Неравенство в распределении занятости между российскими домашними хозяйствами

Экономический журнал ВШЭ. 2016. Т. 20. № 3. С. 415-441.

HSE Economic Journal, 2016, vol. 20, no 3, pp. 415-441.

Неравенство в распределении занятости между российскими домашними хозяйствами 1

Лукьянова А.Л.

В работе анализируется динамика неравенства в распределении занятости между российскими домашними хозяйствами с использованием данных РМЭЗ ВШЭ за 1994-2014 гг. Методология исследования следует работе [Gregg, Wadsworth, 2008]. Оцениваются различия между показателями незанятости, рассчитанными на индивидуальном и семейном уровнях, и строятся индексы поляризации занятости на основе сравнения фактического и контрфактического распределения, которое существовало бы в том случае, если бы занятые члены распределялись между домашними хозяйствами случайным образом. Наши результаты показывают, что российский рынок труда характеризуется низким уровнем неравенства между домашними хозяйствами с точки зрения доступа к занятости. Занятые индивиды распределены между домашними хозяйствами более равномерно, чем если бы распределение происходило случайным образом. Лишь 6-7% индивидов трудоспособного возраста живут в домашних хозяйствах, где нет других занятых. Доля домашних хозяйств, не имеющих в своем составе занятых трудоспособного возраста, оставалась близкой к 10%. Показатели семейной незанятости демонстрировали менее выраженную циклическую динамику, чем показатели, рассчитанные на индивидуальном уровне. Это означает, что домашние хозяйства имеют ресурсы для самостоятельной адаптации к макроэкономическим шокам. Низкий уровень семейной незанятости связан, прежде всего, со стабильно высоким уровнем занятости в домашних хозяйствах с двумя взрослыми трудоспособного возраста. Уровень семейной незанятости слабо изменился за 20 лет, что является результатом действия противонаправленных сил. Демографические изменения (увеличение числа семей с одним взрослым трудоспособного возраста) и изменения на рынке труда (рост индивидуального уровня незанятости) способствовали росту уровня семейной незанятости. Вместе с тем снижение неравенства в распределении занятости

1 Исследование осуществлено в рамках Программы фундаментальных исследований НИУ ВШЭ в 2016 г. Автор выражает благодарность Р. Капелюшникову и участникам семинара ЦеТИ-ЛИРТ за комментарии и полезные советы.

Лукьянова Анна Львовна - к.э.н., старший научный сотрудник Центра трудовых исследований НИУ ВШЭ. E-mail: alukyanova@hse.ru

Статья поступила: 30.06.2016/Статья принята: 14.09.2016.

между домашними хозяйствами действовало в противоположном направлении. Кроме того, расширение доступности высшего образования привело к усилению разрыва в уровне незанятости между домашними хозяйствами, имеющими и не имеющими в своем составе лиц с высшим образованием.

Ключевые слова: неравенство; поляризация; незанятость; распределение занятости; семейное предложение труда.

1. Введение

Большая часть исследований, посвященных российскому рынку труда, базируется на использовании индивидуальных данных. Ключевые показатели состояния рынка труда - уровни занятости и безработицы - получаются агрегированием данных опросов отдельных респондентов. В академических и аналитических работах решения о предложении труда также, как правило, рассматриваются с позиций индивидуального выбора. Между тем в реальной жизни решения о предложении труда принимаются на уровне семьи с учетом состава семьи, необходимости воспитания детей и ухода за пожилыми родственниками, наличия работы у других членов семьи и прочих семейных обстоятельств. Однако об этом аспекте предложения труда нам практически ничего неизвестно - официальная статистика и академические исследования обходят его стороной.

По другим странам подобные исследования также начали появляться сравнительно недавно. Прорывом в сфере теории стали работы Киаппори [Chiappori, 1988; Chiappori, 1992] и более поздние работы Донни, Бланделла и др. [Donni, 2003; Blundell et al., 2007], рассматривающие модели коллективного предложения труда. Эмпирические исследования семейных решений о предложении труда сталкиваются с серьезными проблемами эндогенности, и для идентификации эффектов используются серьезные изменения в семейном и налоговом законодательстве.

Параллельно развивались исследования в области статистики труда, которые привели к появлению новых показателей, характеризующих предложение труда на уровне семей. Первыми внимание на существенные различия в показателях занятости, рассчитанных на индивидуальном и семейном уровнях, обратили Грегг и Уодсворт [Gregg, Wadsworth, 1996, 1998]. Эти публикации дали толчок целой волне исследований, в основном, по развитым странам [Lehmann, Wadsworth, 1997; Callister, Singley, 2004; Gregg et al., 2010]. О влиянии этих работ говорит тот факт, что Евростат и ОЭСР стали регулярно публиковать официальные оценки показателей незанятости, относящихся к домашним хозяйствам. Эти показатели используются как для характеристики рынка труда, так и для измерения социальной маргинализации (social exclusion). При этом показатели незанятости, рассчитанные на семейном уровне, оказались теснее коррелированы с мерами бедности и неравенства, чем показатели, рассчитанные на индивидуальном уровне (см., например: [OECD, 2001; Nickell, 2004]). Проведенные по странам ОЭСР исследования продемонстрировали, что показатели занятости могут двигаться по разным траекториям на индивидуальном и семейном уровнях. При этом в большинстве стран в последние десятилетия происходило усиление поляризации занятости в разрезе домашних хозяйств2, т.е. увели-

2 Используемую в настоящем исследовании концепцию поляризации занятости между домашними хозяйствами следует отличать от концепции поляризации рабочих мест (job polarization),

чивалось неравенство в распределении занятости между домашними хозяйствами. Поляризация выражалась в увеличении доли домашних хозяйств, в которых нет занятых, при одновременном росте доли тех домашних хозяйств, в которых заняты все их члены трудоспособного возраста.

Изучение неравенства в распределении занятости на уровне домашних хозяйств играет важную роль и в формировании приоритетов в сфере социальной поддержки безработных. Рост безработицы имеет разные последствия в экономике с высоким и низким уровнем поляризации занятости между домашними хозяйствами. Потеря работы единственным занятым членом семьи с высокой вероятностью приводит к бедности всего домашнего хозяйства, и поддержка государства в такой ситуации будет иметь решающее значение. Наличие в домашнем хозяйстве других занятых служит своего рода «подушкой безопасности», которая смягчит последствия потери работы одним из занятых членов, делая помощь от государства менее критичной. Анализ распределения занятости между разными типами домашних хозяйств позволит выделить группы особого риска попадания в бедность при наступлении кризисных явлений в экономике, понять социально-демографические характеристики семей, входящих в группы риска, и сформулировать меры их адресной поддержки. Эти меры могут стать экономичной альтернативой массовому повышению пособий по безработице, которое требует значительных бюджетных средств.

В данной работе мы анализируем неравенство в распределении занятости между российскими домашними хозяйствами, прослеживая изменения за последние 20 лет -с 1994 по 2014 гг. Наше исследование принадлежит к статистическому направлению и носит описательный характер. Неравенство в распределении занятости между домашними хозяйствами измеряется через сравнение семейных показателей незанятости с теми значениями, которые существовали бы в том случае, если бы занятые индивиды распределялись между домашними хозяйствами случайным образом. Использование показателей незанятости (а не показателей безработицы) диктуется не только соображениями удобства. Незанятость объединяет состояние безработицы и экономической неактивности. Такое объединение указывает, прежде всего, на размытость границ между безработицей и неактивностью, что особенно очевидно для так называемых «отчаявшихся» безработных, которые утратили веру в возможность найти работу и прекратили поиски. Кроме того, домашние хозяйства, не имеющие занятых, в большинстве стран являются одной из основных групп риска с точки зрения бедности, особенно застойной бедности [OECD, 2001]. Поэтому с позиций социальной политики показатель семейной незанятости более интересен, чем показатель семейной безработицы.

В расчетах использовались данные РМЭЗ ВШЭ за 1994-2014 гг. Особое внимание в работе уделяется выделению факторов, которые определяли позитивные и негативные изменения в показателях незанятости, измеренных на уровне домашних хозяйств, что делается с использованием методов декомпозиции. Мы также пытаемся учесть различия между семьями с точки зрения размера и состава.

Работа структурирована следующим образом. В следующем разделе представлена методология расчета показателей незанятости на уровне домашних хозяйств, а также по-

предложенной в работе [Autor et al., 2003]. Последняя концепция касается изменений в структуре рабочих мест под воздействием технологического прогресса, приводящего к «вымыванию» рутинных рабочих мест. Исследование этого аспекта поляризации на российских данных см.: [Гим-пельсон, Капелюшников, 2015].

казателей неравенства в распределении занятости между домашними хозяйствами. В разделах 3 и 4 описываются данные и приводятся оценки показателей индивидуальной и семейной незанятости для всей выборки. Разделы 5 и 6 посвящены декомпозиции оценок по разным типам домашних хозяйств, которые позволяют выделить факторы, определяющие динамику семейных показателей незанятости. В заключительном разделе подведены итоги и намечены направления дальнейших исследований.

2. Методология

Традиционные индексы неравенства, такие как коэффициент Джини или дециль-ные коэффициенты, не подходят для измерения неравенства и поляризации в сфере занятости. Они были разработаны для изучения непрерывных переменных, тогда как занятость является дихотомической переменной. Для решения этой проблемы в работах Грегга и Уодсворта были предложены специальные индексы неравенства, названные ими индексами поляризации занятости [Gregg, Wadsworth, 2008]3. В основе подхода этих авторов лежит построение контрфактических распределений занятости между домашними хозяйствами, которые существовали бы в том случае, если бы занятые члены распределялись между ними случайным образом. Ключевым показателем, используемым в расчетах неравенства в распределении занятости, является семейный уровень незанятости. Он равен доле домашних хозяйств, не имеющих занятых членов. Индексы поляризации занятости представляют собой разницу или соотношение между фактическим уровнем семейной незанятости и расчетным уровнем семейной незанятости, предсказанным на основе случайного распределения. Достоинством этих индексов поляризации является то, что они интуитивно понятны и могут быть разложены на составляющие с выделением вклада отдельных факторов.

Контрфактическое распределение занятости строится исходя из предпосылки о том, что все индивиды имеют одинаковую вероятность незанятости, равную общему уровню незанятости в экономике в рассматриваемый момент времени4. Уровень незанятости в экономике рассчитывается как единица минус уровень занятости. Последний показатель рассчитывается на основе индивидуальных данных по лицам трудоспособного возраста.

Введем обозначения и основные формулы. Для любого индивида i, проживающего в домашнем хозяйстве h , ожидаемый уровень незанятости будет равен уровню незанятости по всей экономике в момент времени t, т.е. n : E [nih | n ] = n . Тогда для любого домашнего хозяйства, состоящего из к человек трудоспособного возраста, контрфактический семейный уровень незанятости, wk, будет равен вероятности того, что все члены

домашнего хозяйства не имеют работы. В соответствии с правилами комбинаторики, эта вероятность рассчитывается как

(1) wk = E[wk | к,n] = «х...xn = nk.

к раз

3 Мы также используем понятия «неравенства» и «поляризации» по отношению к занятости как синонимы, что оправдано для дихотомических показателей.

4 Модификация индекса, учитывающая различия в индивидуальных характеристиках, рассматривается ниже.

Для домашних хозяйств, состоящих из одного взрослого человека, вероятность семейной незанятости будет равна индивидуальному уровню незанятости; для домашних хозяйств, состоящих из двух взрослых, - квадрату индивидуального уровня незанятости и т.д.

Семейный уровень незанятости по всей экономике рассчитывается как средневзвешенное из семейных уровней незанятости для домашних хозяйств разных размеров [Gregg, Wadsworth, 2008]:

K K

(2) w=Y?kw k=Y/knk

k=1 k=1

Это и есть контрфактическое значение доли домашних хозяйств, не имеющих занятых членов, которое наблюдалось бы при условии случайного распределения занятых индивидов между домашними хозяйствами (при фиксированном уровне индивидуальной незанятости, равном n).

Индекс поляризации занятости равен разности между фактическим и контрфактическими значениями семейного уровня незанятости [Gregg, Wadsworth, 2008]:

K K K

k=1 k=1 k=1

Индекс из уравнения (3) является мерой абсолютной поляризации. При помощи этого показателя можно понять, как соотносятся между собой уровни незанятости, измеренные на индивидуальном и семейном уровнях. Если занятые индивиды распределяются между домашними хозяйствами случайным образом, то индекс поляризации будет равен нулю. Положительное значение индекса указывает на избыточное количество домашних хозяйств, не имеющих занятых. Если индекс принимает отрицательное значение, то, значит, в экономике меньше домашних хозяйств, не имеющих занятых, чем было бы в случае случайного распределения занятости между домашними хозяйствами.

Индекс может быть рассчитан и в относительной форме как отношение между фактическим и контрфактическими уровнями незанятости: w /w . Это мера относительной поляризации. Случайному распределению занятости соответствует значение индекса, равное единице. Значения индекса, превышающие единицу, свидетельствуют о неравномерном распределении занятых между домашними хозяйствами.

Для того чтобы учесть различия в уровнях незанятости, индекс поляризации рассчитывается в стандартизированной форме: (w — w)/n . Стандартизированный индекс

имеет преимущества при проведении международных сопоставлений или при анализе динамики поляризации в те периоды, когда индивидуальные уровни незанятости имели значительные колебания.

Из формулы для расчета индекса поляризации видно, что, при прочих равных (т.е. при фиксированном уровне индивидуальной незанятости), поляризация будет расти при перемещении занятости из малых в более крупные домашние хозяйства, а также если новые рабочие места будут доставаться работникам, в семьях которых уже есть занятые. Кроме того, на величину индекса оказывают влияние демографические и экономические факторы, определяющие размеры домашних хозяйств.

Показатели семейной незанятости и индексы поляризации могут быть разложены на составляющие, что позволяет выявить относительную важность различных факторов, влияющих на величину индекса.

Первый способ касается декомпозиции изменений индекса абсолютной поляризации во времени [Gregg, Wadsworth, 2008]5:

AP = £л{

k=1 k=1

K

+ ZA(wk -nk)[0,5^ + 0,5Sk,(+1 ].

+

k=1

Первое слагаемое в формуле (4) характеризует изменения в распределении занятости между домашними хозяйствами разного размера. Этот компонент увеличивается, когда демографическая структура смещается в сторону домашних хозяйств с более высоким уровнем незанятости (чаще всего это домашние хозяйства с меньшим числом трудоспособных членов). Второе слагаемое отражает изменения в уровне незанятости внутри групп домашних хозяйств, выделенных по размеру. Второе слагаемое можно дополнительно разложить на составляющие, чтобы понять вклад домашних хозяйств разного размера.

Можно вывести еще одну интересную декомпозицию изменений семейного уровня незанятости во времени, если представить Aw как Aw + A(w- w). Тогда, согласно работе [Gregg, Wadsworth, 2008]:

K K

Aw =Aw + A(w - w) = ^{У} + ^ЛЦ (wk - nk)} =

k=1 k=1

= |>k [0,5nf + 0,5nf+1 ] + ]TAnk [0,5^ + 0,5^+1 ] k=1 k=1

K

+ 0,5

k=1

K

+ Za(wk - nk )[0,5^ + 0,5sk,t+1 ].

к=1

В уравнении (5) первое слагаемое отражает вклад изменений в размерах домашних хозяйств, второе слагаемое - вклад изменений в индивидуальных уровнях незанятости, а третье и четвертое слагаемые - вклад изменений в уровне поляризации. Последние два слагаемых совпадают с межгрупповым и внутригрупповым компонентами из уравнения (4).

5 В приведенной формуле в качестве весов используются средние значения показателей за начальный и конечный периоды. Декомпозиция может проводиться и с другими весами, например, с использованием демографической структуры, зафиксированной на начальный момент времени.

Уравнения (4) и (5) базируются на предположении, что решения о семейном предложении труда не зависят от размеров домашнего хозяйства. Мы также исходим из этой предпосылки, хотя в России реакция домашних хозяйств на кризис может быть острее, чем в других странах. Так, Абанокова и Локшин [Abanokova, Lokshin, 2015] показывают, что укрупнение является одной из стратегий адаптации российских домашних хозяйств к кризису. Причем это укрупнение происходит за счет увеличения доли расширенных семей, например, по причине более позднего ухода взрослых детей из родительской семьи или их возращения в родительские семьи после самостоятельного проживания [Абанокова, 2015]. Перечисленные исследования не рассматривали вопрос о том, какую роль в укрупнении домашних хозяйств играет потеря работы. В отсутствие эмпирических исследований на этот счет мы можем высказать лишь некоторые общие соображения относительно того, как укрупнение домашних хозяйств в кризисные годы может отразиться на наших расчетах. Во-первых, неучет этого фактора может привести к завышению роли межгруппового компонента в наших декомпозициях. Во-вторых, увеличение размеров домашних хозяйств, при прочих равных, будет вести к снижению контрфактического семейного уровня незанятости и сокращению уровня поляризации.

Следующим шагом в анализе незанятости на семейном уровне является попытка более тонко учесть различия в составе домашних хозяйств по таким характеристикам, как пол, образование, место жительства и т.п. Низкий уровень образования и проживание в депрессивном регионе негативно влияют на вероятность отдельного человека найти работу, однако их воздействие будет проявляться еще сильнее, если и другие члены семьи обладают схожими неблагоприятными характеристиками. С учетом статистического характера нашей работы, все перечисленные характеристики домашних хозяйств рассматриваются как экзогенные. В реальности между характеристиками членов домашних хозяйств и их занятостью может существовать некоторая связь. Например, в менее развитых странах дети зачастую вынуждены начинать работать, не завершив образования.

Для того чтобы учесть эти различия, можно рассчитать контрфактический уровень незанятости, используя не средний уровень незанятости по всей экономике, а средний уровень незанятости по отдельным подгруппам населения. Подгруппы выделяются по тем характеристикам, которые влияют на индивидуальный уровень незанятости (например, пол, возраст, образование, регион проживания).

В этом случае уравнение (1) для контрфактического уровня незанятости в домашнем хозяйстве с k трудоспособными членами, обладающими характеристиками Xi, принимает следующий вид [Gregg, Wadsworth, 2008]:

(6) wX = E[wk | k,n,Xt ] = ]\nx ,

=1

где nX - средний уровень индивидуальной незанятости по работникам, обладающим характеристиками X .

Для каждого домашнего хозяйства рассчитывается свой собственный ожидаемый уровень незанятости. Он будет равен произведению индивидуальных уровней незанятости каждого из его взрослых членов. Индивидуальные уровни незанятости могут быть рассчитаны как средние по подгруппам либо на основе регрессии. Семейный уровень не-

занятости, рассчитанный по формуле (6), будем называть «условным» (conditional), поскольку он зависит от индивидуальных характеристик членов домашнего хозяйства. Итоговый условный индекс поляризации равен [Gregg, Wadsworth, 2008]

K K K

(7) px=Yfkwk - Ysk^X=Yfk (w - wX) •

к=1 к=1 к=1

Различия между безусловной (уравнение (3)) и условной (уравнение (7)) поляризацией могут быть отнесены на счет различий в наблюдаемых характеристиках между членами разных домашних хозяйств. Условный индекс поляризации будет тем выше, чем:

• выше концентрация индивидов с неблагоприятными характеристиками в отдельных домашних хозяйствах (по семьям с несколькими занятыми);

• «хуже» с точки зрения вероятности занятости характеристики занятых, проживающих в домашних хозяйствах с одним занятым.

3. Описание данных

Эмпирическую базу исследования составляют данные Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ (РМЭЗ ВШЭ) за 1994-2014 гг., за исключением 1997 и 1999 гг., когда обследование не проводилось6. Выборка ограничена домашними хозяйствами, в которых хотя бы один человек находится в трудоспособном возрасте (женщины 16-54 лет, мужчины 16-59 лет). Это делается для того, чтобы минимизировать влияние искажений, связанных с решением о выходе на пенсию. Все расчеты показателей занятости и незанятости относятся только к лицам трудоспособного возраста. Если в тексте нет специальных оговорок, то под словом «взрослый» понимается лицо трудоспособного возраста.

При таком подходе к отбору домашних хозяйств в выборке оказываются и такие домашние хозяйства, в состав которых входят одновременно лица трудоспособного и нетрудоспособного возраста. Мы учитываем лица нетрудоспособного возраста при расчете отдельных показателей, например, размера и состава домашнего хозяйства. Однако при расчете основных показателей, относящихся к занятости, лица нетрудоспособного возраста не учитываются. Например, если в семье, отвечающей указанным выше требованиям, единственный занятый или все занятые являются лицами нетрудоспособного возраста, а все трудоспособные члены не имеют работы, то такое домашнее хозяйство будет отнесено к числу домашних хозяйств, не имеющих занятых7.

Во всех расчетах использовались индивидуальные и семейные веса, разработанные командой РМЭЗ ВШЭ, на всех рисунках - значения для 1997 и 1999 гг., когда обследование не проводилось, получены усреднением соседних точек временного ряда.

6 «Российский мониторинг экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ», проводимый Национальным исследовательским университетом «Высшая школа экономики» и ЗАО «Демоскоп» при участии Центра народонаселения Университета Северной Каролины в Чапел Хилле и Института социологии РАН. (Сайты обследования РМЭЗ ВШЭ: http://www.hse.ru/rlms; http://www.cpc.unc.edu/projects/rlms).

7 По нашей выборке домашних хозяйств, уровень занятости в возрастах старше трудоспособного в среднем за период составил 24,5%.

В данной работе мы не проводим различий между безработицей и экономической неактивностью и объединяем их в незанятость. При этом понятие занятости трактуется максимально широко. К занятым относятся как те, кто имеют постоянную работу (в том числе временно отсутствующие на работе по причине декретного или любого другого оплачиваемого или неоплачиваемого отпуска), так и те, кто в течение последнего месяца имели только регулярные или разовые приработки. В этом разделе мы приводим некоторые оценки и для более узкого понятия занятости - наличия постоянной работы. Как будет показано ниже, выбор определения занятости влияет на уровень показателей, но не на их изменения во времени.

Мы сравнили оценки уровня незанятости, полученные по РМЭЗ ВШЭ, с официальными оценками Росстата для населения в трудоспособном возрасте (рис. 1).

-Росстат ...... РМЭЗ

---РМЭЗ

Рис. 1. Показатели незанятости на индивидуальном уровне, % Источник: расчеты автора по РМЭЗ ВШЭ.

Расчеты по РМЭЗ ВШЭ с учетом всех видов занятости дают оценки, более близкие к оценкам Росстата. В среднем за весь период с 1994 по 2014 гг. различия составляют около 2 п.п. При этом наиболее сильные различия относятся к периоду до 2000 г. Причиной расхождений может быть выполненное в 1999 г. Росстатом масштабное обновление методологии проведения обследования населения по проблемам занятости, в результате которого стала значительно точнее учитываться занятость в неформальном секторе экономики. Отметим, что в данных РМЭЗ ВШЭ наблюдается непонятный всплеск уровня незанятости в 2005 г., которого нет в данных Росстата и которое сложно объяснить на фоне благоприятной экономической ситуации в указанный период. Поэтому к расчетам для 2005 г. следует относиться с осторожностью - мы склонны считать этот всплеск статистическим артефактом. Траектория изменений уровня незанятости в наших расчетах по РМЭЗ ВШЭ при учете только постоянной занятости лежит заметно выше официальных оценок - различия составляют в среднем 3,5 п.п. Поэтому в качестве основного показателя незанятости мы будем использовать тот, который учитывает все виды занятости.

Однако для проверки чувствительности результатов к изменениям в определении занятости в этом разделе мы приводим часть расчетов и для показателя, учитывающего только постоянную занятость.

4. Динамика семейных показателей незанятости

На рисунке 2 показана динамика индивидуальных и семейных показателей незанятости. Индивидуальный показатель рассчитывался как доля индивидов трудоспособного возраста, не имеющих какой-либо работы. Семейный показатель незанятости рассчитывался как доля домашних хозяйств, в которых нет занятых трудоспособного возраста. Уровень семейной незанятости существенно ниже, чем уровень индивидуальной незанятости. Это означает, что значительная часть незанятых индивидов проживает в домашних хозяйствах, где есть другие занятые трудоспособного возраста. На самом деле примерно 6-7% индивидов трудоспособного возраста (в кризисном 1998 г. эта доля возросла до 9%, в 2008 г. - до 8%) живут в домашних хозяйствах, где нет других занятых трудоспособного возраста8. Это примерно четверть от всех незанятых, но в кризисные годы их доля увеличивалась до трети всех незанятых.

40 л 35 -30 -25 -20 -15 -10 -5

- Индивиды трудоспособного возраста, не имеющие работы  Д/х, не имеющие занятых трудоспособного возраста

1 Индивиды трудоспособного возраста, не имеющие работы

' Д/х, не имеющие занятых трудоспособного возраста

Рис. 2. Показатели незанятости на индивидуальном и семейном уровнях, % Источник: расчеты автора по РМЭЗ ВШЭ.

0

8 С учетом занятости лиц старше трудоспособного возраста показатели семейной незанятости меняются незначительно. Доля лиц трудоспособного возраста, проживающих в домашних хозяйствах, где нет других занятых, сокращается до 5,7% в среднем за 1994-2014 гг., доля домашних хозяйств, имеющих занятых, снижается до 8,8%. Слабое влияние на общие показатели семейной незанятости означает, что занятые индивиды старше трудоспособного возраста, как правило, проживают в домашних хозяйствах, в которых уже есть занятые индивиды трудоспособного возраста.

В изменениях показателей незанятости как на индивидуальном, так и на семейном уровнях не прослеживается долгосрочного тренда. В конце периода (2013-2014 гг.) их значения оставались практически на том же уровне, что и в начале периода (1994-1995 гг.). В 2014 г. не имели работы 25% индивидов трудоспособного возраста и в 10% домашних хозяйств не было ни одного работающего трудоспособного возраста. В то же время из рис. 2 видно, что оба показателя изменялись контрциклически, увеличиваясь в период кризисов и уменьшаясь на стадии экономического подъема. При этом контрциклическая динамика более отчетливо проявляется в изменениях индивидуального уровня незанятости. Циклические колебания семейного показателя имеют более сглаженный характер - наличие вторых, третьих и т.д. работников смягчает последствия негативных шоков на рынке труда.

Занятость «дополнительных работников»9 наиболее чувствительна к колебаниям экономической активности. На рис. 3 представлена динамика соотношения между тремя типами домашних хозяйств: (1) теми, в которых нет занятых трудоспособного возраста; (2) домашними хозяйствами «с полной занятостью», в которых заняты все члены трудоспособного возраста; (3) домашними хозяйствами «смешанного типа», в которых есть как занятые, так и незанятые члены трудоспособного возраста. Доля домашних хозяйств с полной занятостью резко снизилась в кризисном 1998 г., и ее восстановление заняло более 10 лет. Впрочем, в 2008-2009 гг. мы уже не видим подобной реакции. Возможно, она была «замаскирована» демографическими трендами. Как будет показано далее, демографические тренды начинают оказывать очень большое влияние с конца 2000-х годов.

70% 60% 50% 40% 30% 20% 10% 0%

Все виды занятости

\ч \ч V V V V V т Т Т Т Т V Т 1? т т т т т

~ Д/х, не имеющие занятых трудоспособного возраста

Д/х, в которых все члены трудоспособного возраста заняты

Д/х, имеющие занятых и незанятых трудоспособного возраста

70% 60% 50% 40% 30% 20% 10% 0%

Постоянная занятость

Д/х, не имеющие занятых трудоспособного возраста

Д/х, в которых все члены трудоспособного возраста заняты

Д/х, имеющие занятых и незанятых трудоспособного возраста

Рис. 3. Распределение домашних хозяйств по наличию занятых и незанятых Источник: расчеты автора по РМЭЗ ВШЭ.

О нетривиальности различий между индивидуальным и семейным уровнями незанятости свидетельствуют расчеты, проведенные отдельно для мужчин и женщин (рис. 4).

9 Эта терминология берет начало от традиционной модели семейной занятости с основным кормильцем-мужем, имеющим стабильную занятость, и дополнительными работниками - женой и детьми, занятость которых носит менее устойчивый характер. Например, женщины могут выходить на рынок труда, лишь когда их мужья теряют работу.

Индивидуальные показатели указывают на то, что уровень незанятости среди женщин значительно выше, чем среди мужчин. Однако при переходе на уровень домашних хозяйств различия сглаживаются: примерно одинаковая доля мужчин и женщин проживают в домашних хозяйствах, в которых нет занятых. Эти различия отражают гендерные паттерны в семейном предложении труда: наличие семей, в которых муж зарабатывает деньги, жена посвящает себя воспитанию детей, оставаясь незанятой. Впрочем, подобная традиционная модель семьи не является доминирующей.

-Доля незанятых - мужчины

"""""' Доля незанятых - женщины

Ш-Доля проживающих в д/х, где нет занятых - мужчины

О- - ' Доля проживающих в д/х, где нет занятых - женщины

Рис. 4. Показатели незанятости для мужчин и женщин Источник: расчеты автора по РМЭЗ ВШЭ.

Домашние хозяйства, имеющие и не имеющие занятых, сильно различаются между собой (табл. 1). Домашние хозяйства, не включенные в занятость, в среднем меньше по размеру - примерно на одного человека. В их состав намного чаще входят лица старше трудоспособного возраста. Именно их доходы, большую часть которых составляют пенсии, и становятся источником доходов для многих домашних хозяйств, не имеющих занятых. Мы видим, что с течением времени увеличивалась доля домашних хозяйств, зависимых от пенсионных выплат, чему могли способствовать как демографические факторы, так и рост реальных размеров пенсий. В то же время в таких семьях значительно реже присутствуют дети. В 2014 г. лишь 12% домашних хозяйств, не имеющих занятых, имели детей младше 16 лет; среди домашних хозяйств, имеющих занятых, таковых было 45%. Эти различия отчасти отражают разницу в возрастном составе двух типов домашних хозяйств.

Члены домашних хозяйств, не имеющих занятых, чаще занимаются активным поиском работы. В 2014 г. в каждом пятом домашнем хозяйстве, не имеющем занятых, был хотя бы один человек, которого можно отнести к безработным в соответствии с критериями МОТ (т.е. те, кто занимались поиском работы и готовы были приступить к работе на текущей неделе). Отметим, что по сравнению с 1998 г. доля таких домашних

хозяйств сократилась почти вдвое. Среди домашних хозяйств, имеющих занятых, в 2014 г. лишь в 5% присутствовали безработные. Это означает, что наличие занятых снижает стимулы к поиску работы у других членов домашних хозяйств.

Таблица 1.

Различия между домашними хозяйствами, имеющими и не имеющими занятых трудоспособного возраста

Годы Средний размер, человек Есть дети младше 16 лет, % Есть безработные трудоспособного возраста, % Есть лица старше трудоспособного возраста, %

Домашние хозяйства, не имеющие занятых трудоспособного возраста

1994 2,6 29,8 52,9

1998 2,8 32,0 36,1 52,7

2004 2,5 24,6 23,9 53,1

2009 2,7 24,0 22,3 50,1

2014 2,3 11,6 19,2 63,0

Домашние хозяйства, имеющие занятых трудоспособного возраста

1994 3,4 58,5 24,9

1998 3,3 57,9 12,3 24,3

2004 3,3 48,3 8,4 26,4

2009 3,3 44,3 7,6 30,9

2014 3,2 44,7 5,4 32,0

Интересно сравнить полученные значения индивидуального и семейного уровней незанятости с оценками по другим странам. Российские показатели незанятости достаточно сложно сопоставлять с зарубежными из-за различий в определении границ трудоспособного возраста. В международных стандартах статистики трудоспособный возраст определяется как интервал от 15 до 64 лет для обоих полов, в российских стандартах -от 16 до 54 лет для женщин и от 16 до 59 лет для мужчин. Чтобы обеспечить сопоставимость, мы рассчитали по РМЭЗ ВШЭ долю незанятых среди населения в возрасте 15-64 лет. Это индивидуальный уровень незанятости. Дополнительный охват лиц пенсионного возраста, в котором происходит резкое снижение экономической активности, естественно ведет к повышению показателя, но это повышение не является столь уж значительным. Ранний официальный срок выхода на пенсию предопределяет достаточно высокий уровень занятости и в первые годы после назначения пенсии. Многие пенсионеры, особенно в последние годы, продолжают работать после достижения пенсионного возраста, а уход с рынка труда происходит довольно плавно. В результате по показателю незанятости Россия оказывается в группе стран с достаточно низкими значениями этого индекса, такими как США, Великобритания, Австралия, Австрия, Финляндия (рис. 5). Рассчитанный нами уровень индивидуальной незанятости для 2014 г. составил для России 30,6%, тогда

как средний показатель по странам ЕС равнялся 35,2%, а по странам ОЭСР - 34,3%10. Самое низкое значение уровня незанятости в 2014 г. было зафиксировано в Исландии (17,1%), самое высокое в Греции - 50,6%. Из стран с транзитивной экономикой, входящих в ОЭСР, близкие значения имеют Чехия (31,0%) и Эстония (30,4%). Значительно выше уровень индивидуальной незанятости в Словакии (39%), Польше (38,3%), Венгрии (38,2%) и Словении (36,1%).

55 -I

20 Н-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014

---Греция О-Венгрия — - - — Польша

-1-Великобритания......США -Ж-ЕС

-Россия

Рис. 5. Уровень незанятости, население в возрасте 15-64 лет, % Источник: Россия - расчеты автора по РМЭЗ ВШЭ. Остальные страны - OECD.Stat.

ОЭСР также публикует данные о доле взрослых, проживающих в домашних хозяйствах, не имеющих занятых. При расчете этого показателя из выборки домашних хозяйств исключаются домашние хозяйства, состоящие только из студентов и экономически неактивных лиц в возрасте 65 лет и старше. А сам показатель незанятости представляет собой долю взрослых в возрасте 15-74 лет, проживающих в домашних хозяйствах, в которых нет ни одного занятого11. Для получения сопоставимых оценок мы рассчитали данный показатель семейной незанятости по РМЭЗ ВШЭ в соответствии с методологией, используемой ОЭСР.

Результаты расчетов для 2007 и 2012 гг. представлены на рис. 6. В 2007 г. Россия характеризовалась очень низкой долей людей, проживающих в домашних хозяйствах, не имеющих занятых. Однако в 2007 г. мы видим и другие страны с близкими и более низкими значениями данного показателя - это Эстония, Латвия, Португалия, Испания. Далее динамика показателей расходится. Между 2007 и 2012 гг. в большинстве стран произошло значительное повышение доли людей, проживающих в домашних хозяйствах, которые «отлучены» от рынка труда. В России наблюдался минимальный рост этого пока-

10 Рассчитано на основе данных об уровне занятости из OECD.Stat.

11 См.: [OECD, 2014, р. 23, fig. 1.5]. D01:10.1787/soc_glance-2014-graph5-en

зателя - с 8,0 до 8,1%. В результате в 2012 г. Россия оказалась абсолютным «рекордсменом» по интеграции домашних хозяйств в занятость. Конечно, эти показатели ничего не говорят о качестве занятости, размерах вознаграждения и т.п., но все же свидетельствуют о низком уровне неравенства с точки зрения доступа к занятости.

20

15

10

2012

♦ 2007

я>> ^ V/ ^ * ^v^v/ ^

Рис. 6. Доля взрослых (15-74 лет), которые проживают в домашних хозяйствах, не имеющих занятых, %

Источники: Россия - расчеты автора по РМЭЗ ВШЭ. Остальные страны - [OECD, 2014, р. 23].

Столь хорошие результаты России на фоне других стран могут быть связаны с целым рядом факторов. Во-первых, низкие пособия по безработице и низкие уровни пенсий и других социальных пособий, а также отсутствие сбережений не позволяют индивидам оставаться без работы длительное время. Угроза бедности заставляет браться за любое мало-мальски подходящее предложение работы. Во-вторых, в России имеется достаточно большой сегмент нерегулярной и неформальной занятости, который дает возможность занятости тем, кто не готов работать полный рабочий день и на постоянной основе. В-третьих, многие россияне продолжают жить в сравнительно крупных по размеру многопоколенных домашних хозяйствах, и трудоустройство одного человека «решает» проблему интеграции домашнего хозяйства в занятость для большего числа человек. Наконец, низкая продолжительность жизни в России сдвигает демографическую структуру населения в сторону более молодых возрастов и «обеспечивает» сравнительно низкую долю лиц самых старших и наименее экономически активных возрастов.

5. Показатели неравенства

В таблице 2 представлены расчеты показателей незанятости и поляризации для 1994, 1998, 2004, 2009 и 2014 гг. Это начало, середина и конец рассматриваемого периода, а также годы максимального влияния экономических кризисов. Динамика для остальных лет показана на рис. 7. В столбце (1) даются фактические значения индивидуального

5

0

уровня незанятости; в столбце (2) - фактические значения семейного уровня незанятости (доля домашних хозяйств, не имеющих занятых в трудоспособном возрасте). В столбце (3) представлены расчетные значения семейного уровня незанятости по уравнению (2). Напомним, что эти контрфактические расчеты исходят из предпосылки о том, что занятые индивиды распределяются между домашними хозяйствами случайным образом (при заданном индивидуальном уровне незанятости). В последних трех столбцах табл. 2 приводятся значения индексов поляризации.

Таблица 2.

Показатели незанятости и поляризации

Годы Индивидуальный уровень незанятости, % Доля д/х, не имеющих занятых, % Абсолютная поляризация, % Относительная поляризация Стандартизированная поляризация

фактическая расчетная

(1) (2) (3) (2)-(3) (2)/(3) [(2)-(3)]/ (1)х100

1994 24,1 9,5 9,4 0,1 1,01 0,46

1998 30,3 12,6 13,1 -0,5 0,96 -1,72

2004 27,6 10,0 11,5 -1,5 0,87 -5,39

2009 25,9 10,7 10,7 -0,1 0,99 -0,28

2014 24,8 10,1 10,9 -0,8 0,93 -3,23

Изменения

1994-2014 0,7 0,6 1,5 -0,9 -0,09 -3,69

1994-1998 6,1 3,1 3,7 -0,6 -0,05 -2,19

1998-2004 -2,6 -2,5 -1,6 -1,0 -0,09 -3,66

2004-2009 -1,7 0,6 -0,8 1,4 0,12 5,10

2009-2014 -1,1 -0,6 0,2 -0,7 -0,07 -2,94

Как мы видим, значения индекса поляризации отрицательны либо очень близки к нулю для всех лет. Это означает, что занятость распределена между российскими домашними хозяйствами более (!) равномерно, чем если бы распределение происходило случайным образом. В результате в России оказывается меньше домашних хозяйств, не имеющих занятых, чем было бы при случайном распределении занятых между домашними хозяйствами. Динамика поляризации имеет четко выраженный контрциклический характер: она увеличивается в кризисные годы и снижается в благоприятные периоды. Особенно четко циклический характер поляризации прослеживается в стандартизированном показателе, который учитывает циклические изменения в индивидуальном уровне незанятости.

15 -I

-10 J

<^<^<^<^<^<^0000000000 <^<^<^<^<^<^0000000000

-Фактический уровень незанятости

......Расчетный уровень незанятости

-*-Абсолютная поляризация

О Стандартизированная поляризация

Рис. 7. Показатели незанятости на семейном уровне и поляризации, % Источники: расчеты автора по РМЭЗ ВШЭ.

В отрицательных значениях индекса поляризации нет ничего уникального. По расчетам [Gregg et al., 2009], отрицательная и нулевая поляризация наблюдались в течение длительного времени и во многих развитых странах, например, в Испании, Германии, США. Причем в Испании и Германии поляризация оставалась отрицательной на протяжении всего периода с 1977 по 2005 гг., хотя во всех перечисленных странах (а также в Великобритании и Австралии) произошел рост поляризации. Авторы работы [Gregg et al., 2010] указывают, что отрицательные коэффициенты поляризации хорошо согласуются с традиционным гендерным разделением труда, когда многие замужние женщины уходят с рынка труда после рождения детей и играют роль «дополнительного» работника в кризисные периоды. В результате складывается ситуация с высоким уровнем занятости в семьях с одним взрослым и высокой долей семей смешанного типа среди домашних хозяйств с двумя взрослыми. При этом чрезвычайно мала доля семей с двумя и более взрослыми, в которых заняты все трудоспособные члены. Для России с высоким уровнем занятости среди замужних женщин это объяснение кажется малоправдоподобным, и причины отрицательной поляризации нуждаются в детальном исследовании.

В таблице 3 показатель семейной незанятости представлен в разбивке по типам домашних хозяйств в зависимости от количества трудоспособных членов. Самый высокий уровень семейной незанятости наблюдается в тех домашних хозяйствах, где есть только один взрослый в трудоспособном возрасте. Вероятность попадания семьи в незанятость снижается по мере увеличения количества потенциальных работников. Схожая тенденция наблюдается во всех странах. Уровень незанятости в домашних хозяйствах с одним взрослым вполне «вписывается» в тот интервал, наблюдаемый в развитых странах. Они очень близки к оценкам по Германии и США [Gregg et al., 2010].

Заметим, однако, что уровень незанятости в более крупных домашних хозяйствах значительно активнее реагирует на макроэкономические шоки. Это отражает меньшую устойчивость занятости дополнительных работников. При этом для России характерен очень низкий уровень незанятости в домашних хозяйствах с двумя и более членами в

О '—CN ^t"

01 01 01 01 01

(N (N (N (N (N

трудоспособном возрасте. Например, в развитых странах доля домашних хозяйств с двумя взрослыми, не имеющих занятых, составляла 6-15% в середине 1990-х годов и 6-8,5% в середине 2000-х годов [Gregg et al., 2010]. По нашим расчетам, в России эта доля колебалась в диапазоне от 3,2 до 6,8%.

Таблица 3.

Показатели незанятости в зависимости от количества трудоспособных членов, %

Годы 1 взрослый в трудоспособном возрасте 2 взрослых в трудоспособном возрасте 3 взрослых в трудоспособном возрасте 4 и более взрослых в трудоспособном возрасте

д/х, не имеющие занятых доля среди всех д/х д/х, не имеющие занятых доля среди всех д/х д/х, не имеющие занятых доля среди всех д/х д/х, не имеющие занятых доля среди всех д/х

1994 27,6 25,5 3,9 51,2 2,5 17,6 0,5 5,7

1998 30,4 27,1 6,8 47,4 4,0 18,0 5,0 7,5

2004 26,8 28,1 5,1 43,5 0,9 18,4 1,0 9,9

2009 24,7 29,5 5,7 40,4 2,8 20,2 5,2 9,9

2014 26,3 32,2 3,2 42,6 1,5 17,8 0,4 7,5

Россия имеет существенные отличия от развитых стран (срав. [Gregg et al., 2010]) в демографических характеристиках домашних хозяйств. Очень высока доля домашних хозяйств, имеющих трех и более членов трудоспособного возраста. В 2000-2010 гг. их доля составляла около 30%, в остальные годы - 23-25%. Из развитых стран аналогичные показатели в 1990-2000-е годы имела только Испания. Причина такого положения состоит в более позднем уходе повзрослевших детей из родительских семей, что особенно ярко проявилось в 2000-е годы, когда в трудоспособный возраст вошли многочисленные когорты бейби-бумеров, родившихся во второй половине 1980-х годов. Расширение охвата молодежи высшим образованием и кризис 1998 г. также тормозили уход из родительского дома.

Таблица 3 указывает также на важные демографические сдвиги в структуре российских семей. За рассматриваемые 20 лет заметно выросла доля домашних хозяйств с одним взрослым. Этот рост произошел, прежде всего, за счет сокращения доли домашних хозяйств с двумя взрослыми членами. Этот демографический сдвиг сам по себе должен был привести к росту общего уровня семейной незанятости, поскольку именно для домашних хозяйств с одним взрослым характерен самый высокий уровень незанятости. Но ни в табл. 1, ни на рис. 2 мы не видим этого роста. Однако очевидно, что динамика семейного уровня незанятости находится под влиянием сложной связки событий, происходящих на рынке труда и в демографической сфере. Для выявления влияния этих факторов в следующем разделе проводится декомпозиция изменений в уровне семейной незанятости.

6. Результаты декомпозиции

Теперь перейдем к более формальному анализу динамики семейного уровня незанятости. В табл. 4 представлена декомпозиция изменений уровня незанятости с использованием уравнения (5). Этот метод позволяет выделить изменения, связанные с демографическими сдвигами, (столбец 4), изменениями в индивидуальном уровне незанятости (столбец 3) и изменениями в уровне поляризации за счет межгрупповых и внутри-групповых изменений. Мы рассмотрим изменения в целом за весь 20-летний период и по четырем подпериодам.

Таблица 4.

Декомпозиция изменений в семейном уровне незанятости

Период

Фактическое изменение

Расчетное изменение

В том числе за счет

изменений в инди-видуаль-

ном уровне незанятости

демографических сдвигов

Изменение в уровне поляризации

В том числе

между группами до-мохо-зяйств

внутри групп домохозяйств

в том числе

1

взрос-

2

взрос-

взрослых

4+ взрос-

19942014

19941998

0,6 1,5 0,3 1,1 -0,9 0,4 -1,2 -0,5 -0,5 -0,2 0,0

3,1 3,7 3,6 0,2 -0,6 0,2 -0,9 -0,9 -0,2 0,0 0,3

19982004

20042009

20092014

-2,5 -1,6 -1,4 0,0 -1,0 0,1 -1,3 -0,4 -0,1 -0,5 -0,3

0,6 -0,8 -0,8 0,2 1,4 0,0 1,3 -0,2 0,6 0,4 0,4

-0,6 0,2 -1,1 0,8 -0,7 -0,1 -0,1 1,1 -0,6 -0,2 -0,4

всего

3

лых

лых

Примечание: графа (1) = (2) + (5). Графа (2) = (3) + (4). Графа (5) = (6) + (7). Графа (7) = (8) + (9) + (10) + (11).

В целом за 20 лет изменение семейного уровня незанятости было крайне незначительным: доля домашних хозяйств, не имеющих занятых, увеличилась всего на 0,6 п.п. (с 9,5 до 10,1%). Однако декомпозиция показывает, что постоянство показателя маскирует очень важные процессы, которые носили разнонаправленный характер и компенсировали друг друга.

Уровень семейной незанятости подталкивался вверх двумя группами факторов: демографией и ростом незанятости на индивидуальном уровне. Ключевую роль играли демографические изменения - это увеличение доли домашних хозяйств более мелкого

размера (из дескриптивного анализа мы видели, что это семьи с одним взрослым). За 20 лет демографические сдвиги добавили 1,1 п.п. к уровню семейной незанятости. При этом большая часть прироста пришлась на последние годы - период с 2009 по 2014 гг. До 2009 г. демография имела очень скромное влияние. Впрочем, общий эффект демографических сдвигов еще больше - они оказали воздействие на семейный уровень незанятости еще через один канал - через поляризацию занятости, о чем пойдет речь далее.

Второй повышающий фактор - рост индивидуального уровня незанятости, который, по данным РМЭЗ ВШЭ, за рассматриваемый период вырос на 0,7 п.п., что отразилось на росте уровня семейной незанятости на 0,3 п.п. Как показывают изменения по под-периодам в столбце (3) табл. 4, это наиболее чувствительный к экономической конъюнктуре компонент. Именно он отвечает за резкий взлет уровня семейной незанятости в 1998 г. и его снижение по мере активизации экономического роста. В данных РМЭЗ ВШЭ мы не видим роста уровня индивидуальной незанятости в кризис 2008-2009 гг., поэтому и скачка семейной незанятости в подпериод с 2004 по 2009 гг. также не наблюдается.

В противоположную сторону, т.е. на сокращение уровня семейной незанятости, работал фактор поляризации - за счет снижения поляризации занятости между домашними хозяйствами уровень семейной незанятости снизился на 0,9 п.п. (см. столбец (5) в табл. 4). При этом снижение уровня поляризации наблюдалось во все подпериоды, кроме 20042009 гг., когда поляризация выросла. Столбцы (6) и (7) в табл. 4 показывают, за счет чего изменялась поляризация. Несмотря на то, что общий эффект поляризации отрицателен, демографические факторы работали в сторону увеличения поляризации: структура домашних хозяйств смещалась в сторону домашних хозяйств с более высоким уровнем поляризации. В то же время внутри каждого типа домашних хозяйств происходило снижение поляризации. При этом устойчивая отрицательная поляризация наблюдалась только в домашних хозяйствах с двумя трудоспособными взрослыми. В семьях этого типа фактический уровень семейной незанятости постоянно ниже прогнозного. Данное наблюдение связано с чрезвычайно высокой распространенностью обоих партнеров в семейных парах. В остальных типах домашних хозяйств ситуация более волатильна, особенно чувствительна к макроэкономическим шокам поляризация в домашних хозяйствах с одним трудоспособным взрослым.

Наибольший вклад в снижение поляризации внесли домашние хозяйства с одним и двумя трудоспособными взрослыми. При этом в домашних хозяйствах с одним взрослым поляризация снижалась быстрыми темпами в 1994-2000 гг., потом замедлилась и сменила знак. В 2009-2014 гг. произошел резкий рост поляризации в домашних хозяйствах с одним взрослым, несмотря на это, в целом за 20-летний период эффект этого типа домашних хозяйств оставался отрицательным. Отметим, что внутригрупповой компонент поляризации (столбец (7) табл. 4) не отличается постоянством динамики. Мы видим отрицательный знак для 1994-2004 гг., затем резкий рост внутригрупповой поляризации в 2004-2009 гг. за счет крупных домашних хозяйств, наконец, в 2009-2014 гг. весь прирост поляризации в крупных домашних хозяйствах «отыгрывается» назад, зато увеличивает поляризации в домашних хозяйствах с одним взрослым.

7. Условная поляризация

Все предшествующие расчеты исходили из предпосылки, что ожидаемый уровень незанятости одинаков для всех членов семьи независимо от их индивидуальных харак-

теристик. В этом разделе мы несколько усложним анализ и снимем это допущение, чтобы посмотреть, каким образом ожидаемый уровень семейной незанятости зависит от состава домашних хозяйств.

Мы будем рассчитывать ожидаемый уровень незанятости для каждого трудоспособного члена домашнего хозяйства как средний по той группе, к которой он (а) принадлежит. Группы выделяются по четырем вариантам:

1) пол;

2) регион проживания (на уровне федеральных округов);

3) пересечение возраста (три группы: 16-24 года, 25-44 года, 45 и более лет) и уровня образования (4 группы: незаконченное среднее, полное среднее, среднее специальное, высшее);

4) пересечение всех перечисленных выше переменных.

Далее для каждого домашнего хозяйства по формуле (6) рассчитывался свой контрфактический уровень незанятости в зависимости от ожидаемого уровня незанятости каждого из его членов. Условный семейный уровень незанятости по всей стране рассчитывался как средневзвешенное из уровней незанятости по всем домашним хозяйствам. В табл. 5 представлены результаты значений условных показателей семейной незанятости для разных наборов учета индивидуальных характеристик.

Таблица 5.

Условный семейный уровень незанятости

Годы Фактический Безусловный Условный, с учетом

пола региона возраста и образования пола, региона, возраста, образования

1994 9,5 9,4 9,5 9,4 8,0 8,0

1998 12,6 13,1 13,1 12,9 11,1 11,1

2004 10,0 11,5 11,7 11,3 9,5 9,5

2009 10,7 10,7 10,8 10,5 8,9 8,8

2014 10,1 10,9 10,9 10,8 9,2 9,1

Изменения

1994-

2014 0,6 1,5 1,5 1,4 1,2 1,1

1994-

1998 3,1 3,7 3,7 3,6 3,2 3,1

1998-

2004 -2,5 -1,6 -1,5 -1,6 -1,6 -1,6

2004-

2009 0,6 -0,8 -0,8 -0,9 -0,6 -0,7

2009-

2014 -0,6 0,2 0,1 0,3 0,3 0,3

Мы видим, что учет гендерных и региональных различий мало влияет на оценку контрфактического уровня незанятости, а следовательно, и на показатели поляризации. Рассчитанные с учетом пола и региона условные уровни незанятости очень близки к безусловным оценкам. Таким образом, эти характеристики не объясняют расхождения между фактической и контрфактической незанятостью. Заметим, что использование более детализированной группировки по регионам (на уровне субъектов РФ) дает схожие результаты. Возможно, более высокий уровень индивидуальной незанятости в регионах с напряженной ситуацией на рынке труда «компенсируется» проживанием в более крупных домашних хозяйствах. Кроме того, следует признать, что в выборке РМЭЗ ВШЭ отсутствуют наиболее проблемные регионы с традиционно высокими уровнями безработицы и незанятости, такие как Ингушетия или Дагестан.

В то же время контрфактический уровень семейной незанятости был бы существенно ниже, если бы для всех членов семьи вероятность незанятости соответствовала средней по их образовательно-возрастной группе. Динамика условной незанятости при учете возраста и образования находится под влиянием двух групп факторов: незанятости внутри каждой из образовательно-возрастных групп и экономических и демографических факторов, определяющих доли каждой из групп (см. табл. 6). Уровень незанятости внутри образовательно-возрастных групп, безусловно, находится прежде всего под влиянием общих макроэкономических факторов. Однако есть и некоторые специфические факторы. В первую очередь, можно выделить значительный рост незанятости среди молодежи, который связан с продолжением образования в вузах и более поздним выходом на рынок труда. По нашим оценкам, с 1994 г. по 2014 г. уровень незанятости в группе 16-24 лет вырос на 8 п.п. с 50 до 58%. В других возрастных группах не наблюдалось заметного роста или сокращения незанятости. Стремление молодежи к продолжению образования объясняет и наблюдаемый рост незанятости среди населения с незаконченным средним и полным средним образованием.

Таблица 6.

Изменение среднего уровня незанятости по образовательно-возрастным подгруппам

Средний уровень незанятости Доля в численности трудоспособного населения

1994 г. 2014 г. изменение 1994 г. 2014 г. изменение

16-24 года

незаконченное среднее 65,8 82,3 16,5 5,8 6,7 0,9

полное среднее 51,2 60,4 9,1 12,8 8,6 -4,2

среднее специальное 25,2 26,1 0,9 3,8 2,9 -0,8

высшее 32,8 19,0 -13,8 1,4 2,5 1,1

25-44 года

незаконченное среднее 23,8 25,2 1,4 5,1 6,3 1,2

полное среднее 15,1 18,2 3,0 22,8 16,0 -6,9

среднее специальное 14,3 11,1 -3,2 12,8 11,1 -1,7

высшее 9,9 7,1 -2,8 11,7 16,5 4,8

Окончание табл. 6.

Средний уровень незанятости Доля в численности трудоспособного населения

1994 г. 2014 г. изменение 1994 г. 2014 г. изменение

45 лет и более

незаконченное среднее 30,3 32,2 2,0 7,9 2,7 -5,3

полное среднее 14,4 23,7 9,3 6,1 12,6 6,4

среднее специальное 16,8 18,4 1,6 4,7 7,8 3,1

высшее 12,9 12,3 -0,6 5,1 6,4 1,3

Справочно: все население в трудоспособном возрасте 24,1 24,8 0,7

Изменения в возрастной структуре населения в целом не благоприятствовали снижению уровня незанятости. С одной стороны, с 1994 по 2014 гг. выросла доля населения в возрасте 45 лет и старше, которая характеризуется более низким уровнем незанятости, чем трудоспособное население в целом. С другой стороны, отчасти этот рост произошел за счет сокращения доли населения в средних возрастах, где уровень незанятости минимален. Поэтому сокращение доли населения в возрастной группе с высоким уровнем незанятости (16-24 года) не имело серьезного влияния на общий уровень незанятости.

Расширение охвата населения третичным - особенно высшим - образованием являлось мощным драйвером сокращения незанятости. На протяжении всего периода обладатели вузовских дипломов имели самый низкий уровень незанятости. Более того, конъюнктура рынка труда способствовала улучшению их относительного положения: с 1994 г. по 2014 г. уровень незанятости среди населения с высшим образованием сократился на 3 п.п. с 13 до 10%. Вкупе с ростом доли населения с высшим образованием с 18 до 25% рост спроса на работников с высоким уровнем образования внес существенный вклад в снижение условного семейного уровня незанятости.

Условный уровень семейной незанятости, учитывающий образование и возраст, оказывается не только ниже безусловного контрфактического уровня неравенства, но и ниже фактического уровня. Показатели абсолютной поляризации, рассчитанные с использованием этого условного уровня незанятости, меняют знак, изменяясь в промежутке от 0 до 1,5 п.п. Другими словами, учет возраста и образования ведет к усилению неравенства в распределении занятости: фактическое распределение занятости между домашними хозяйствами оказывается менее равномерным, чем случайное распределение, если мы учтем различия в составе семей по возрасту и уровню образования. Различия между домашними хозяйствами по этим характеристикам усиливают поляризацию в среднем на 1,7 п.п. по сравнению с оценками, базирующимися на безусловных показателях. Таким образом, расширение доступности высшего образования привело к усилению разрыва в уровне незанятости между домашними хозяйствами, имеющими и не имеющими в своем составе лиц с высшим образованием.

8. Заключение

В этой работе мы ставили перед собой задачу проследить, как незанятость на уровне отдельного человека трансформируется в незанятость на уровне домашних хозяйств. Между этими показателями не существует прямой зависимости, потому что незанятые индивиды могут проживать в семьях, где есть другие занятые члены. Как следствие, тренды в показателях незанятости, измеренных на индивидуальном уровне и уровне домашних хозяйств, могут не совпадать. Настоящая статья является первой работой, в которой приводятся расчеты по показателям незанятости на семейном уровне по российским данным.

Согласно нашим оценкам, российский рынок труда характеризуется низким уровнем семейной незанятости. Около 6-7% индивидов трудоспособного возраста живут в домашних хозяйствах, где нет других занятых. В кризис этот показатель возрастал до 89%. Это небольшой процент, однако каждый четвертый незанятый проживает в домашних хозяйствах, где нет других занятых, а в кризисные годы доля таковых увеличивалась до трети всех незанятых. Для большинства из них источником доходов служат доходы, прежде всего пенсии, членов семьи старше трудоспособного возраста. При этом крайне невелика доля «незанятых» домашних хозяйств, члены которых заинтересованы в активном поиске работы и возвращении на рынок труда. В 2014 г. лишь в каждой пятой семье, не имеющей занятых, хотя бы один человек искал работу и готов был к ней приступить.

В целом, наши результаты свидетельствуют о низком уровне неравенства между домашними хозяйствами с точки зрения доступа к занятости. В действительности, занятость распределена между домашними хозяйствами более (!) равномерно, чем если бы распределение происходило случайным образом (при заданном уровне занятости на индивидуальном уровне). Мы связываем низкие показатели поляризации с низким уровнем пособий по безработице, которые не позволяют индивидам оставаться без работы длительное время, широкой распространенностью неформальной занятости и сохранением традиции проживания в сравнительно крупных, нередко многопоколенных, семьях. Вместе с тем ряд факторов действовал и в направлении усиления поляризации. Основным драйвером такого роста являлись демографические изменения, выразившиеся в сокращении размеров домашних хозяйств, прежде всего, росте числа семей с одним взрослым трудоспособного возраста. Усилению поляризации способствовало и расширение доступности высшего образования, которое привело к усилению разрыва в уровне незанятости между домашними хозяйствами, имеющими и не имеющими в своем составе лиц с высшим образованием.

* * *

СПИСОК ЛИТЕРА ТУРЫ

Абанокова К.Р. Изменения в структуре российских домохозяйств в 1994-2013 гг. (статистический анализ) // Демографическое обозрение. 2015. № 1. С. 125-147.

Гимпельсон В.Е., Капелюшников Р.И. «Поляризация» или «улучшение»? Эволюция структуры рабочих мест в России в 2000-е годы // Вопросы экономики. 2015. № 7. С. 87-119.

Abanokova K., Lokshin M. Changes in Household Composition As a Shock-mitigating Strategy // Economics of Transition. 2015. Vol. 23. Р. 371-388.

Autor D., Levy F., Murnane R. The Skill Content of Recent Technological Change: An Empirical Exploration // Quarterly Journal of Economics. 2003. Vol. 118. Р. 1279-1334.

Blundell R., Chiappori P.A., Magnac T., Meghir C. Collective Labour Supply: Heterogeneity and Non-participation // Review of Economic Studies. 2007. Vol. 74. Р. 417-445.

Callister P., Singley S. Polarisation of Employment, 1986-2002: New Zealand in the International Context. Ministry of Social Development. Working Paper 06/04. 2004.

Chiappori P. Rational Household Labor Supply // Econometrica. 1988. Vol. 56. Р. 63-90.

Chiappori P. Collective Labor Supply and Welfare // Journal of Political Economy. 1992. Vol. 100. Р. 437-467.

Donni O. Collective Household Labor Supply: Nonparticipation and Income Taxation // Journal of Public Economics. 2003. Vol. 87. Р. 1179-1198.

Gregg P., Scutella R., Wadsworth J. Reconciling Workless Measures at the Individual and Household Level. Theory and Evidence from the United States, Britain, Germany, Spain and Australia // Journal of Population Economics. 2010. Vol. 23. Р. 139-167.

Gregg P., Wadsworth J. More Work in Fewer Households? // New Inequalities (ed. J. Hills). Cambridge: Cambridge University Press, 1996.

Gregg P., Wadsworth J. It Takes Two: Employment Polarisation in the OECD: Discussion Paper № 304, Centre for Economic Performance. London, 1998.

Gregg P., Wadsworth J. Two Sides to Every Story: Measuring the Polarization and Inequality in the Distribution of Work? // Journal of the Royal Statistical Society. 2008. Vol. 171. Р. 857-875.

Lehmann H., Wadsworth J. New Jobs, Worklessness and Households in Poland // European Economic Review. 1997. Vol. 41. Р. 915-923.

NickellS. Poverty and Worklessness in Britain // Economic Journal. 2004. 114. Р. 1-25.

OECD. OECD Employment Outlook - 2001. Paris: OECD Publishing, 2001.

OECD. Society at a Glance 2014: OECD Social Indicators. Paris: OECD Publishing, 2014.

Inequality in the Distribution of Work between Russian Households

Lukiyanova Anna

National Research University Higher School of Economics, 20, Myasniskaya st., Moscow, 101000, Russian Federation.

E-mail: alukyanova@hse.ru

The paper studies the evolution of inequality in the distribution of work between Russian households using data from RLMS HSE for 1994-2014. Following [Gregg, Wadsworth, 2008], I estimate disparities between individual and household-based measures of joblessness and compare actual household workless rates with counterfactuals based on a random distribution of work. My findings show that the Russian labor market is characterized by low extent of inequality between households in access to employment. There are fewer workless house-

holds than expected if employment were randomly allocated. Only 6-7 percent of working-age adults live in workless households. The workless household rate remained at approximately 10 percent for the whole period. Cyclical fluctuations are less pronounced for the household-based workless rates than for individual-based rates suggesting that households have internal resources to cope with macroeconomic shocks. Low inequality in distribution of work is explained largely by persistently high level of employment in two-adult households: the common pattern is that both adults work in such households and this household type makes up the largest share of households. The actual workless household rate hardly changed over the period, which masks various offsetting forces. Changes in the household structure (growing share of single-adult households) and labor market developments (increase in the individual workless rate) contributed to the rise of the predicted workless rate. This rise was offset by a falling polarization of work across Russian households. Expansion of higher education contributed to the concentration of employment in the better-educated households.

Key words: inequality; polarization; joblessness; distribution of work; family labor supply. JEL Classification: J19, J21, J60.

* * *

References

Abanokova K.R. (2015) Izmeneniya v strukture rossijskih domohozyajstv v 1994-2013 gg. (sta-tisticheskij analiz) [Changes in the Structure of Russian Households over 1994-2013. (Statistical Analysis)]. Demograficheskoe obozrenie, 1, pp. 125-147.

Gimpelson V.E., Kapelyushnikov R.I. (2015) «Polyarizaciya» ili «uluchshenie»? Evolyuciya struk-tury rabochih mest v Rossii v 2000-e gody [Polarization or Upgrading? Evolution of Employment in Transitional Russia]. Voprosy ekonomiki, 7, pp. 87-119.

Abanokova K., Lokshin M. (2015) Changes in Household Composition As a Shock-mitigating Strategy. Economics of Transition, 23, pp. 371-388.

Autor D., Levy F., Murnane R. (2003) The Skill Content of Recent Technological Change: An Empirical Exploration. Quarterly Journal of Economics, 118, pp. 1279-1334.

Blundell R., Chiappori P.A., Magnac T., Meghir C. (2007) Collective Labour Supply: Heterogeneity and Non-participation. Review of Economic Studies, 74, pp. 417-445.

Callister P., Singley S. (2004) Polarisation of Employment, 1986-2002: New Zealand in the International Context. Ministry of Social Development. Working paper 06/04.

Chiappori P. (1988) Rational Household Labor Supply. Econometrica, 56, pp. 63-90.

Chiappori P. (1992) Collective Labor Supply and Welfare. Journal of Political Economy, 100, pp. 437467.

Donni O. (2003) Collective Household Labor Supply: Nonparticipation and Income Taxation. Journal of Public Economics, 87, pp. 1179-1198.

Gregg P., Scutella R., Wadsworth J. (2010) Reconciling Workless Measures at the Individual and Household Level. Theory and Evidence from the United States, Britain, Germany, Spain and Australia. Journal of Population Economics, 23, pp. 139-167.

Gregg P., Wadsworth J. (1996) More Work in Fewer Households? New Inequalities (ed. J. Hills). Cambridge: Cambridge University Press.

Gregg P., Wadsworth J. (1998) It Takes Two: Employment Polarisation in the OECD. Discussion Paper no 304, Centre for Economic Performance, London.

Gregg P., Wadsworth J. (2008) Two Sides to Every Story: Measuring the Polarization and Inequality in the Distribution of Work? Journal of the Royal Statistical Society, 171, pp. 857-875.

Lehmann H., Wadsworth J. (1997) New Jobs, Worklessness and Households in Poland. European Economic Review, 41, pp. 915-923.

Nickell S. (2004) Poverty and Worklessness in Britain. Economic Journal, 114, pp. 1-25.

OECD (2001) OECD Employment Outlook - 2001. Paris: OECD Publishing.

OECD (2014) Society at a Glance 2014: OECD Social Indicators. Paris: OECD Publishing.