Нормально ли быть неформальным?

Нормально ли быть неформальным?1 Гимпельсон В.Е., Капелюшников Р.И.

Данная работа посвящена поиску ответов на две группы вопросов, связанных с неформальностью на рынке труда. Во-первых, это анализ структуры и детерминантов неформальной занятости. Во-вторых, это анализ механизмов вознаграждения неформальных работников. Как показывают оценки, неформальная занятость охватывает значительную часть рабочей силы и в этом смысле уже стала «нормальной». Величина потерь в заработках составляет около 15-20% относительно месячных заработков формальных работников, что также можно считать «нормальным», поскольку именно такой эффект фиксируется большинством исследований по другим странам. Внутренняя неоднородность неформального сектора, наличие в нем самом двухъярусной структуры - еще один факт, который выглядит (в свете меж-страновых сопоставлений) вполне «нормальным». Наконец, «нормальным» (т.е. типичным для исследований на данную тему) является и то, что «штраф» за неформальность сокращается при движении вдоль распределения по заработной плате, а также то, что он формируется в основном за счет различий в механизмах зарплатообразования в разных сегментах рынка труда.

В более общем смысле наличие на российском рынке труда массивного анклава неформальных рабочих мест со своими специфическими механизмами установления заработной платы можно рассматривать как «провал» существующей институциональной системы, что никак нельзя признать «нормальным».

Ключевые слова: неформальная занятость; заработная плата; неравенство по заработной плате; квантильная регрессия; декомпозиция различий.

1 Статья написана в рамках проекта, финансируемого Программой фундаментальных исследований НИУ ВШЭ. Авторы выражают признательность Э.Б. Ершову за полезные замечания.

Гимпельсон Владимир Ефимович - к.э.н., директор Центра трудовых исследований НИУ ВШЭ. E-mail: vladim@hse.ru

Капелюшников Ростислав Исаакович - д.э.н., главный научный сотрудник ИМЭМО РАН, зам. директора Центра трудовых исследований НИУ ВШЭ. E-mail: rostis@hse.ru

Статья поступила в Редакцию в декабре 2012 г.

1. Введение

Прошло 40 лет с того момента, когда британский антрополог и социолог К. Харт ввел в научный оборот понятие «неформальный сектор» [16]. За эти годы исследователи написали «горы» работ на тему «неформальности», но так и не пришли к консенсусу ни в определениях, ни в характеристиках того явления, которое обозначается этим термином, ни в оценках вреда или пользы от него. И хотя простое перечисление видов деятельности, осуществляемых вне формальных институциональных рамок

Со временем ситуация скорее усложняется, чем упрощается. Из проблемы, ограниченной развивающимися странами (где неформальность обычно рассматривалась как следствие экономической недоразвитости), она стала проблемой и развитых стран, и, естественно, переходных экономик. Рост спроса на личные услуги, развитие малого бизнеса, усиление конкуренции на товарных рынках, уход многих промышленных производств в страны с более низкими трудовыми издержками, активизация миграционных процессов, ограниченные возможности государственного регулирования, а в итоге распространение различных нетипичных форм занятости - все это стимулировало экспансию неформальности в развитых экономиках, т.е. там, где ее раньше не только не изучали, но и не видели. Те же обстоятельства подпитывают неформальность в переходных экономиках, но здесь к ним добавляются еще и свои специфические причины, связанные с адаптацией экономической системы к рынку и слабостью государственных и рыночных институтов. Соответственно проблематика неформальности со временем не теряет, а, наоборот, приобретает еще большую актуальность.

Цель данной работы - проанализировать факторы, подталкивающие россиян к неформальной занятости, и главное - оценить ее влияние на заработную плату. Если статистические оценки уровня неформальности в России и ее профиль уже обсуждались в ряде работ [1; 2; 30], то ее влияние на заработки остается практически неизученным. Особенность настоящей работы в том, что в ней используются данные специального обследования, проведенного в 2009 г.

2. Обзор литературы

В своем обзоре мы делаем акцент на обсуждении в литературе двух проблем: определения неформальности и ее последствий для благосостояния индивидов. Если первое задает предметные рамки анализа, то второе прямо относится к цели нашей работы.

Среди исследователей сложились два основных подхода к определению неформальности на рынке труда - производственный и легалистский [18]. Если первый опе-

рирует понятием «неформального сектора», то второй - понятием «неформальной занятости»; если первый при идентификации неформальных работников исходит из особенностей целых предприятий, где они заняты, то второй - из особенностей конкретных рабочих мест, которые они заполняют. В соответствии с производственным подходом в состав неформального сектора включаются производственные единицы, которые либо ведут свою деятельность без официальной регистрации, либо «не дотягивают» по своим размерам до определенной пороговой величины (чаще всего порог численности персонала устанавливается на уровне 5-10 человек). Соответственно все работники таких предприятий квалифицируются как «неформальные».

Для легалистского подхода отправной точкой служит характер трудовых отношений, в которые оказываются вовлечены работники. Те из них, чья деятельность протекает с нарушением действующих норм трудового законодательства, рассматриваются как занятые на неформальной основе. При этом при проведении границ между формальной и неформальной занятостью могут использоваться самые различные критерии: это и наличие/отсутствие официально оформленных трудовых контрактов, и уплата/неуплата взносов в социальные фонды, и соблюдение/несоблюдение законодательства о минимальной заработной плате, и т.п. В этом смысле легалистский подход является более широким, чем производственный, поскольку допускает возможность существования неформальных трудовых отношений не только в неформальном, но также и в формальном секторе экономики.

Хронологически производственный подход предшествовал легалистскому [27], и большая часть имеющихся на сегодня оценок неформальной занятости выполнено с его использованием. (Так, оценки, аккумулируемые в базе данных МОТ, до сих пор строятся на его основе [19].) Однако после того, как в начале 2000-х годов использование легалистского подхода было фактически «санкционировано» экспертами МОТ [14], понятие занятости в неформальном секторе стало постепенно вытесняться более общим понятием неформальной занятости. Большинство новейших оценок, появившихся в течение двух последних десятилетий, исходят уже из «легалистского» понимания природы неформальности. Важно также отметить, что во многих исследованиях последнего времени предпочтение отдается «гибридным» определениям, сочетающим в различных комбинациях элементы производственного и легалистского подходов [17; 30].

При такой разноголосице в исходных дефинициях не удивительно, что встречающиеся в литературе количественные оценки могут варьироваться в очень широком диапазоне, даже когда речь идет об одной и той же стране и об одном и том же периоде времени. Российская практика не составляет в этом смысле исключения. Как показывает обзор существующих публикаций, оценки уровня неформальной занятости для России «гуляют» в коридоре от примерно 6% до почти 30%, причем главной причиной столь значительной вариации служат именно расхождения в ее определениях [2].

Для целей нашего исследования наибольший интерес представляет подход, используемый Росстатом при расчете официальных показателей неформальной занятости в России. Его можно назвать «расширенным производственным подходом», поскольку он нацелен на измерение занятости в неформальном секторе, однако границы этого сектора задаются при этом очень широко. К работникам формального сектора относятся все занятые на производственных единицах со статусом юридического лица, тогда как к работникам неформального сектора - все занятые на производственных единицах, не

имеющих подобного статуса. (Никакие дополнительные ограничения, о которых упоминается в рекомендациях МОТ - будь то число наемных работников или официальная регистрация бизнеса, - не налагаются.) Согласно получаемым таким образом оценкам, доля занятых в неформальном секторе российской экономики увеличилась за последнее десятилетие примерно в полтора раза - с 12,4% в 2000 г. до 19,5% за три квартала 2012 г.2

В принципе, данные Росстата позволяют также оценивать масштабы неформальной занятости, существующей внутри формального сектора, исходя уже из легалистских критериев. Однако этот дополнительный компонент неформальной занятости оказывается, по официальным данным, очень незначительным - не более 1% от всех неформально занятых.

Обозначив основные подходы к определению неформальности, мы можем обратиться теперь к обсуждению того, как в исследовательской литературе оцениваются ее последствия. Главным из них можно считать влияние неформальной занятости на заработки.

Подозрение, что попадание в неформальность может становиться причиной низких доходов и бедности, мотивировало многие исследования в этой области. Настоящее исследование также в значительной мере продиктовано стремлением оценить, насколько велики различия (если они есть) в заработках между формальными и неформальными работниками (в данном случае - в условиях российского рынка труда).

С одной стороны, можно предположить, что неформальная экономическая деятельность должна обеспечивать более высокие доходы, чем формальная, поскольку не предполагает полной уплаты налогов и финансирования дорогостоящей социальной защиты работников. Сэкономленные на таких платежах средства могут определенным образом делиться между неформальным работником и его работодателем или же составлять часть дохода самозанятых. Такая добавка к заработку (доходу) может быть компенсацией отсутствия социальной защиты или платой за риск (например, при уклонении от налогов). Если же самозанятые, будучи микропредпринимателями, успешны в поиске и освоении новых бизнес-ниш, то они должны еще и иметь дополнительную премию за предпринимательские риск и инициативу [7]. В подобных случаях заработки неформальных работников окажутся выше, чем у формальных.

С другой стороны, неформальные работники (и самозанятые, и работающие по найму) могут вытесняться сюда различными неблагоприятными для них обстоятельствами, т.е. оказываться неформалами поневоле. Тогда они будут выбирать подобную опцию не из-за наличия особых предпринимательских предпочтений, которые хотели бы реализовать, а исходя преимущественно из соображений поиска второго лучшего при отсутствии доступа к более выгодным альтернативам, существующим в формальном секторе, в условиях высокой безработицы и слабой социальной поддержки. Такие неформалы в пределе оказываются скрытыми безработными, выбравшими данную опцию от безысходности и отсутствия лучших вариантов [11]. В этом случае можно ожидать, что неформальность, при прочих равных, будет снижать заработки по сравнению с теми, что получают сопоставимые формальные работники.

Далее, некоторые индивиды могут добровольно выбирать неформальную занятость, не ожидая при этом значительных денежных выигрышей и соглашаясь на более низкую доходность такой деятельности. Их могут привлекать иные - неденежные - стороны такой

2 Обследование населения по проблемам занятости, Росстат, 2000 и 2012 гг.

работы: возможность «быть начальником самому себе», самостоятельность, гибкость графика, возможность заниматься любимым делом и т.п. [15]. Если такие характеристики работы значимы для индивида, то их наличие компенсирует снижение вклада денежной компоненты в общую полезность.

Более того, интересующие нас отдачи могут варьироваться и внутри групп, выделенных по критерию неформальности, но отражая тем самым их внутреннюю неоднородность. Очевидным примером такого рода является существование небольшого числа сверхуспешных предпринимателей - «звезд», по сути «взрывающих» верхнюю часть распределения [28]. Это означает, что оценки разрыва в средних показателях дохода (заработка), которыми обычно оперируют, могут давать неполное и смещенное представление об общей ситуации.

Перечисленные выше возможные варианты могут сосуществовать, отражая неоднородность самой неформальной занятости. Такое видение неформального сектора соответствует двухъярусной модели Г. Филдса [12]. Если первый ярус включает сегмент неформальных работников, вытолкнутых из формального сектора и получающих меньшую (по сравнению с той, что была бы в формальном) денежную оплату, то второй охватывает тех, кто предпочитает работать неформально из-за ожидаемых здесь выгод. В первом случае неформальность будет «штрафовать», а во втором - «премировать».

В конечном счете знак и величина отдачи от неформальности должны определяться эмпирически. При этом отдачи для самозанятых и для наемных неформалов могут подчиняться разным механизмам формирования, а потому различаться как по знаку, так и по абсолютной величине.

Итак, что же говорят исследования? Какофония определений неформальности, различия в применяемых методологиях оценивания и в используемых эмпирических данных, характерные для исследований в этой области, ведут к большому разбросу эмпирических оценок. Кроме того, сами страны, становившиеся объектом изучения, сильно разнились между собой, что также, при прочих равных, могло усиливать вариацию в получаемых результатах. Тем не менее некоторые обобщения все же можно сделать.

Основным источником данных для таких оценок являются обследования домохо-зяйств (кросс-секционные или панельные - что доступно), а методология, как правило, базируется на использовании различных версий минцеровского уравнения заработной платы. В методологически более продвинутых работах авторы пытаются учесть неслучайный отбор в неформальность под воздействием ненаблюдаемых факторов и тем самым скорректировать эконометрические оценки с учетом потенциальной эндогенности выбора сектора. На сегодняшний день большая часть известных исследований посвящена странам Латинской Америки, но есть и работы по другим регионам.

Многие из ранних работ о влиянии неформальной занятости на заработную плату неявно подразумевали гипотезу сегментации. Они считали свою задачу выполненной, представляя МНК-оценки как эконометрические доказательства штрафа за попадание в плохой сегмент. И действительно, большинство исследований фиксируют наличие значимого наблюдаемого разрыва в заработках в пользу формальных работников. Однако по мере усложнения представлений о природе неформальности, при включении дополнительных контрольных переменных, более полном учете ненаблюдаемой неоднородности, использовании более продвинутых эконометрических методов анализа и т.д. оценки становились менее однозначными. Нередко разрыв снижался до нуля или даже менял знак с отрицательного на положительный (штраф превращался в премию).

Авторы работы [24] анализируют разрыв в трех странах Латинской Америки, учитывая неслучайный выбор сектора (но на кросс-секции). Если в Сальвадоре и Перу работа в неформальном секторе дает значимый штраф, то в Мексике - премию. В исследовании по Перу [29] подтверждается наличие значимой премии для формальных наемных работников по сравнению с неформальными, но отмечается отсутствие различий между формальными и неформальными самозанятыми. Разрыв в ЮАР составляет 18%, но сокращается до нуля, когда тщательно контролируется рабочее время [4].

В последнее время стали появляться исследования, выполненные на данных по переходным экономикам. Кристич и Санфей [21] получили штраф для неформальных работников в Сербии в районе 22% в 2007 г. (при прочих равных), но не нашли значимого разрыва в 2002 г. За это время разрыв не только вырос, но и сама доля неформальных работников стала намного больше, несмотря на то, что экономика в эти годы успешно росла. Согласно Леманну и Пиньятти [22], в Украине в 2003-2004 гг. формальные самозанятые лидировали в рейтинге заработков, за ними шли добровольно неформальные по найму, неформальные самозанятые и, наконец, формальные по найму и вынужденные неформальные самозанятые.

Однако наличие или отсутствие значимых различий в заработках в средней точке распределения по заработной плате при оценивании минцеровского уравнения заработков само по себе еще не означает, что такой результат сохраняется для всех подгрупп в совокупности. Как отмечают Баргейн и Квенда [6, р. 1-2], «сравнение в средней точке может скрывать важные различия вдоль распределения и не отражать отдачи для большинства неформальных работников, если, например, несколько выдающихся предпринимателей сильно сдвигают вверх средние заработки». Они рекомендуют использовать квантильную регрессию, вскрывающую «многоярусность» неформального сектора в разных частях распределения. Результаты квантильной регрессии в их исследовании, посвященном Бразилии, Мексике и ЮАР, подтверждают значительную неоднородность неформального сектора, проявляющуюся, в частности, в том, что неформальные наемные работники с низкой квалификацией сильно штрафуются, а в сегменте самозанятых наблюдается премия. При этом штрафы/премии плавно и монотонно меняются вдоль распределения, сильно отклоняясь от МНК-оценок, относящихся лишь к его средней точке. Так, в Бразилии небольшой штраф для неформальных самозанятых в левой части распределения постепенно «перетекает» в заметную премию в правой части, а штраф для неформально занятых по найму практически исчезает. Результаты для Мексики и Южной Африки меняются аналогичным образом при переходе от МНК к квантильной регрессии.

Танзел и Кан [32] в своей работе по Турции, также используя методологию кван-тильной регрессии, показывают, что различия в заработной плате в пользу формальных работников не являются постоянными вдоль распределения, а сокращаются по мере увеличения уровня заработной платы. При этом штраф на «левом хвосте» может превращаться в премию на правом. О значительной вариации величины разрыва между квантилями свидетельствует и исследование по Боливии [31].

Достаточно неожиданные результаты дала недавняя работа по Таджикистану [3], где использовался метод декомпозиции Мачадо - Мато для квантильной регрессии. В ней было показано, что в этой стране существует очень значительная зарплатная премия в пользу неформальных работников, которая варьируется от 48% в нижнем до 20% в верх-

нем квантиле. При этом основная часть наблюдаемого разрыва объясняется не различиями в наблюдаемых характеристиках между формальными и неформальными работниками, а различиями в их вознаграждении за одни и те же характеристики в разных секторах. Авторы интерпретирует это в терминах теории компенсирующих различий как плату за риск за участие в неформальной занятости.

Мы специально останавливаемся на этих работах, поскольку, во-первых, далее применяем технику квантильной регрессии и, во-вторых, получаем результаты, во многом схожие с теми, что в них представлены.

3. Исходные определения и эмпирические данные

Наш эмпирический анализ базируется на данных РМЭЗ - ВШЭ (далее для краткости просто РМЭЗ) за 2009 г., когда к основной анкете мониторинга было добавлено специальное приложение, посвященное неформальной занятости3. В него вошли около 70 дополнительных вопросов, так или иначе связанных с проблематикой неформальности. Общее число наблюдений составило около 11 тыс. человек (в возрасте 15-75 лет), из которых примерно 7 тыс. могут быть идентифицированы как занятые в соответствии с конвенциональным определением МОТ.

Для определения неформальности мы комбинируем ответы на несколько вопросов, вошедших в основную анкету и в приложение. С одной стороны, это тип организации и форма деятельности (работа на предприятии, в организации; работа по найму у физического лица; собственное дело и т.п.); с другой, наличие или отсутствие официального оформления (письменных трудовых контрактов у наемных работников или официальной регистрации у самозанятых). Эти вопросы позволяют по-разному конструировать состояние неформальности, сочетая производственный и легалистский подходы к ее определению.

Получившаяся структура занятых по найму представлена в табл. 1. Из нее следует что почти 95% наемных работников, занятых в организациях (юридических лицах), имели трудовые контракты на неопределенный или определенный срок. Что касается занятых у физических лиц, то из них лишь 50% имели такие контракты (мы здесь не обсуждаем, какова фактическая степень их соблюдения со стороны работодателей и каковы реальные обязательства последних в рамках этих договоров), а почти 47% трудились без какого-либо оформления.

Структура и численность самозанятых представлены в табл. 2. В выборке РМЭЗ работающие индивидуально составили почти 40% всех самозанятых, а вместе с лицами свободных профессий, членами кооперативов и занятыми на семейных предприятиях их доля оказывается близка к 70%.

Таблица 3 дает представление о том, как деятельность самозанятых была оформлена юридически. Из нее видно, что деятельность примерно каждого пятого самозанятого протекала на предприятиях со статусом юридического лица и примерно каждый третий был официально зарегистрирован в качестве индивидуального предпринимателя. В то же время почти каждый второй занимался предпринимательством без какого-либо оформления документов.

3 Разработано авторами данной статьи совместно с Х. Леманном и А. Зайцевой.

Таблица 1.

Структура занятых по найму в зависимости от типа организации и типа трудового договора, по выборке РМЭЗ, 2009 г., %

На этой работе вы работаете:

по письменному трудовому договору на неопределенный срок по письменному трудовому договору на определенный срок по гражданско-правовому договору на основе устной договоренности без оформления

Заняты на предприятии, учреждении, организации ДО = 5568) 90,6 3,7 0,7 4,7

Заняты у физического лица, индивидуального предпринимателя ДО = 1029) 40,7 8,8 3,1 46,7

Таблица 2.

Численность и структура самозанятых по выборке РМЭЗ, 2009 г.

Абсолютная численность, человек Доля во всей выборке, % Доля от всех самозанятых, %

Имею свое дело с наемными работниками 132 1,9 29,9

Имею собственное дело, но работаю без наемных работников 168 2,4 38,0

Лицо свободной профессии, работаю индивидуально 94 1,3 21,3

Являюсь членом производственного кооператива, бригады, артели 20 0,3 4,5

Работаю без оплаты на семейном предприятии, в семейном деле или на семейной ферме 28 0,4 6,3

Всего (всего занятых N = 7040) 442 6,3 100

Таблица 3.

Юридическое оформление деятельности самозанятых в выборке РМЭЗ, 2009 г.

Абсолютная численность, Доля среди самозанятых,

человек %

Предприятие зарегистрировано в качестве юридического лица

Вы официально зарегистрированы в качестве индивидуального предпринимателя

Регистрация деятельности в стадии оформления

Без регистрации или оформления документов

Затруднились с ответом Всего

83

136

10

191 22 442

18,8

30,8

2,3

43,2 5,0 6,3

Для идентификации неформальной занятости мы комбинируем два критерия - работу на предприятиях (не на предприятиях) и наличие (отсутствие) официального оформления. В сочетании с данными о типе занятости (наемные работники vs самозанятые) это дает нам четыре альтернативных состояния на рынке труда.

Во-первых, это формальная занятость по найму. Она включает наемных работников, занятых на предприятиях, в фирмах и организациях (являющихся юридическими лицами) и имеющих при этом бессрочные или срочные трудовые договоры. Во-вторых, это формальная самозанятость, включающая самозанятых, чья деятельность протекает на предприятиях со статусом юридического лица. В-третьих, это неформальная наемная занятость. Сюда входят все занятые по найму вне предприятий (юридических лиц) независимо от наличия/отсутствия у них письменных трудовых контрактов, а также те занятые по найму на предприятиях, у которых такие контракты отсутствуют. Мы также включаем в эту группу работающих по гражданско-правовым договорам, поскольку наличие у них подобных договоров лишает их доступа к большинству социальных льгот и гарантий, предусмотренных законом для наемных работников со «стандартными» трудовыми договорами. И, наконец, в-четвертых, это неформальная самозанятость. К ней мы относим всех самозанятых, чья деятельность протекает на предприятиях, не имеющих статуса юридического лица. (Соответственно среди прочего эта группа включает лиц, официально зарегистрированных в качестве индивидуальных предпринимателей (ПБОЮЛы)4.) Сюда же

4 Согласно данным сплошного обследования Росстата в 2010 г., в среднем у одного ПБОЮЛа было 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_rus/tom1/obsled-tom1.pdf

мы относим самозанятых, затруднившихся с ответом на вопрос о том, как юридически оформлена их деятельность, полагая, что сам факт таких затруднений свидетельствует о том, что они ведут ее на неформальной основе.

Выделение таких четырех групп можно считать общепринятым при анализе проблемы неформальной занятости, хотя в разных работах в зависимости от имеющихся эмпирических данных и методологических установок исследователей оно может производиться с использованием иных критериев. Фактически наш подход близок к тому, что используется при определении неформальной занятости Росстатом. В рамках Обследований населения по проблемам занятости (ОНПЗ), проводимых Росстатом, занятость в неформальном секторе определяется как работа вне предприятий со статусом юридического лица, а неформальная занятость в формальном секторе - как работа на предприятиях со статусом юридического лица при отсутствии официально оформленных трудовых договоров. В сумме это дает общую величину неформальной занятости. В большинстве исследований по проблеме неформальной занятости, выполненных на российских данных, как и в нашей работе, используются те или иные вариации «гибридного» подхода с привлечением элементов производственного и легалистского определений.

Исходя из наших операциональных определений мы получаем следующую структуру российской занятости согласно данным РМЭЗ - ВШЭ за 2009 г.: неформальные самозанятые - 5,1%, неформальные наемные работники - 18,9%, формальные самозанятые - 1,2%, формальные наемные работники 74,8%. В результате общий уровень неформальной занятости оказывается равен 24%, в том числе - 20,2% для наемных работников и 81,2% для самозанятых. Как видим, если среди наемных работников абсолютно доминируют занятые на формальной основе, то среди самозанятых - на неформальной (четыре из каждых пяти самозанятых трудятся в неформальном секторе).

Естественно, что любое определение, жестко отделяющее формальную занятость от неформальной, упрощает реальную ситуацию. Дело в том, что уход в неформальность может быть не полным, а частичным, когда одни разделы действующего законодательства участниками рынка труда соблюдаются, но другие - игнорируются. В результате грань между формальной и неформальной занятостью размывается и они плавно перетекают одна в другую. С одной стороны, среди тех, кто занят в организациях - юридических лицах, даже при наличии у них письменных трудовых договоров часто встречаются случаи неполного соблюдения (или даже полного несоблюдения) трудового и смежного социального законодательства. С другой стороны, работа у ПБЮЛов или отсутствие письменных трудовых договоров не обязательно предполагают тотальное выпадение из правового поля, хотя и повышают вероятность этого.

Хотя полная корреляция здесь вряд ли возможна, мы все же вправе ожидать, что нарушение требований закона в одной какой-либо области (скажем, при заключении трудовых договоров) будет повышать вероятность нарушений в других областях (скажем, при предоставлении отпусков или при выплате заработной платы). Если наше определение неформальности окажется способно хорошо улавливать иные проявления деформализа-ции трудовых отношений помимо тех, на которых оно строится, то это можно будет рассматривать как свидетельство его эффективности.

Спектр вопросов об использовании различных неправовых практик на рынке труда, задававшихся при проведении РМЭЗ в 2009 г., был весьма широк. Перечислим важнейшие из них: степень соблюдения работодателями трудового законодательства (оценивалась

респондентами по 100-балльной шкале); степень соблюдения работодателями условий трудовых договоров (также оценивалась по 100-балльной шкале); степень формализации отношений между работниками и работодателями (шкала от 0 до 10 баллов); число разделов трудового законодательства, полностью выполняемых работодателями (выделялось 10 таких разделов); общее число получаемых работниками социальных льгот (максимальное число - 11); число получаемых работниками обязательных социальных льгот, предоставление которых предусмотрено действующим законодательством (максимальное число - 3)5; доля официально выплачиваемой заработной платы (в процентах); доля работников, официально оформленных на предприятии (вопрос задавался только самозанятым, использующим наемный труд).

Средние значения этих показателей для групп формальных и неформальных работников представлены в табл. 4 (работающие по найму) и табл. 5 (самозанятые). Практически по всем характеристикам деформализации трудовых отношений в положении этих групп обнаруживаются значительные контрасты.

Таблица 4.

Формальные и неформальные наемные работники: показатели деформализации отношений занятости

Показатели Неформальные работники Формальные работники Вся выборка

Среднее число обязательных социальных льгот в расчете на одного работника (из трех возможных) 1,0 2,8 2,5

Общее число социальных льгот в расчете на одного работника (из 11-ти возможных) 1,2 3,9 3,5

Доля заработной платы, получаемой официально, % 47,0 92,9 86,6

Оценка степени соблюдения трудового законодательства, % (по 100-процентной шкале) 58,5 88,4 83,0

Оценка степени соблюдения трудовых договоров, % (по 100-процентной шкале) 68,1 90,1 86,1

Среднее число разделов трудового законодательства, полностью выполняемых работодателями (общее число разделов = 10) 5,1 8,4 7,8

Характер отношений между работниками и работодателями, баллов (по шкале от 0 до 10 баллов)* 6,7 8,0 7,7

* 0 баллов - полностью неформальные отношения; 10 баллов - полностью формальные отношения.

5 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.

Таблица 5.

Формальные и неформальные самозанятые: показатели деформализации отношений занятости

Показатели Неформальные работники Формальные работники Вся выборка

Среднее число обязательных социальных льгот в расчете на одного работника (из трех возможных) 0,9 2,1 2,5

Общее число социальных льгот в расчете на одного работника (из 11-ти возможных) 1,1 2,6 3,5

Доля заработной платы, получаемой официально, % 58,8 96,8 86,6

Доля официально оформленных работников на данной фирме, % 43,7 89,2 60,3

Оценка степени соблюдения трудового законодательства, % (по 100-процентной шкале) 82,6 97,2 89,2

Оценка степени соблюдения трудовых договоров, % (по 100-процентной шкале) 87,7 98,1 91,7

Среднее число разделов трудового законодательства, полностью выполняемых работодателями (общее число разделов = 10) 8,2 8,8 8,5

Характер отношений между работниками и работодателями, баллов (по шкале от 0 до 10 баллов)* 5,1 7,1 5,9

* 0 баллов - полностью неформальные отношения; 10 баллов - полностью формальные отношения.

Так, разность между формальными и неформальными наемными работниками в степени соблюдения по отношению к ним норм трудового законодательства достигает 30 п.п. Разрыв в степени соблюдения условий трудовых договоров превышает 20 п.п. Разность в числе разделов трудового законодательства, строго соблюдаемых работодателями, приближается к 3,5. Средняя доля официально выплачиваемой заработной платы у неформальных работников составляет около 50%, тогда как у формальных превышает 90%. Среднее число как обязательных, так и всех социальных льгот у первых оказывается почти в три раза меньше, чем у вторых. Наконец, в случае официального найма взаимоотношения, складывающиеся между работниками и работодателями, отличаются намного более формализованным характером, чем в случае неофициального.

Сходная картина наблюдается по самозанятым. Степень соблюдения трудового законодательства в неформальных бизнес-единицах оказывается на 10 п.п. меньше, чем в формальных. Расхождения примерно того же порядка наблюдаются и в степени соблюдения условий трудовых договоров. Доля работников с официально оформленными конт-

рактами у неформальных бизнес-единиц составляет чуть более 40%, тогда как у формальных почти 90%. Доля доходов, которые самозанятые получают официально, составляет примерно 60% в первом случае и приближается к 100% во втором. Число социальных льгот у формальных самозанятых примерно вдвое превышает их число у неформальных. Наконец, по сравнению с неформальными бизнес-единицами взаимоотношения между работниками и работодателями, складывающиеся в формальных бизнес-единицах, предстают как намного более формализованные.

Представленные оценки свидетельствуют о том, что смена статуса «формального» работника на статус «неформального» работника сопровождается резким усилением де-формализации трудовых отношений практически по всем направлениям. Отсюда мы заключаем, что используемый нами подход достаточно эффективно разграничивает состояния формальной и неформальной занятости на российском рынке труда.

4. Методология

Мы начинаем наш анализ с простого дескриптивного описания основных групп неформально занятых (построения профилей неформальности) и обсуждения факторов, влияющих на вероятность попадания в неформальную занятость. Затем мы переходим к более детальному эконометрическому анализу влияния неформальности в обоих ее главных проявлениях (неформальной самозанятости и неформальной работы по найму) на заработки.

Чтобы оценить влияние индивидуальных характеристик на вероятность того, что индивид окажется в неформальном секторе, мы оцениваем стандартную мультиномиальную логит-регрессию [33]. В нашем случае зависимая переменная - статус работников, во-первых, с точки зрения того, являются они «неформалами» или «формалами», и, во-вторых, с точки зрения того, являются они наемными работниками или самозанятыми (^принимает целочисленные значения от единицы до четырех). Вектор независимых переменных включает «стандартный» набор социально-демографических и поселенческих характеристик (пол, возраст, образование, состояние в браке, наличие детей, вид деятельности, город/село, регион и некоторые другие).

В силу того, что оцениваемые коэффициенты р плохо поддаются прямой интерпретации в качестве меры влияния, на их основе мы рассчитываем средние частные (или предельные) эффекты (average partial effects, APE) или условные вероятности для четырех альтернативных состояний на рынке труда. Эти оценки (APE) показывают, на сколько в среднем меняется вероятность того или иного исхода (того или иного значения зависимой переменной) при изменении независимой переменной на единицу при условии, что все остальные независимые переменные зафиксированы на уровне средних значений по выборке. Некоторые характеристики рабочих мест, включенные в уравнение в качестве независимых переменных, потенциально эндогенны, а потому мы не интерпретируем полученные результаты в терминах причинности (например, выбор вида деятельности может предполагать одновременный выбор статуса формальности/неформальности).

Наше исследование заработков начинается с простого визуального анализа распределений по заработной плате для различных групп работников. Затем мы оцениваем расширенное уравнение минцеровского типа для каждой из четырех выделенных нами групп. Однако оценки, получаемые с помощью МНК, отражают влияние неформальности

лишь на среднюю величину заработков и не учитывают того, что соотношение зарплат между формальными и неформальными работниками может сильно варьироваться вдоль распределения по заработной плате. Для анализа такого рода эффектов мы используем технику квантильной регрессии [9; 20]. В отличие от МНК она дает оценки не только для середины распределения, но и для различных его сегментов (квантилей). Такой подход позволяет избежать ошибочных заключений, когда более способные работники неформального сектора сравниваются с менее способными работниками формального сектора, или наоборот (как это фактически происходит при использовании МНК).

Модель квантильной регрессии можно представить в следующем виде:

ЫУы = Хве + где 0,(1пВД = Ре X ,

0?е обозначает условный квантиль 8 переменной 1пУ при условии контроля вектора переменных Х Набор Х повторяет тот, что использовался нами при оценивании уравнения заработной платы с помощью МНК.

Интерпретация коэффициентов ре в целом схожа с интерпретацией коэффициентов в в обычной линейной регрессии, но имеет свои ограничения, что требует определенной осторожности. Если в последней величина в характеризует предельное изменение зависимой переменной при единичном изменении х, то в случае квантильной регрессии при единичном изменении х респондент не обязательно останется в том же условном квантиле 8, в котором он был до этого (см. подробнее: [9]).

Квантильная регрессия позволяет нам оценить величину межсекторного разрыва для каждого из условных квантилей распределения по заработной плате, однако ничего не говорит о том, какими факторами она определяется. Является ли этот разрыв результатом концентрации у неформалов определенных характеристик, обуславливающих иную производительность, или это итог того, как одни и те же производительные характеристики по-разному оцениваются в разных сегментах рынка труда?

Если верна первая гипотеза, то нет оснований трактовать разрыв как проявление сегментации и сближение характеристик между работниками, принадлежащими к разным секторам, сблизило бы и их заработные платы. Вторая гипотеза предполагает, что сегментация все же существует и дело не в том, что одни «лучше» других по своим характеристикам, а в том, что по разные стороны разделяющей их стены «цены» оказываются разными и они не спешат выравниваться. Опять же отметим, что у низко- и высокооплачиваемых работников относительная значимость эффекта состава и эффекта отдач может быть разной.

В поисках ответов на эти вопросы мы используем методологию разложения величины безусловного разрыва на две составляющие, одна из которых является вкладом характеристик, а другая интерпретируется как результат рыночной оценки (и называется вкладом коэффициентов)6. Широко известна и уже стала стандартным инструментом экономистов декомпозиция Оаксаки - Блайндера (названная так по именам экономистов, предложивших ее), основанная на регрессии для средних значений распределений [8; 26].

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

Но если эти различия варьируются вдоль распределения по заработной плате, то мы не увидим соответствующей вариации в их составляющих.

В данной работе используется идея декомпозиции применительно к случаю кван-тильной регрессии. Соответствующая методология была впервые предложена в работе [23] и получила дальнейшее развитие в исследованиях [10; 25]7. С ее помощью мы получаем разложение на эффекты характеристик и коэффициентов для каждого выбранного квантиля распределения8.

5. Кто такие «неформалы»: дескриптивный анализ

Основные усредненные характеристики работников, принадлежащих к выделенным нами группам, представлены в табл. 6.

Таблица 6.

Формальные и неформальные работники: структура, 2009 г.

Неформальные самозанятые Неформальные наемные работники Формальные самозанятые Формальные наемные работники

Всего=100% 5,11 18,92 1,18 74,79

Демография

Мужчины, % 58,2 50,5 62,6 44,1

Средний возраст, лет 41,7 36,7 40,2 40,2

Доля лиц 20 лет и младше 4,2 7,2 0,0 2,0

Доля лиц старше 60 лет 5,0 4,7 2,4 5,4

Состоят в браке, % 76,9 64,9 84,3 72,7

Студенты, % 5,3 8,5 2,4 7,5

Пенсионеры, % 15,3 13,3 7,2 16,6

Лица нерусской национальности, % 23,3 11,3 10,8 10,4

Образование

Основное общее и ниже, % 25,6 23,3 16,9 14,9

Высшее, % 20,1 13,2 43,4 30,8

Проживание

Проживают на селе 35,9 30,0 24,1 27,1

7 Однако надо иметь в виду, что существуют различные подходы к реализации декомпозиции. Подробно о методологии декомпозиции см.: [13].

8 Мы используем модуль cdeco для Stata, разработанный авторами работы [10].

Окончание табл. 6.

Неформальные самозанятые Неформальные наемные работники Формальные самозанятые Формальные наемные работники

Живут в данном населенном пункте менее 20 лет, % 27,0 28,0 24,4 20,8

Специальный стаж, лет 7,1 3,0 8,9 8,2

«Новички» со специальным стажем до года, % 12,7 37,5 6,2 16,6

«Старожилы» со специальным стажем свыше 10 лет, % 28,9 6,1 30,9 27,7

Руководители 25,4 1,8 61,0 3,7

Специалисты высшей квалификации 5,4 3,2 9,8 20,7

Специалисты средней квалификации 6,3 11,1 3,7 19,4

Работники, занятые подготовкой информации 0,0 3,4 0,0 6,6

Работники торговли 26,8 29,4 12,2 8,9

Квалифицированные работники сельского хозяйства 1,0 0 3,7 0

Квалифицированные рабочие 23,4 16,5 4,9 12,1

Полуквалифицированные рабочие 10,7 14,0 2,4 15,3

Неквалифицированные рабочие 1,0 20,5 2,4 12,4

Сельское хозяйство 2,0 4,9 9,8 5,0

Промышленность 5,0 11,0 12,2 21,1

Строительство 14,4 15,1 12,2 7,7

Транспорт и связь 11,0 9,5 1,2 9,1

ЖКХ 1,5 2,4 3,7 4,7

Торговля и бытовые услуги 55,7 47,5 39,0 12,7

Финансы 0,0 0,9 1,2 2,7

Правовые услуги и недвижимость 5,0 4,0 8,5 2,2

Госуправление, образование, наука, здравоохранение,

культура 4,5 3,7 8,5 28,0

Распределение наемных работников сильнее смещено в пользу женщин, самозанятых - в пользу мужчин. Среди неформальных наемных работников доля мужчин оказывается больше, чем среди формальных на 6,5 п.п., а среди самозанятых по доле мужчин «неформалы» проигрывают «формалам» почти на 5 п.п. Но ни в случае формальной, ни в случае неформальной самозанятости мы не обнаруживаем признаков жесткой сегрегации, при которой для женщин вход в предпринимательство был бы практически закрыт.

Занятые неформально по найму в среднем оказываются заметно моложе (36,7 года), чем формально занятые (40,2 года), а последние моложе неформальных самозанятых (41,7 года). Доля молодежи среди неформально занятых намного превышает ее долю среди занятых формально: 4-7% против 0-2%. Это позволяет предположить, что неформальная занятость (особенно - наемная) может быть преимущественно краткосрочным феноменом, наблюдаемым на «входе» на рынок труда и связанным с трудностями начального этапа трудовой карьеры. Со временем основная часть таких работников может рассасываться среди либо самозанятых, либо (чаще всего) среди занятых по найму на формальной основе. Однако мы не можем полностью исключить и того, что полного «рассасывания» и не происходит.

В то же время доля пожилых среди формальных и неформальных наемных работников, а также среди неформальных самозанятых, примерно одинакова и составляет около 5%. Существенно ниже она оказывается среди формальных самозанятых - всего лишь 2%. В целом, можно, по-видимому, говорить о смещенности возрастной структуры формальной самозанятости в пользу лиц активных возрастов.

Учитывая «молодежный» характер неформальной наемной занятости, неудивительно, что доля лиц, не состоящих в браке, оказывается в ней максимальной. Отсюда же широкое представительство студентов: учебой наряду с работой в этой группе занят почти каждый десятый. Это ясно показывает, что для многих российских студентов неформальная работа по найму представляет собой весьма привлекательную опцию в силу большей легкости сочетания ее с учебой. Нельзя, однако, не отметить, что среди формальных наемных работников доля студентов оказывается не намного ниже - 7,5% (с учетом широкого распространения неочных форм обучения в российских вузах и ссузах этот показатель не должен особенно удивлять). В то же время учебу, по-видимому, гораздо легче совмещать с наемной занятостью, чем с самозанятостью.

Формальную наемную занятость отличает также и наибольшая доля пенсионеров -около 17%. Похоже, труднее всего лицам, получающим пенсию, «пробиваться» в формальную самозанятость, где их представительство оказывается вдвое ниже, чем во всех остальных группах.

Национальный состав неформальных самозанятых сильнее, чем в других группах, смещен в пользу представителей нерусских национальностей, что, возможно, свидетельствует об их более высокой (в среднем) готовности к риску и участию в предпринимательской деятельности. «Лидирует» неформальная самозанятость также и по доле сельских жителей, поскольку село предоставляет обычно намного больше возможностей для этой формы трудовой активности, чем город.

Неформальных работников (как наемных, так и самозанятых) отличает более высокая территориальная мобильность. Среди них почти 30% проживают в данной местности менее 20 лет, тогда как среди формальных работников - 20-25%. По-видимому, для многих мигрантов, лишь недавно переехавших на новое место жительства, неофициальная работа

является единственной возможностью, открытой перед ними на рынке труда, во всяком случае, в первое время.

Серьезные межгрупповые контрасты обнаруживаются в распределении по уровням образования: если среди неформальных наемных работников доля обладателей вузовских дипломов составляет 13%, а среди неформальных самозанятых - 20%, то среди формальных наемных работников - 31%, а среди формальных самозанятых она вообще «зашкаливает» за 40%. Наоборот, обладателей низкого образования (основного общего и ниже) среди первых насчитывается 26%, среди вторых - 23%, среди третьих - 15% и среди четвертых - 17%. По объемам накопленного человеческого капитала участники неформального сектора явно проигрывают участникам формального сектора.

Самая короткая продолжительность специального стажа обнаруживается у неформальной наемной занятости: всего лишь три года против семи-девяти лет в остальных случаях. Объясняется это, прежде всего, тем, что по доле «новичков» (со специальным стажем до одного года) неформальные наемные работники оставляют другие группы далеко позади. У них этот показатель приближается к 40% (для сравнения: у формальных самозанятых он едва превышает 6%). Это ясно показывает, что неформальный найм, как правило, является краткосрочным. Обратная картина наблюдается по «старожилам» со стажем работы на одном месте свыше 10 лет. По доле таких работников неформальные наемные работники, напротив, «проигрывают» другим группам в несколько раз.

Распределение самозанятых по профессиям (по понятным причинам) резко смещено в пользу первой группы ^СО, состоящей из руководителей9. Еще две профессиональные группы оказываются широко представлены среди формальных самозанятых - специалисты высшего уровня квалификации и работники сферы обслуживания, а среди неформальных самозанятых - квалифицированные рабочие и опять же работники сферы обслуживания. В обоих случаях концентрация в соответствующих трех группах приближается к 80%. У наемных работников распределение по профессиям выглядит более равномерным. Среди неформальных наемных работников обращает на себя внимание высокое представительство неквалифицированных рабочих - 21% (что вдвое выше аналогичного показателя для всей выборки). Похоже, что именно наемная занятость в неформальном секторе служит главным «отстойником» для наименее квалифицированной части российской рабочей силы.

Что касается отраслевой структуры, то в двух видах деятельности концентрируется почти 60% всех неформалов. Это торговля и услуги ремонта, а также строительство. Отличительной чертой формальной наемной занятости является высокая доля работающих в госуправлении и отраслях социальных услуг - около 30% против 4-9% в других группах.

В табл. 7 приведены показатели распространенности неформальности - удельные веса неформальных наемных работников и неформальных самозанятых среди различных социально-экономических групп. Согласно этим оценкам, уровень неформальной самозанятости достаточно слабо варьируется по группам населения, не выходя в большинстве случаев за границы 3-6%. Межгрупповая вариация в показателях неформальной наемной занятости намного сильнее. При среднем значении в 18,9% для всей выборки уровень

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

неформальной наемной занятости достигает 44% среди молодежи (в возрасте до 20 лет), 50% - у учащихся и студентов, 33% - у обладателей основного общего образования и ниже, 35% - у «новичков» со специальным стажем до года, 38% - у работников сферы обслуживания, 26% - у неквалифицированных рабочих, 28% - у занятых в строительстве и 40% - у занятых в торговле. На противоположном полюсе находятся обладатели высшего образования (9%), специалисты высшего уровня квалификации (3%), занятые в промышленности (10%), в ЖКХ (10%), в финансах (7%), а также в госуправлении и отраслях социальных услуг (3%).

Таблица 7.

Уровни неформальности среди различных групп населения,

2009 г., %

Доля неформальных наемных работников среди всех занятых

Доля неформальных

самозанятых среди всех занятых

По полу Мужчины Женщины По возрасту

20 лет и младше

21-30

31-40

41-50

51-60

61 год и старше По семейному положению Женаты/замужем Не женаты/не замужем По текущему обучению Студенты Нестуденты По получению пенсии Пенсионеры Непенсионеры

20,65 17,43

43,78 23,22 18,24 15,39 14,17 16,85

17,13 23,29

50,00 18,53

15,93 19,48

6,44

3.97

6,91 3,21 5,90 6,08 5,34 4,89

5,48 4,14

14,29

4.98

4,95 5,14

Продолжение табл. 7.

Доля неформальных наемных работников среди всех занятых Доля неформальных самозанятых среди всех занятых

Образование

Основное общее 32,78 5,86

Неполное среднее и ПТУ 24,34 3,0

Полное среднее 25,54 7,14

Полное среднее и ПТУ 23,74 4,98

Среднее специальное 15,32 5,25

Высшее 9,21 3,79

По месту проживания

Город 18,40 4,56

Село 20,23 6,54

По длительности проживания

До 20 лет 23,54 6,16

Более 20 лет 17,5 4,81

По национальной принадлежности

Русские 18,92 4,43

Другие национальности 18,88 10,02

По специальному стажу

До 1 года 34,6 4,8

Свыше 10 лет 17,3 4,8

По профессиям

Руководители 6,3 16,5

Специалисты высшей квалификации 3,2 1,0

Специалисты средней квалификации 10,8 1,1

Работники, занятые подготовкой информации 10,0 0,0

Работники торговли 38,3 6,4

Квалифицированные работники с/х 5,0 10,0

Квалифицированные рабочие 21,4 5,5

Полуквалифицированные рабочие 16,1 2,2

Неквалифицированные рабочие 26,2 0,2

Окончание табл. 7.

Доля неформальных наемных работников среди всех занятых Доля неформальных самозанятых среди всех занятых

По видам деятельности

Сельское хозяйство 16,51 1,22

Промышленность 9,87 0,81

Строительство 27,72 4,79

Транспорт и связь 17,55 3,64

ЖКХ 9,82 1,09

Торговля и бытовые услуги 39,77 8,46

Финансы 6,70 0,67

Правовые услуги и недвижимость 25,57 3,98

Госуправление, образование, наука, здравоохранение, культура 2,71 0,6

Как видим, данные РМЭЗ рисуют достаточно непротиворечивую и интуитивно правдоподобную картину. Из них следует, что по найму в неформальном секторе чаще работают лица с низким образованием и невысокой квалификацией; не имеющие семьи и относительно недавно сменившие место жительства; с коротким специальным стажем; часто совмещающие работу с учебой. Они трудятся на предприятиях сферы обслуживания и строительства, по большей части - в качестве торговых работников, квалифицированных или неквалифицированных рабочих. Готовность к участию в неформальной самозанятости чаще проявляют мужчины зрелого возраста с относительно невысоким образованием, проживающие на селе и являющиеся представителями нерусских национальностей. В формальной наемной занятости шире представлены женщины с высоким образованием, работающие в качестве специалистов высшего и среднего уровней квалификации в промышленности, госуправлении и отраслях социальных услуг. Наконец, формальная самозанятость аккумулирует преимущественно мужчин, относящихся к наиболее образованной и опытной части российской рабочей силы, проживающих в городах, с продолжительным специальным трудовым стажем, чья деятельность концентрируется в промышленности, строительстве и сфере обслуживания.

6. Факторы неформальности: мультиномиальный анализ

Если включенность в неформальную трудовую деятельность проявляется как следствие наличия у работника определенных индивидуальных характеристик и набора внешних по отношению к нему обстоятельств, то для анализа факторов, влияющих на подобный выбор, мы можем использовать аппарат мультиномиальной логит-регрессии (МНЛ-регрессии). Зависимая переменная в этом случае принимает четыре возможных

неупорядоченных значения (неформальный наемный работник, неформальный самозанятый, формальный самозанятый и формальный наемный работник). В качестве референтной группы в наших расчетах выступала формальная занятость по найму.

В табл. 8 приведены средние частные эффекты (АРЕ), рассчитанные на основе МНЛ-регрессии. Их значения показывают, на сколько процентных пунктов возрастает вероятность соответствующего исхода (выбора той или иной формы занятости по сравнению с формальной работой по найму) при единичном изменении независимых переменных. Детерминанты для различных типов занятости существенно различаются, еще раз подчеркивая неоднородность обсуждаемого явления.

Таблица 8.

Средние частные эффекты выбора сектора: вся выборка

Средний частный эффект для:

неформальной формальной неформальной формальный

занятости по самозанятости самозанятости занятости по

найму найму

Пол (муж. = 1) 0,005 0,011*** 0,020*** -0,036***

Возраст -0,008*** 0,002* 0,006*** 0,000

Квадрат возраста 0,000** -0,000 -0,000*** -0,000

Состояние в браке -0,027*** 0,004 0,004 0,019

Есть дети -0,007 0,000 0,010** -0,003

Студент 0,194 -0,143 -0,342 0,290

Пенсионер 0,016 -0,010 -0,003 -0,003

Русские -0,007 0,003 -0,017*** 0,021

Менее 20 лет в данном населенном пункте 0,023** 0,003 -0,009* -0,034***

Город -0,010 0,002 0,006 0,002

Столицы -0,019 -0,003 -0,013 0,036**

Неполное среднее и ПТУ База

Неполное среднее и ПТУ -0,037 -0,005 -0,017 0,059**

Полное среднее -0,037** 0,008 0,005 0,024

Полное среднее и ПТУ -0,033** 0,003 0,002 0,028

Среднее специальное -0,073*** 0,010 0,009 0,054***

Высшее -0,120*** 0,019** 0,005 0,096***

Окончание табл. 8.

Средний частный эффект для:

неформальной занятости по найму формальной самозанятости неформальной самозанятости формальный занятости по найму

Промышленность База

Строительство 0,126*** 0,004 0,042*** -0,173***

Транспорт и связь 0,071*** -0,022* 0,041*** -0,090***

Сельское хозяйство 0,037* 0,015** 0,011 -0,063**

Госуправление, образование, наука, здравоохранение, культура -0,134*** -0,002 0,012 0,123***

Армия и полиция -0,146*** -0,013 -0,018 0,178***

Торговля и бытовое обслуживание 0 199*** 0,017*** 0,074*** -0,291***

Финансы 0,091 0,007 -0,322 0,224

ЖКХ 0,003 0,005 -0,001 -0,007

Правовые услуги и недвижимость 0,130*** 0,020*** 0,058*** -0,209***

Прочие 0,044 0,024** 0,046 -0,115

Федеральный округ контролируется.

Мужчины с большей вероятностью, чем женщины, становятся самозанятыми (как формальными, так и неформальными), но с меньшей - формальными наемными работниками. На риск неформальной наемной занятости пол не влияет, т.е. мужчины и женщины попадают в нее с примерно равной вероятностью.

С возрастом вероятность самозанятости (как формальной, так и особенно неформальной) возрастает, тогда как вероятность неформальной наемной занятости, наоборот, убывает. Нелинейность этой взаимосвязи иллюстрируется значимыми коэффициентами перед переменной квадрата возраста, которые показывают, что с возрастом оба упомянутых эффекта постепенно ослабевают.

Семейное положение влияет только на вероятность неформальной наемной занятости: для лиц, состоящих в браке, она оказывается существенно меньше. Наличие детей подталкивает к участию в неформальной самозанятости, но по отношению к другим возможным типам занятости выступает как нейтральный фактор. Ни получение пенсий, ни пребывание в учебных заведениях не оказывают значимого влияния на выбор типа занятости.

Принадлежность к нерусским национальностям активизирует участие в неформальной самозанятости. Непродолжительное проживание в данном населенном пункте делает более вероятным участие в неформальной наемной занятости и в неформальной самозаня-

тости. Значимых эффектов по оси город/село не наблюдается, однако проживание в столицах (Москве и Санкт-Петербурге) повышает вероятность формальной работы по найму.

С ростом образования риск неформальной наемной занятости снижается: так, у обладателей вузовских дипломов он оказывается на 12 п.п. меньше, чем у тех, кто не пошел дальше неполной средней школы. Что касается самозанятости, то здесь значимый эффект отмечается только для высшего образования и только для формальной самозанятости: как показывают наши оценки, у обладателей вузовских дипломов вероятность занятия «формальным» предпринимательством на 2 п.п. выше, чем у обладателей неполного среднего образования (в наших расчетах они принимаются за базу). Кроме того, работники с высоким образованием (высшим и средним профессиональным) имеют больше шансов получить работу по найму в формальном секторе: у них она оказывается на 5-10 п.п. больше, чем у обладателей неполного среднего и более низкого образования.

Отраслевой профиль различных типов занятости также различается, причем очень сильно. По сравнению с референтной группой - работниками промышленности, вероятность неформальной работы по найму оказывается выше у занятых в торговле, сельском хозяйстве, строительстве, на транспорте и в деловых услугах, а ниже - у занятых в силовых структурах, а также в госуправлении и отраслях социальных услуг. Например, шанс стать неформальным наемным работником при устройстве на какую-либо торговую «точку» на 20 п.п. превышает аналогичный шанс при устройстве на промышленное предприятие. Список отраслей, принадлежность к которым значимо влияет на вероятность формальной наемной занятости, выглядит практически зеркально: выше она при работе в силовых структурах, а также в госуправлении и отраслях социальных услуг, ниже - в сельском хозяйстве, строительстве, на транспорте и в деловых услугах. Участие в неформальной самозанятости шире примерно в тех же отраслях, в которых отмечается более активное участие в неформальной наемной занятости: в торговле, строительстве, транспорте и деловых услугах. Например, в торговле вероятность стать неформальным самозанятым примерно на 7 п.п. выше, чем в промышленности. Наконец, если говорить о формальной самозанятости, то по сравнению с промышленностью она распространена шире в трех видах деятельности: все в той же торговле, в сельском хозяйстве и деловых услугах.

Аналогичные оценки10 отдельно для мужчин и для женщин свидетельствуют о том, что при выборе типа занятости мужчины и женщины ведут себя во многом по-разному и на их решения влияют во многом иные факторы. Общий вывод состоит в том, что в случае женщин эффект большого числа социально-демографических характеристик оказывается смазанным по сравнению с мужчинами. Достаточно неожиданно, но даже наличие детей очень слабо отражается на выборе женщинами типа занятости.

Из полученных нами результатов, например, следует, что у мужчин достижение любого более высокого уровня образования сверх основного общего существенно сокращает вероятность неформального найма. У женщин подобный эффект обеспечивает только получение вузовских дипломов. Для всех остальных образовательных групп вероятность неформальной работы по найму оказывается у женщин практически одинаковой.

Перечни отраслей, выбор которых повышает вероятность неформальной занятости, у мужчин и у женщин также выглядят неодинаково. Среди мужчин только принадлежность к бюджетному сектору, ЖКХ и финансовым услугам не повышает значимо вероятность

10 Мы не приводим соответствующие таблицы из-за соображений экономии места.

неформального найма (по сравнению с работой в промышленности), а принадлежность к силовым структурам его понижает. Женщины имеют примерно одинаковые шансы столкнуться с неформальным наймом во всех отраслях, исключая торговлю и деловые услуги (где они, как и у мужчин, выше), а также силовые структуры и бюджетный сектор (где они, как и у мужчин, ниже). Обращает на себя внимание и то, что в отношении самозанятости (как формальной, так и неформальной) практически все предикторы оказываются для женщин незначимыми или в лучшем случае значимыми на 10-процентом уровне доверительной вероятности. В отличие от этого решения мужчин о вхождении в самозанятость сильно зависят от отраслевых характеристик, от наличия у них высокого образования (высшего или среднего профессионального), а также от их национальной принадлежности.

В целом создается впечатление, что в условиях российского рынка труда среди мужчин неформальность является более структурированным феноменом, чем среди женщин.

7. Выгодно ли быть «неформалом»?

Выбирая между работой в формальном и неформальном секторах экономики, рациональный индивид оценивает потенциальный баланс выгод и издержек и в итоге отдает предпочтение той опции, что сулит больший итоговый выигрыш.

Как выгоды, так и издержки здесь могут иметь не только денежную, но и неденежные составляющие. Более того, наличие одного из элементов благосостояния может компенсировать недостаток другого. С этой точки зрения сопоставление денежных заработных плат дает представление лишь об одном из измерений благосостояния, тогда как не менее важные компоненты рискуют остаться «за бортом» анализа. Другим важным ограничением является неслучайность в выборе сектора. Те, кто выбирает неформальный сектор (или выбираются этим сектором), могут отличаться от формальных работников не только прямо наблюдаемыми (и легко измеряемыми) характеристиками, но и ненаблюдаемыми (или очень трудно измеряемыми). Последние в таком случае и отвечают за попадание в неформальность и в конечном счете «несут» часть ответственности за отклонение величины заработной платы от той, что могла бы быть при отсутствии такого отбора. Эти ограничения важно иметь в виду, хотя далеко не всегда мы можем их учесть в наших оценках в полной мере.

Для построения основной переменной заработной платы (logwage) мы используем ответы на вопрос: «Сколько денег в течение последних 30 дней вы получили по основному месту работы после вычета налогов и отчислений?». На него отвечают все занятые по найму. Мы дополняем эту информацию ответами о доходах самозанятых (включая тех, кто имел нерегулярные заработки), полученных также на протяжении последних 30 дней. Такая информация отсутствует в основной анкете РМЭЗ, но доступна из Приложения 2009 г. Конструируя итоговую переменную для заработка, мы «снизу» отсекали тех, кто указал месячные заработки менее 500 руб. в месяц (что составляло менее 12% МРОТа, который на момент обследования равнялся 4330 руб.).

В табл. 9 представлены показатели заработной платы и продолжительности рабочего времени для формальных (столбцы 1-3) и неформальных (4-6) работников. В нашей выборке средняя зарплата за месяц в конце 2009 г. составляла около 12,8 тыс. руб.11, а сред-

11 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

няя заработная плата у формальных работников превышала среднюю для неформальных примерно на 20% (13,4 тыс. против 11,2 тыс. руб.). Если же мы сравниваем только работающих по найму, то «грубая» (без контроля индивидуальных характеристик) премия для формальных составляла около трети. Для формальных самозанятых (по сравнению с неформальными) она доходила почти до 60%. В обоих случаях заработки самозанятых были значимо выше заработков наемных работников.

Таблица 9.

Показатели заработков формальных и неформальных работников

Формальные Неформальные Все

по найму самозанятые всего по найму самозанятые всего

Средняя зарплата, руб. 13287,0

Доля получающих меньше МРОТ (за вычетом налогов), % 6,2 3,1 6,1 16,0 14,5 15,7 9,1

Часов в месяц 168,4

Часовая ставка, руб. 90,7

Коэффициент Джини 0,38 0,43 0,39 0,40 0,46 0,43 0,40

р9/р1 6,0 10,0 5,9 6,7 10,0 8,0 6,4

р9/р5 2,5 2,9 2,5 2,5 3,0 3,0 2,5

р5/р1 0,42 0,29 0,42 0,38 0,3 0,38 2,6

Примечание: в скобках указаны стандартные ошибки.

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 нашей экономики. 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, в свою очередь, может смещать оценки вниз.

Одна из строк табл. 9 дает представление о продолжительности рабочего времени для работников с разным статусом. Отметим, что различия в заработках могут отражать, среди прочего, и различия в количестве отработанных рабочих часов. Здесь выделяются, хотя и в разные стороны, обе группы самозанятых. Если у формальных самозанятых рабочий месяц оказывается более продолжительным (он длится 219 часов против 168 у формальных наемных), то у неформальных самозанятых более коротким (153 часа против 167 у неформальных наемных). Однако формальные наемные и неформальные наемные работники с этой точки зрения практически не различаются.

В итоге средняя часовая ставка оплаты по всей выборке составляла в 2009 г. около 90 руб. Она была значительно выше для формальных самозанятых (118 руб.) и еще выше для неформальных самозанятых (153 руб.), которые мало зарабатывали, но и поставляли на рынок очень ограниченное число рабочих часов. Наоборот, у неформально занятых по найму ставка была ниже средней (76 руб.).

В табл. 9 мы приводим также некоторые показатели, характеризующие распределение разных групп работников по заработной плате. Неравенство, измеряемое с помощью индекса Джини, сильнее выражено у неформальных наемных работников и, особенно, у обеих групп самозанятых. Для последних его значение составляет соответственно 0,43 и 0,46, а децильный коэффициент дифференциации в обоих случаях равняется 10 (для формальных наемных работников индекс Джини равен 0,38, а децильный коэффициент - 6). Максимальная доля лиц с месячным заработком ниже уровня текущего МРОТ обнаруживается среди неформальных наемных работников (около 15%).

Кернел-диаграмма (рис. 1), представляющая собой сглаженную непрерывную гистограмму, дает визуальное представление о расположении распределений заработков различных групп относительно друг друга.

0,6.

о

0,2.

0,4

6

8

10

12

14

!одм/аде1

-•- Неформ. по найму

--Неформ. самозанятые

Форм. самозанятые Форм. по найму

Рис. 1. Кернел-диаграмма распределения работников формального и неформального секторов по величине заработной платы

Для неформалов они сдвинуты влево (относительно распределений для формальных работников), а для самозанятых сильнее растянуты в обе стороны. Распределение формальных наемных работников сплющено с боков, что свидетельствует о меньшем неравенстве в оплате в этом сегменте рынка труда.

Вертикальная линия, отсекающая левую часть распределения, соответствует значению минимального размера оплаты труда (МРОТ), который в течение всего 2009 г. (при условии месячной продолжительности рабочего времени) равнялся 4330 руб. (за вычетом 13-процентного налога на доходы логарифм значения МРОТ = 8,37). Из рисунка следует, что значительная доля неформальных работников имела более низкую оплату труда. Анализ значений зарплаты в разных точках распределения и различных показателей неравенства также свидетельствует о том, что неформальный сектор является внутренне крайне разнородным и объединяет индивидов с разными заработками. По-видимому, неравенство по заработной плате в российской экономике в целом может не в последнюю очередь объясняться значительной долей неформальной занятости. Или скажем мягче: в отсутствие неформальности дифференциация заработков скорее всего была бы меньше.

Что показывают оценки минцеровскогоуравнения?

В качестве следующего шага мы оцениваем расширенное минцеровское уравнение как для всей выборки, так и по отдельности для каждой из четырех выделенных нами групп. При этом мы контролируем основные социально-демографические характеристики и некоторые параметры рабочих мест. Сопоставление оценок регрессионных коэффициентов позволяет лучше понять особенности зарплатообразования в каждой из них.

Результаты для дамми-переменных, обозначающих статусы респондентов на рынке труда, приведены в табл. 10, а оценки, пересчитанные в показатели штрафа/премии (в процентном отношении к заработкам работающих формально и по найму), представлены на рис. 212. Согласно им, неформальная занятость по найму чревата примерно 16-процентным штрафом (по сравнению с формальной работой по найму), при этом для женщин он несколько больше, чем для мужчин. В то же время самозанятость (кроме формальной у мужчин) дает статистически значимую денежную премию, которая в среднем составляет около трети (по сравнению с заработками формальных наемных работников). Эта премия особенно велика для женщин, участвующих в формальной самозанятости. Выявленные таким образом штрафы/премии значительны, но они игнорируют возможную внутригруп-повую дифференциацию.

Спецификация, представленная в табл. 10, неявно предполагает экзогенность неформальной занятости по отношению к показателю заработной платы. Но это, по-видимому, является очень сильным предположением, поскольку трудно исключить неслучайную селекцию в неформальный сектор. Механизм такого отбора может определяться различными ненаблюдаемыми обстоятельствами.

Во-первых, это ненаблюдаемые способности и более низкая квалификация, не в полной мере отражаемая формальным уровнем образования. Если неформальный сектор концентрирует в себе примитивные рабочие места, не требующие особого человеческого капитала, то коэффициент для дамми, фиксирующей принадлежность к неформальному сектору, будет отражать как эффект собственно специфической отдачи в этом секторе, так

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

и эффект худших способностей его работников. Значит, чистый негативный эффект неформальности будет меньше, чем тот, что фиксируем мы. В то же время, если неформальная самозанятость предполагает наличие ненаблюдаемых предпринимательских способностей, то чистая премия (т.е. очищенная от соответствующего эффекта) также окажется ниже.

Во-вторых, это эффект, связанный с ненаблюдаемой терпимостью к риску. Более склонные к нему работники могут иметь определенную «премию» за риск, а в неформальном секторе риски с очевидностью выше. Это означает, что чистый штраф (за вычетом эффекта от склонности к риску) у неформалов, занятых по найму, будет больше, а чистая премия у самозанятых - меньше, чем в том случае, если бы мы могли выделить эффект риска.

Неформальные по найму

Формальные самозанятые

80 - Г"ТП

Неформальные самозанятые

60 -

40 -

20

-20

-40 -I

1

É

Все

ужчины

Ж энщины

Рис. 2. Средние «штрафы» и «премии» за неформальность, в % к заработкам формальных наемных работников

Оценки уравнения заработной платы методом МНК

Таблица 10.

МНК, все МНК, мужчины МНК, женщины

coef. se coef. se coef. se

Неформальные по найму 0 177*** 0,023 -0 149*** 0,033 -0,196*** 0,033

Формальные самозанятые 0,317*** 0,104 0,179 0,124 0,596*** 0,167

Неформальные самозанятые 0,252*** 0,063 0,233*** 0,084 0,259*** 0,096

Примечание: *** р < 0,01, ** р < 0,05, * р < 0,1. Для экономии места мы не приводим оценок для контрольных переменных, в число которых входили показатели пола, возраста, квадрата возраста, образования, состояния в браке, наличия детей, местности проживания, длительности проживания, национальности, принадлежности к группе студентов, принадлежности к группе пенсионеров, профессиональной принадлежности, вида экономической деятельности.

0

Квантильный анализ.

До сих пор в нашем обсуждении влияния неформальности на заработную плату подразумевался эффект для некоего среднего работника, получающего среднюю заработную плату. В то же время, как уже подчеркивалось, группа неформальных (да и формальных!) работников отличается значительной внутренней неоднородностью. Относительные же зарплаты для работников, принадлежащих к разным участкам распределения, могут сильно отличаться от средней. Можно представить, что, например, одна группа неформалов будет иметь премию, тогда как другая (но похожая на первую по наблюдаемым переменным) - штраф, а усредненная оценка спрячет эти важные различия от глаз аналитика.

При оценивании влияния неформальности на заработную плату с помощью кван-тильной регрессии мы контролируем те же независимые переменные, что и при использовании обычной регрессии (для средних значений), приведенной выше, и рассчитываем бутстрапированные стандартные ошибки. Значения коэффициентов для переменной принадлежности к неформальному сектору (которая фактически является набором двоичных индикаторов) мы пересчитываем в показатели разрыва, выявляющие на сколько процентов, при прочих равных, заработная плата формальных самозанятых, неформальных самозанятых или неформальных наемных работников оказывается выше или ниже, чем у формальных наемных работников, которые составляют референтную группу.

Результаты оценивания для выборки в целом, а также для мужчин и женщин по отдельности, представлены в табл. 11 (коэффициенты уравнения и показатели статистической значимости) и на рис. 3 (показатели разрыва в процентах). Они свидетельствуют о том, что величины штрафа (премии) и для занятых по найму, и для самозанятых не являются постоянными величинами и существенно меняются вдоль доходного распределения.

Таблица 11.

Коэффициенты квантильной регрессии по децилям распределения

Де- Все Мужчины Женщины

цили нефор- фор- нефор- нефор- формаль- нефор- нефор- фор- нефор-

мальные мальные мальные мальные ные мальные мальные мальные мальные

по найму само- само- по найму само- само- по найму само- само-

занятые занятые занятые занятые занятые занятые

1 -0,23*** 0,151 0,167 -0,274*** -0,017 0,113 -0,201*** 0,292 0,093

2 -0,229*** 0,185 0,24*** -0,193*** -0,007 0,331*** -0,239*** 0,374* 0,173

3 -0 199*** 0,229** 0,227*** -0,136** 0,185 0,272*** -0,258*** 0,311 0,1

4 -0,184*** 0,223** 0,211*** -0,096** 0,206* 0,242*** -0,216*** 0,299 0,162

5 -0,188*** 0,231* 0,226*** -0,123*** 0,189 0,224*** -0,209*** 0,550 0,334**

6 -0,147*** 0,42*** 0,254*** -0,110* 0,228 0,184** -0,16*** 0,731** 0,338***

7 -0,135** 0,44*** 0,316*** -0,110* 0,319** 0,249** -0,148*** 0,988** 0,401***

8 -0,156** 0,639*** 0,302** -0,115*** 0,318* 0,249** -0,122*** 0,883*** 0,461***

9 -0,123** 0,654*** 0,426*** -0,129** 0,396** 0,378* -0,137*** 0,976*** 0,419***

-40-1

Рис. 3. Превышение заработков формальных самозанятых, неформальных самозанятых и неформальных наемных работников над заработками формальных наемных работников по квантилям распределения, %

Заработки неформалов, работающих по найму, вдоль всего условного распределения заработной платы лежат в области «штрафа». Его величина, хотя и постепенно снижается с 21 до 12%, остается статистически значимой. Для мужчин и женщин «штрафные» значения довольно близки (см. рис. 4а и 4б), так что мы не можем утверждать, что женщины, попадая в неформальный сектор, теряют больше, чем попавшие в него мужчины (в обоих случаях сравнение идет с наемными работниками формального сектора).

Совершенно иначе выглядит ситуация с группами самозанятых. Во-первых, эффект неформальности оказывается положительным (т.е. является премией по отношению к формальным наемным работникам) вдоль всего распределения и количественно возрастает по мере приближения к верхним децилям. Во-вторых, положительный разрыв становится статистически значимым, начиная со второго дециля у неформальных самозанятых. До четвертого дециля включительно этот разрыв находится в пределах 25%, но затем быстро растет, достигая внушительных 90%. Для формальных самозанятых, расположенных в левой части распределения (в первых двух децилях), премия не отличается от той, что наблюдается для (самозанятых) неформалов, но затем она постепенно увеличивается до уровня в 55%.

Группы самозанятых, выделенные по полу, оказываются малы по размеру, и оценки для них, хотя и имеют в большинстве случаев ожидаемый знак, отличаются большими стандартными ошибками. Для неформально самозанятых мужчин премия становится статистически значимой, начиная со второго дециля, и достигает почти 50% в последнем де-циле (хотя и с потерей значимости до 10-процентного уровня). Для женщин история не-

сколько иная: для них величина премии приобретает статистическую значимость только в пятом дециле, где составляет около 75%, и далее растет примерно до 150%. Для формально самозанятых (которые, к сожалению, немногочисленны) премия значима в верхних трех децилях, а для женщин - в четырех. Мы видим, что самозанятые женщины могут относительно выигрывать намного больше, чем самозанятые мужчины. Это особенно наглядно проявляется в наиболее высокооплачиваемых группах (принадлежащих к верхним зарплатным децилям).

Неформальные по найму

-- — Неформальные самозанятые

4 /Г

г 1 / / *--- у*— __' /

дец.1 2 3 4 5 6 7 8 9

-------^ 0 о

180 170160150 140 130120110 100 9080 70 60 50 40 30 20 10 0 -10-20 -30 -40

-Неформальные по найму ^

- Неформальные самозанятые - ^ ^

а) Мужчины

б) Женщины

Рис. 4. Превышение заработков формальных самозанятых, неформальных самозанятых и неформальных наемных работников над заработками формальных наемных работников

по квантилям распределения

60

40

20

0

Полученные результаты дают дополнительное подтверждение внутренней неоднородности неформального сектора. Они показывают, что не только самозанятые и занятые по найму значимо различаются между собой. Существуют значительные различия между работниками внутри одного и того же сегмента неформальной рабочей силы, но принадлежащими к разным участкам условного распределения по заработной плате. Менее и более оплачиваемые могут при этом значимо отличаться по своим ненаблюдаемым способностям. Применительно к самозанятым речь, например, может идти об особых предпринимательских способностях, включая готовность и умение рисковать, а индивиды в самой правой части распределения могут быть своего рода «звездами» в своем деле. Это верно как для формальных, так и для неформальных самозанятых.

За счет чего возникают различия в разных частях распределения?

Мы раскладываем величину разрыва для каждого условного квантиля распределения на две составляющие: определяемую характеристиками индивидов и определяемую отдачей на эти характеристики (см. раздел 4). Поскольку подобная декомпозиция технически реализуема только при сравнении двух непересекающихся групп, мы переходим от деления всех занятых на четыре группы (формальные и неформальные, наемные и самозанятые) к двум. Одной возможной опцией является ограничение анализа лишь наемными работниками с выделением среди них формальных и неформальных работников, другой -

конструирование двух альтернативных групп по признаку формальности/неформальности (формальные наемные работники плюс формальные самозанятые - первая группа; неформальные наемные работники плюс неформальные самозанятые - вторая группа). Далее мы используем обе опции, но более подробно останавливаемся на первой. Результаты декомпозиции представлены на рис. 5 и 6.

Левые столбики на рис. 5 показывают (в лог-единицах) величину грубого разрыва для каждого из децилей. Средние столбики гистограммы отражают вклад коэффициентов в наблюдаемый разрыв, а правые - вклад характеристик. Как мы видим, различия в отдачах играют доминирующую роль в формировании разрыва между формальными и неформальными наемными работниками. Это верно для всего распределения, хотя вклад характеристик постепенно растет и достигает трети в последнем дециле. Это означает, что высокооплачиваемые неформальные наемные работники зарабатывают меньше сопоставимых формальных коллег не только из-за определенной «дискриминации» со стороны рынка, но и из-за того, что они обладают относительно худшими характеристиками (например, меньшим человеческим капиталом). Если бы их характеристики не отличались в худшую сторону, то их отставание в оплате было бы меньше на треть (примерно 0,13 логпункта вместо 0,2). Что же касается малооплачиваемых работников, то относительная недоплата их труда не связана с наблюдаемыми качеством и структурой их рабочей силы.

30,00 л

25,00

20,00

15,00

10,00

5,00

0,00

И Различия в заработной плате в %

"Эффект коэффициентов"

"Эффект характеристик"

Ж

ж

я

1

0,3

0,4

0,5

0,6

0,7

0,

0,9

-5,00 -I

Рис. 5. Декомпозиция различий в заработной плате между формальными и неформальными наемными работниками по квантилям распределения

0

40,00 35,00 30,00 25,00 20,00 15,00 10,00 5,00 0,00 -5,00  -10,00 --15,00-

Ж

ж

Различия в заработной плате > "Эффект характеристик"

"Эффект коэффициентов"

8

Рис. 6. Декомпозиция различий в заработной плате между объединенными группами формальных и неформальных работников по квантилям распределения, %

Если мы добавляем к наемным работникам самозанятых (в соответствии с их формальным или неформальным статусом), то картина получается несколько более пестрой. Для среднего значения распределения разрыв составляет 0,26, но достигает 0,32-0,34 на левом фланге и практически сходит на нет в девятом дециле. Как хорошо видно, роль структуры в формировании разрывов оказывается несущественной вдоль всего распределения. В то же время характеристики неформальных работников в ряде случаев оказываются несколько лучше, чем у формальных. Такой отрицательный вклад в «качество», по-видимому, может быть связан с неформальными самозанятыми.

В литературе по декомпозициям [13] отмечается, что, в принципе, эффект коэффициентов при определенных допущениях можно рассматривать как причинный эффект некоторого воздействия (treatment effect). Это означает, что базовое распределение (в нашем случае - для формальных работников) является контрфактическим для неформалов, т.е. таким, каким оно могло бы быть, если все неформалы вдруг стали бы формальными с теми же контролируемыми характеристиками. Это довольно сильное допущение, предполагающее, что при полном отсутствии на рынке труда «неформалов» распределение «формалов» по величине заработной платы не изменилось бы и осталось бы тем же. В то же время, если мы исходим из жестко сегментированной картины мира (т.е. формалы и неформалы не замещают друг друга и не конкурируют между собой), то такое допущение возможно, хотя и с точностью до потенциального влияния ненаблюдаемых характеристик.

В рамках такого допущения если бы имели значение только индивидуальные характеристики респондентов, то неформальные работники не имели бы отличий в зара-

ботной плате по сравнению с формальными, а в ряде случаев могли бы иметь и премию. Наблюдаемые различия в оплате полностью определяются коэффициентами, т.е. разными отдачами на одинаковые характеристики. А такое может существовать тогда, когда сегменты рынка слабо соприкасаются и в каждом из них действуют свои законы. Это, в свою очередь, может служить одним из свидетельств существования сегментации на рынке труда. По-видимому, вероятность с ней столкнуться выше у менее оплачиваемых неформальных работников, как правило, бедных человеческим капиталом.

8. Заключение

Экспансия неформальности в российской экономике делает все более актуальным два исследовательских вопроса. Во-первых, кто они такие, эти неформалы? Чем они отличаются от «нормальных» формальных работников? Во-вторых, влечет ли неформальность какие-либо следствия для благосостояния населения? Если да, то какие? Ответы на них были бы крайне полезны для экономической и социальной политики, претендующей на то, чтобы компенсировать подобные провалы.

В этой работе мы опираемся на кросс-секционные данные РМЭЗ - ВШЭ за 2009 г. Мы выделяем четыре основные группы работающих, образованные простым пересечением по осям формальность/неформальность и работа по найму/самозанятость.

Портреты выделенных таким образом групп не совпадают. Прежде всего, наемные неформалы моложе всех, а самозанятые неформалы - старше. Формально занятые по найму являются наиболее образованными: они контрастно отличаются от неформально занятых наличием профессионального и, прежде всего, третичного образования. Наоборот, неформалы, работающие по найму, имеют самый низкий уровень образования. Различается у них и сфера приложения труда: неформалы по найму с большей вероятностью трудятся в строительстве и сфере услуг, а «формалы» - в бюджетном секторе и правоохранительной сфере. Что же касается самозанятых, то неформалы выбирают строительство, транспорт, торговлю и сферу недвижимости, а формальные - сельское хозяйство и также торговлю и сферу недвижимости.

Наши данные свидетельствуют о том, что средний неформал (работающий по найму) зарабатывает меньше, чем наемный работник формального сектора. В то же время заработки самозанятых оказываются выше. Об этом говорят относительное расположение распределений по заработной плате, соотношение средних зарплат, разница в доле зарабатывающих меньше МРОТа. Однако только этих фактов недостаточно для далеко идущих выводов о влиянии неформальности на заработки, поскольку различия могут определяться не самим фактом неформальности, а иными обстоятельствами, сопровождающими ее выбор. Это могут быть как наблюдаемые, так и ненаблюдаемые характеристики работников и рабочих мест. В этом случае зарплата может оказаться относительно низкой в силу иных обстоятельств, которые транслируются на рынок труда через состояние неформальности.

Более детальный эконометрический анализ, позволяющий контролировать основные наблюдаемые характеристики работников и рабочих мест, показывает, что работа по найму в неформальном секторе сопровождается штрафом в 16% (по сравнению с формальным), а любая самозанятость, наоборот, сулит значимую премию (29-37%). При этом для женщин и штраф, и премии по величине относительно больше, чем для мужчин.

Однако данные оценки предполагают, что сравниваются получатели средних заработков. Что же касается тех работников, заработки которых сильно отклоняются от средних значений, то для них картина может выглядеть иначе. Именно это и выявляет применяемая в работе квантильная регрессия.

Для неформалов, занятых по найму, штраф (по сравнению с наемными формальными работниками) заметно сокращается: от -20% в первом дециле до -12% в последнем. Его снижение может объясняться тем, что работники, занимающие места в верхней части распределения, лучше экипированы ненаблюдаемым человеческим капиталом. Хотя мы его не можем напрямую учесть, он частично компенсирует межсекторные различия в производительности для работников верхних децилей. Для обеих групп самозанятых движение вдоль распределения по заработкам ассоциируется с ростом премии, которая также может реагировать на улучшение ненаблюдаемых способностей (с +20% до +5090%). Мы можем говорить о том, что структурные изменения, происходящие вдоль распределения заработной платы, связаны с улучшением производительных характеристик неформальных работников в большей мере, чем формальных.

В нижних децилях распределения заработков разрыв между формальными и неформальными наемными работниками почти полностью определяется особенностями функционирования рынка труда (эффектом коэффициентов). Наблюдаемые структурные различия в составе работников здесь не имеют значения. Эта ситуация меняется, когда мы обращаемся к верхним децилям. В этом случае не только сам разрыв меньше, но и соотношение определяющих его факторов оказывается иным: здесь треть приходится на измеряемые различия в структуре, тогда как вклад эффекта коэффициентов, хотя и остается ведущим, сокращается до двух третей.

Однако, если мы объединим занятых по найму и самозанятых по критерию формальности, история выглядит несколько иначе. В этом случае вклад структуры остается несущественным вдоль всего распределения. По-видимому, относительное ухудшение наблюдаемых характеристик (с точки зрения их вклада в разрыв) у неформальных наемных работников компенсируется их улучшением у неформальных самозанятых.

Как же в свете полученных результатов мы могли бы ответить на вопрос, вынесенный в заголовок работы, - «нормально» ли в российских условиях быть «неформалом»? Сегодня, как показывают наши оценки, неформальная занятость (как бы ее ни определять) охватывает весьма значительную часть рабочей силы и в этом смысле она уже стала «нормальной» для российского рынка труда. То, что она сопровождается потерями в заработках, также можно считать «нормальным», поскольку именно такой эффект фиксируется большинством исследований по другим странам. Даже сама величина этого разрыва, 15-20%, соответствует результату, чаще всего встречающемуся в работах по проблеме неформальности. Внутренняя неоднородность неформального сектора, наличие в нем самом двух ярусов, с хуже и лучше оплачиваемыми рабочими местами, - еще один факт, выглядящий в свете межстрановых сопоставлений вполне «нормальным». Наконец, «нормальным» (т.е. типичным для исследований на данную тему) является и то, что в российских условиях «штраф» за неформальность оказывается выше в нижних и ниже в верхних децилях распределения по заработной плате, а также то, что он формируется не столько за счет различий в наблюдаемых характеристиках работников, сколько за счет различий в механизмах зарплатообразования в разных сегментах рынка труда.

Конечно, здесь необходима оговорка. Мы работали с кросс-секционными данными, и у нас не было возможности использовать инструментальные переменные. Даже набор наблюдаемых характеристик, которыми мы оперировали, был достаточно ограниченным. Нельзя исключить, что при включении в анализ дополнительных переменных, наличии панельных данных и использовании более продвинутых методов эконометрического анализа обнаруженный нами разрыв в заработках между формальными и неформальными работниками значительно сократился бы (возможно, даже приблизился бы к нулевой отметке), как это показывают исследования по другим странам. Однако, несмотря на эти возможные уточнения, наш вывод о разных механизмах зараплатообразования в формальном и неформальном секторах, в любом случае, остается в силе.

В более общем смысле наличие на российском рынке труда массивного анклава неформальных рабочих мест со своими специфическими механизмами установления заработной платы можно рассматривать как «провал» существующей институциональной системы. Оно свидетельствует о серьезных ограничениях, препятствующих созданию рабочих мест в формальном секторе и перенаправляющих этот процесс в неформальный сектор. И этот институциональный «провал», видимым проявлением которого выступает растущий дуализм рынка труда, конечно же, нельзя признать «нормальным».

* *

*

СПИСОК ЛИТЕРА ТУРЫ

1. Гимпельсон В., Зудина А. «Неформалы» в российской экономике: сколько их и кто они? // Вопросы экономики. 2011. № 10.

2. Капелюшников Р. Неформальная занятость в России: что говорят альтернативные определения?: Препринт WP3/2012/04. М.: НИУ ВШЭ, 2012.

3. Arabsheibani G., Staneva A. Is There an Informal Employment Wage Premium? Evidence from Tajikistan: IZA Discussion Paper № 6727. Bonn, 2012.

4. Badaoui E., Strobl E., Walsh F. Is There An Informal Employment Wage Penalty? Evidence from South Africa, IZA Discussion Paper № 3151. Bonn, November 2007.

5. Bargain O., Kwenda P. Is Informality Bad? Evidence from Brazil, Mexico and South Africa. IZA Discussion Paper № 4711. Bonn, 2010.

6. Bargain O., Kwenda P. The Informal Sector Wage Gap: New Evidence Using Quantile Estimations on Panel Data. IZA Discussion Paper № 4286. Bonn, 2009.

7. Berglann H., Moen E., Roed K., Skogstrom J. Entrepreneurship: Origins and Returns // Labour Economics. 2011. 18. Р. 180-193.

8. Blinder A. Wage Discrimination: Reduced form and Structural Estimates // Journal of Human Resources. 1973. 8. Р. 436-455.

9. Buchinsky M. Recent Advances in Quantile Regression Models: A Practical Guideline for Empirical Research // Journal of Human Resources. 1998. 33. Р. 88-12.

10. Chernozhukov V., Fernández-Val I., Melly B. Inference on Counterfactual Distributions. Department of Economics, UCL, Cemmap Working Paper CWP05/12. 2012.

11. Earle J., Sakova S. Business Start-ups or Disguised Unemployment? Evidence on the Character of Self-employment from Transition Economies // Labour Economics. 2000. Vol. 7. № 5. Р. 575-601.

12. Fields G. Labour Market Modeling and the Urban Informal Sector: Theory and Evidence // The Informal Sector Revisited / ed. by D. Turnham, B. Salomé, A. Schwarz. Paris: OECD, 1990.

13. Firpo S., Fortin N., Lemieux T. Decomposition Methods // O. Ashenfelter, D. Card (eds.) Handbook of Labor Economics. Vol. 4A. Amsterdam: North-Holland, 2011. P. 1-102.

14. Guidelines concerning a statistical definition of informal employment, endorsed by the Seventeenth International Conference of Labour Statisticians. Seventeenth International Conference of Labour Statisticians: Report of the Conference. Doc. ICLS/17/2003/R. Geneva: International Labour Office, 2003.

15. Hamilton B. Does Entrepreneurship Pay? An Empirical Analysis of the Returns to Self-employment // The Journal of Political Economy. 2000. Vol. 108. № 3. P. 604-631.

16. Hart K. Informal Income Opportunities and Urban Employment in Ghana // Journal of Modern African Studies. 1973. Vol. 11. № 1. P. 61-89.

17. Hazans M. Informal Workers across Europe Evidence from 30 European Countries: Policy Research Working Paper № 5912. Washington D.C.: The World Bank, 2011.

18. Hussmanns R. Measuring the Informal Economy: From Employment in the Informal Sector to Informal Employment. Bureau of Statistics Working Paper № 53. Geneva: International Labour Office, 2004.

19. Key Indicators of the Labour Market. Geneva: International Labour Office, 2011.

20. Koenker R., Bassett G. Regression Quantiles // Econometrica. 1978. Vol. 46. № 1. P. 33-50.

21. Krstic G., Sanfey P. Earnings Inequality and the Informal Economy: Evidence from Serbia: EBRD Working Paper № 114. 2010

22. Lehmann H., Pignatti N. Informal Employment Relationships and Labor Market Segmentation in Transition Economies: Evidence from Ukraine. IZA Discussion Paper № 3269. Dec. 2007.

23. Machado J., Mata J. Counterfactual Decomposition of Changes in Wage Distributions Using Quantile Regression // Journal of Applied Econometrics. 2005. 20. P. 445-465.

24. Marcoullier D., Ruiz de Castilla V., Woodruff Ch. Formal Measures of the Informal-Sector Wage Gap in Mexico, El Salvador, and Peru // Economic Development and Cultural Change. 1997. Vol. 45. № 2. P. 367-392.

25. Melly B. Decomposition of Differences in Distribution Using Quantile Regression // Labour Economics. 2005. 12(4). P. 577-590.

26. Oaxaca R. Male-female Wage Differentials in Urban Labor Markets // International Economic Review. 1973. 14. P. 693-709.

27. Resolution Concerning Statistics of Employment in The Informal Sector. Resolution II adopted by the Fifteenth International Conference of Labour Statisticians. January 1993. Geneva: International Labour Office, 1993. (http://www.ilo.org/public/english/bureau/stat/res/infsec.htm).

28. Rosen S. The Economics of Superstars // American Economic Review. 1981. Vol. 71. Iss. 5. P. 845-858.

29. Saavedra J., Chong A. Structural Reform, Institutions and Earnings: Evidence from the Formal and Informal Sectors in Urban Peru // The Journal of Development Economics. 1999. Vol. 35. № 4. P. 95-116.

30. Slonimczyk F. The Effect of Taxation on Informal Employment: Evidence from the Russian Flat Tax Reform / Research in Labor Economics // Informal Employment in Emerging and Transition Economies / ed. by H. Lehmann, K. Tatsiramos. Bingley: Emerald Group Publishing Limited, 2011. Vol. 34. P. 55-99.

31. Tannuri-Pianto M., Pianto D., Arias O. Informal Employment in Bolivia: A Lost Proposition? University of Brasilia, 2004. March 15.

32. Tansel A., Oznur Kan E. The Formal/Informal Employment Earnings Gap: Evidence from Turkey: IZA Discussion Paper № 6556. 2012.

33. Wooldridge J. Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data. The MIT Press, 2001.