭЗ не позволяет показать точное распределение для рассматриваемой выборки, так как содержит большое количество пропущенных наблюдений. Прослеживается тенденция к занятости получателей МЗП в мелких компаниях (около 7—26 % компании со штатом менее 10 чел., около 21—40 % — со штатом от 10 до 49 чел.). На долю компаний, в которых работают свыше 1 000 чел., приходится лишь около 1,4—7 % респондентов.

Неравномерность занятости на крупных и мелких предприятиях объясняется как распространением реальных и потенциальных получателей МЗП в мелких населенных пунктах, так и спецификой функционирования отраслей, в которых они заняты. Так, в сельском хозяйстве распространены мелкие фирмы. Также можно предположить, что малые предприятия наиболее чувствительны к повышению МЗП. И негативные эффекты повышения МЗП, которые проявляются в первую очередь в секторе малых предприятий, будут оказывать непосредственное и существенное воздействие на сектор реальных и потенциальных получателей минимальной заработной платы.

Оценка вероятности попадания работников в группу получателей МЗП

Чтобы ответить на вопрос, какие именно факторы — социально-демографические, количество накопленного человеческого капитала или занятость на предприятиях конкретных типов — оказывают наибольшее влияние на вероятность получения минимальной заработной платы, оценивалась вероятностная пробит-модель.

В качестве объясняющих переменных использовались ключевые индивидуальные характеристики (пол, возраст, семейное положение, уровень образования, наличие источников нетрудового дохода, тип и географическое положение населенного пункта, в котором проживает индивид), характеристики занятости (профессиональная группа, длительность специфического стажа, официальность занятости, тип собственности компаний).

В силу особенностей данных РМЭЗ использованы две спецификации: базовая на всем временном интервале и дополнительная — для анализа влияния отраслевой принадлежности в интервале 2004—2007 гг.

В базовую спецификацию модели включаются переменные, описывающие социально-демографические характеристики (возраст, возраст в квадрате, чтобы учесть нелинейную зависимость, и семейное положение), получение пенсии как источник нетрудового дохода, уровень образования (база — среднее специальное образование), профессиональная группа (база — специалисты среднего уровня квалификации), длительность специфического стажа (непрерывная переменная, выраженная в месяцах), тип собственности (база — смешанная собственность по отношению к государственной и частной), официальность занятости, тип населенного пункта (база — поселок городского типа), региональные переменные (база — Северный Кавказ) и годовые дамми-переменные (база — 2003 г.).

Поскольку количество получателей МЗП мало, объединение наблюдений пяти раундов в одну выборку позволяет оценить влияние факторов с большей достоверностью. Предельные эффекты представлены в табл. 6.

Вероятность получать заработную плату на уровне минимальной нелинейно увеличивается с возрастом работника. Для женщин вероятность получать МЗП выше, чем для мужчин. Среди профессиональных групп отрицательное влияние на вероятность попасть в число получателей МЗП оказывает наличие высшей квалификации специалиста.

Таблица 6

Оценка вероятности получения минимальной заработной платы (совмещенная выборка, 2003—2007 гг.), предельные эффекты

Переменная Коэффициент/SE Переменная Коэффициент/SE

Возраст —0,0553***/1,21Е—02 Специфический стаж —0,00535*/0,0026

Возраст-квадрат 0,00079***/1,50Е—04 Государственная собственность 0,201**/0,073

Пол —0,257***/0,0481 Частная собственность —0,0793/0,0778

Семейный статус —0,0183/0,0478 Официальность занятости 0,0216/0,0985

Получение пенсии —0,199*/0,0884 Областной центр —0,203*/0,0985

Начальное образование —0,0207/0,065 Город —0,146/0,1

Среднее образование —0,0933/0,0593 Село 0,442***/0,0929

Профессиональное образование —0,171*70,0629 Москва и С-Петербург —0,506**/0,193

Высшее образование —0,395***/0,087 Северо-Западный регион —0,355**/0,115

Руководители —0,099/0,162 Центральный регион 0,0901/0,0771

Специалисты высшего уровня квалификации —0,262*/0,104 Волжский регион 0,296***/0,0765

Конторские работники —0,0859/0,111 Урал 0,202**/0,0776

Служащие сферы услуг и торговли 0,344***/0,0778 Западно-Сибирский регион 0,39***/0,0802

Квалифицированные работники сельского хозяйства 0,636***/0,186 Дальневосточный регион 0,119/0,0844

Источник: рассчитано автором по данным РМЭЗ 2003—2007. Выборка содержит респондентов в возрасте 15—72 лет, имеющих регулярную работу.

Базовые переменные: среднее специальное образование (ПТУ), специалисты среднего уровня квалификации, смешанный тип

собственности, поселок городского типа, Северный Кавказ, 2003 г.

Pseudo Ю — 0,21.

Количество наблюдений — 25 314.

* р < 0,05; ** р < 0,01; *** р < 0,001.

Окончание табл. 6

Переменная Коэффициенг/SE Переменная Коэффициент/SE

Производственные рабочие —0,0566/0,1 2004 г. —0,286**/0,0954

Операторы машин, работники сборочных производств 0,26***/0,0778 2005 г. —0,128/0,0915

Неквалифицированные работники 0,606***/0,0728 2006 г. —0,0761/0,0839

Военнослужащие 0,038/0,415 2007 г. 0,452***/0,0654

Положительные значимые коэффициенты отмечены при переменных, отражающих профессиональную принадлежность к торговле и сфере услуг, сельскому хозяйству, операторам машин и сборочных производств, неквалифицированным работникам.

Длительность специфического стажа достоверно влияет отрицательно, что также отражает низкий уровень человеческого капитала получателей МЗП по отношению к остальным занятым на конкретных предприятиях. Государственная форма собственности влияет положительно, что указывает как на большое количество рабочих мест с минимальной заработной платой в бюджетном секторе, так и, возможно, на более полное соблюдение трудового законодательства в нем.

Получение пенсии как источника нетрудового дохода, наличие профессионального и высшего образования влияют отрицательно, что подтверждает теоретические предположения неоклассической модели предложения труда.

Проживание в областных центрах негативно влияет на вероятность получать МЗП; в сельской местности — положительно. Среди региональных переменных оказываются значимыми Москва и Санкт-Петербург, а также Северо-Запад (отрицательное влияние по отношению к региону Северного Кавказа). Эти результаты подтверждают сделанные наблюдения о влиянии структуры и уровня развития локальных рынков труда на возможности работников и уровень заработных плат.

Также значим период наблюдения: в 2007 г. риск попадания в число получателей МЗП был существенно выше, чем в другие годы. Это объясняется существенным увеличением размеров МЗП в 2007 г. и, соответственно, значительным расширением группы ее получателей. Опыт других стран также подтверждает, что резкий рост ставки МЗП приводит к более масштабным эффектам, чем плавное повышение.

Проанализируем влияние отраслевой принадлежности организации, в которой заняты работники, на данных 2004—2007 гг. В качестве отраслевых переменных используются переменные, показывающие занятость в соответствующих секторах экономики (переменные «Сельское хозяйство» и «Сфера услуг»; базовая переменная — «Промышленность»).

На совмещенной выборке влияние сельского хозяйства и сферы услуг на вероятность оказаться в группе получателей МЗП значимо и положительно по сравнению с промышленностью (табл. 7).

Выявленные на предыдущем шаге тенденции сохраняются, при этом значимыми оказываются годовые дамми: 2007 и 2006. Мы вновь фиксируем эффект влияния скачкообразного роста ставки минимальной заработной платы на группу ее получателей.

Таким образом, вероятность получения минимальной заработной платы положительно связана с низким уровнем образования и низкой квалификацией, проживанием в малых населенных пунктах, занятостью в сельском хозяйстве, торговле и сфере услуг, в бюджетном секторе. Вероятность выше для женщин, нелинейно увеличивается с возрастом и отрицательно связана с наличием нетрудовых доходов.

Заключение

Минимальная заработная плата в России в последние годы оказывает усиливающееся влияние на рынок труда в связи с резким ростом ставки МРОТ: за последние четыре года номинальная ставка выросла более чем в пять раз. Данные Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения показывают, что в репрезентативной выборке за 2006—2007 гг. доля получателей МЗП выросла более чем в три раза: с 1,2 до 4,3 % российских работников.

Таблица 7

Оценка вероятности получения МЗП с учетом влияния отрасли занятости (совмещенная выборка, 2004—2007 гг.), предельные эффекты

Переменная Коэффициент/SE Переменная Коэффициент/SE

Возраст -0,0623**70,0131 Сельское хозяйство 1,11**70,0832

Возраст-квадрат 0,00088***/1,60E—04 Сфера услуг 0,252***/0,0736

Пол —0,348***/0,0545 Специфический стаж —0,00946**/0,0029

Семейный статус —0,00081/0,0523 Государственная собственность 0,189*/0,0862

Получение пенсии —0,136/0,0929 Частная собственность —0,132/0,0898

Начальное образование —0,0743/0,0732 Официальность занятости —0,00319/0,11

Среднее образование —0,128/0,066 Областной центр —0,112/0,111

Профессиональное образование —0,203**/0,0694 Город —0,0495/0,113

Высшее образование —0,425***/0,0966 Село 0,294**/0,106

Руководители —0,34/0,195 Москва и С—Петербург —0,661*/0,258

Специалисты высшего уровня квалификации —0,314*70,115 Северо—Западный регион —0,286*/0,131

Конторские работники —0,136/0,123 Центральный регион 0,154/0,0837

Служащие сферы услуг и торговли 0,331***/0,0829 Волжский регион 0,318***/0,0853

Квалифицированные работники сельского хозяйства 0,599***/0,194 Урал 0,27**/0,0857

Производственные рабочие 0,00775/0,113 Западно—Сибирский регион 0,422***/0,0878

Операторы машин, работники сборочных производств 0,178*/0,0879 Дальневосточный регион 0,0471/0,0942

Неквалифицированные работники 0,473***/0,0799 2005 0,203/0,11

Военнослужащие 0,0918/0,412 2006 0,271**/0,103

2007 0,843***/0,0888

cons —1,93***/0,327

Источник: рассчитано автором по данным РМЭЗ 2003—2007. Выборка содержит респондентов в возрасте 15—72 лет, имеющих регулярную работу.

Базовые переменные: среднее специальное образование (ПТУ), специалисты среднего уровня квалификации, смешанный тип

собственности, поселок городского типа, Северный Кавказ, 2004 г.

Pseudo R2 — 0,25.

Количество наблюдений — 21 325.

* р < 0,05; ** р < 0,01; *** р < 0,001.

Проведенный анализ выявил, что реальные получатели минимальной заработной платы отличаются от остальных российских работников низким уровнем образования, квалификации, среднедушевого дохода в домашнем хозяйстве и проживанием в малых населенных пунктах.

Вероятность оказаться в наиболее уязвимой группе работников и трудиться за минимальную заработную плату увеличивается с возрастом, выше — для женщин, занятых в бюджетном секторе, и отрицательно связана с длительностью специфического стажа.

Наличие нетрудовых доходов, проживание в областных центрах и на экономически развитых территориях снижают вероятность получения МЗП.

Таким образом, выявлены черты потенциальных получателей МЗП, которые могут быть затронуты усилением государственного регулирования трудовых доходов посредством роста МЗП.

Данные РМЭЗ 2003—2007 гг. демонстрируют: чем выше ставка МЗП и чем стремительнее ее рост, тем большее количество работников она охватывает.

Полученные результаты говорят о том, что реализация законодательства о МЗП оказывает дифференцированное влияние на отдельные группы работников, и эти группы достоверно идентифицируются по социально-демографическим и трудовым характеристикам. Политика применения МЗП должна учитывать это дифференцированное воздействие на отрасли, локальные рынки труда и категории работников.

Выявлено, что реальные и потенциальные получатели МЗП сосредоточены на предприятиях и в секторах, крайне чувствительных к росту трудовых издержек (малые предприятия, сельское хозяйство, торговля и сфера услуг), поэтому негативные эффекты наблюдающегося роста МРОТ могут быть критическими именно для предприятий, реально нанимающих работников по минимальной ставке.

Список литературы

1. Вишневская Н. Т. Институт минимальной заработной платы в странах ОЭСР: препринт ГУ—ВШЭ WP3/2005/03, серия WP3. Проблемы рынка труда.

2. Вишневская Н. Т. Минимальная заработная плата: мировой опыт и российская практика // Заработная плата в России: эволюция и дифференциация: монография / под ред. В. Е. Гимпельсона, Р. И. Капелюшни-кова. М.: Изд. дом ГУ—ВШЭ, 2007. С. 141—197.

3. Abowd, J., Kramarz, F., Margolis, D. Minimum Wages and Employment in France and the United States // NBER working paper. 1999. No. 6996.

4. Bell, L. The Impact of Minimum Wages in Mexico and Colombia // Journal of Labour Economics, 1997. Vol. 15. No. 3. P. 103—135.

5. Brown, C. Minimum Wages, Employment, And the Distribution of Income / / the Handbook of Labor Economics / Ashenfelter, O. and Card, D.(eds.). Elsevier, 1999. P. 2101—2163.

6. Brown, C, Gilroy, C, Kohen, A. The Effect of the Minimum Wage on Employment and Unemployment // Journal of Economic Literature. 1982. Vol. 20. No. 2. IP 487—528.

7. Burkhauser, R., Couch, K., Wittenburg, D. A Reassessment of the New Economics of the Minimum Wage Literature with Monthly Data from the Current Population Survey // Journal of Labor Economics, 2000. Vol. 18, No. 4. P. 653—680.

8. Carbeiro, F. G. Time Series Evidence on the Employment Effect of Minimum Wages in Brazil // Economics Research Network Working Paper. 2000. P. 1—20.

9. Card, D., Krueger, A. Time-Series Minimum Wage Studies: A Meta-analysis // American Economic Review Papers and Proceedings, 1995. Vol. 85, No. 2. P. 238—343.

10. Card, D., Krueger, A. Minimum Wages and Employment: A Case Study of the Fast-Food Industry in New Jersey and Pennsylvania // American Economic Review. 1994. Vol. 84. No. 4. P. 772—793.

11. Dex, S., Sutherland, H. Joshi, H. Effects of minimum wages on the gender pay gap // National Institute Economic Review, 2000. Vol. 173. P. 80—88.

12. Draca, M., Machin, S., Van Reenen, J. Minimum Wages and Firm Profitability / / IZA Discussion Paper. 2006. No. 1913.

13. Evan, W. E. and Macpherson, D. A. The wage and employment dynamics of minimum wage workers. // Southern Economic Journal. 2003. Vol. 69. P. 676—690.

14. Freeman, A., Freeman R. Minimum Wages in Puerto Rico: Textbook Case of a Wage Floor? // NBER Working Paper. 1991. No. 3759. P. 1—23.

15. Gindling, T., Terrel, K. Legal Minimum Wages and the Wages of Formal and Informal Sector Workers in Costa Rica // IZA Discussion Paper. 2002. No. 1018.

16. Harrison, A., Leamer, E. Labor Markets in Developing Countries: An Agenda for Research //

Journal of Labor Economics, 1997. Vol. 15, No. 3, pt2. P. S1—S19.

17. Islam, I. Nazara, S. Minimum Wage and the Welfare of Indonesian Workers / / ILO working paper. 2000. P. 1—31.

18. Jones, M, Jones, R, Murphy, P., Sloane, P. The Dynamics of the National Minimum Wage: Transitions Between Different Labour Market States // IZA Discussion Papers. 2000. No. 1690.

19. Katz, L, Krueger A. The Effect of the Minimum Wage on the Fast-Food Industry // Industrial and Labor Relations Review, 1992. Vol. 46, No. 1. P. 6—21.

20. Lemos, S. The Effects of the Minimum Wage in the Formal and Informal Sectors in Brazil // IZA Discussion Paper. 2004. No. 1089.

21. Lukyanova, A. The earnings structure and earnings distribution in Russia, 1994-2003. The Journal of Comparative Economic Studies / / The Journal of Comparative Economic Studies, 2008.

22. Neumark, D., Wäscher, W. A Cross-National Analysis of the Effects of Minimum Wages on Youth Employment // NBER Working Paper. 1999. No. 7299.

23. Neumark, D., Wascher, W. Minimum Wages, the Earned Income Tax Credit, and Employment: Evidence from the Post-Welfare Reform Era. // NBER Working Paper. 2007. No. 12915.

24. Portugal, P., Cardoso, A. Disentangling the Minimum Wage Puzzle: An Analysis of Worker Accessions and Separations // IZA Discussion Paper. 2002. No. 544.

25. Rama, M. The Consequences of Doubling the Minimum Wage: The Case of Indonesia // The World Bank, 2000.

26. Robinson, H. Wrong side of the track: the impact of the minimum wage on gender pay gaps in Britain // Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 2000. Vol. 64. P. 417—448.

27. Sloane, P., Theodossiou, I. Earnings mobility of the low paid // in Gregory, M., Salverda, W. and Bazen, S., editors, Labour Market Inequalities / Oxford, Oxford University Press, 2000.

28. Smith, R., Vavrichek, B. The Wage Mobility of Minimum Wage Workers // Industrial and Labor Relations Review, 1992. Vol. 46, No. 1. P. 82—88.

29. Smith, R. E. and Vavrichek, B. The wage mobility of minimum wage workers. // Industrial and Labor Relations Review. 1992. Vol. 46. P. 82—88.

30. Stewart, M., Swaffield, J. Low pay dynamics and transition probabilities // Economica, 1999. Vol. 66. P. 23—42.

31. Wage and Employment Effects of Minimum Wage Policy in the Indonesian Urban Labor Market // SMERU Research Report, 2001. P. 1—75.

32. Welch, F. Minimum Wage Legislation in the United States // Economic Inquiry, 1974. Vol. 12. No. 3. P. 285—318.