В тени регулирования. Неформальность на российском рынке труда

МРОТ устанавливается централизованно на федеральном уровне и является единым для всех групп работников, независимо от их возраста, профессии, квалификации или сектора. Статья 133 ТК РФ гласит: «Минимальный размер оплаты труда устанавливается одновременно на всей территории Российской Федерации федеральным законом и не может быть ниже величины прожиточного минимума трудоспособного населения»[83].

Такой порядок определения полностью игнорирует региональные различия в производительности и заработной плате. Для того чтобы их учитывать, в Трудовой кодекс была введена новая статья 133.1 (№ 54-ФЗ, вступивший в силу 1 сентября 2007 г.) «Установление размера минимальной заработной платы в субъекте Российской Федерации», которая дала право регионам устанавливать свои собственные МЗП на уровне не ниже федерального МРОТ. Кроме того, порядок определения МРОТ также был видоизменен: если раньше тарифная часть вознаграждения работника должна была быть не ниже МРОТ, теперь это требование стало относиться к совокупному размеру вознаграждения[84].

Региональные МЗП (далее РМЗП) вводятся через заключение специального регионального соглашения. Его разработка и заключение осуществляются трехсторонней комиссией (состоящей из профсоюзов, объединений работодателей и представителей исполнительной власти субъекта федерации) по регулированию социально-трудовых отношений соответствующего субъекта Российской Федерации в порядке, устанавливаемом ст. 47 ТК РФ (этой статьей регулируются не только региональные, но и другие виды соглашений). Согласно этой статье, «проект соглашения разрабатывается в ходе коллективных переговоров». Она достаточно подробно прописывает, что происходит после заключения регионального соглашения. Прежде всего, публикуется полный текст соглашения вместе с предложением присоединиться к нему тем работодателям, которые не участвовали в его заключении. В свою очередь, данные работодатели имеют право в течение 30 дней представить (в уполномоченный орган исполнительной власти субъекта Российской Федерации) письменный отказ от присоединения к данному соглашению. При этом «к указанному отказу должны быть приложены протокол консультаций работодателя с выборным органом первичной профсоюзной организации, объединяющей работников данного работодателя, и предложения по срокам повышения минимальной заработной платы работников до размера, предусмотренного указанным соглашением». Если такой отказ не представляется, то «соглашение считается распространенным на этих работодателей со дня официального опубликования этого предложения и подлежит обязательному исполнению ими». В случае же отказа работодателя присоединиться к региональному соглашению «руководитель уполномоченного органа исполнительной власти субъекта Российской Федерации имеет право пригласить представителей этого работодателя и представителей выборного органа первичной профсоюзной организации, объединяющей работников данного работодателя, для проведения консультаций с участием представителей сторон трехсторонней комиссии по регулированию социально-трудовых отношений соответствующего субъекта Российской Федерации».

Статья 133.1 содержит такое уникальное положение: «копии письменных отказов работодателей от присоединения к региональному соглашению о минимальной заработной плате направляются уполномоченным органом исполнительной власти субъекта Российской Федерации в соответствующий территориальный орган федерального органа исполнительной власти, уполномоченного на осуществление федерального государственного надзора за соблюдением трудового законодательства и иных нормативных правовых актов, содержащих нормы трудового права». Можно предположить, что данное отказное письмо в определенных условиях может стать причиной для административного давления на соответствующий бизнес и значимым фактором риска.

Взаимодействие МЗП и других институтов рынка труда. Минимальная заработная плата взаимодействует с другими институтами рынка труда, которые могут усиливать или ослаблять ее влияние [Boeri, van Ours, 2008]. Часто ее повышение приводит к росту заработных плат не только среди работников, оплачиваемых на уровне МЗП или ниже ее (в тех случаях, когда они сохраняют занятость), но и у работников, находящихся в более высоких сегментах распределения по заработной плате [Neumark et al., 2004]. Наличие таких эффектов «перелива» можно ожидать и в российском случае. Например, в бюджетном секторе первый разряд Единой тарифной сетки (до отмены ETC в конце 2000-х годов) соответствовал МРОТ, поэтому увеличение последнего автоматически сдвигало всю шкалу заработных плат вверх. В свою очередь ETC служила ориентиром для системы оплаты труда на крупных и средних предприятиях [Капелюшников, 2007, гл. 2]. С этим согласуется результат, полученный А. Лукьяновой [Lukiyanova, 2011]: эффект от повышения МЗП в январе 2009 г. наблюдался вплоть до 30-го перцентиля распределения заработных плат в крупных и средних организациях. Это указывает на дополнительный рост издержек работодателей после повышения МЗП в российском случае и может приводить к еще более сильному негативному эффекту на формальную занятость.

Еще один важный институт рынка труда, взаимодействующий с МЗП, это государственная система поддержки безработных. При достаточно щедрых пособиях и/или эффективных активных программах состояние безработицы может оказаться более выгодным для уволенного из формального сектора работника, чем занятость в неформальном секторе. Однако низкий средний коэффициент замещения (соотношение размера пособия по безработице и заработной платы на предыдущем месте работы), крайняя слабость активных программ и значительная разница между фактической и зарегистрированной безработицей указывают на то, что данный институт рынка труда в России вряд ли имеет серьезное значение.

5.4. Описание используемых данных

В данной работе мы исследуем период с января 2001 г. по декабрь 2010 г., в течение которого имели место восемь пересмотров федерального МРОТ и, начиная с сентября 2007 г., множественные повышения РМЗП. Наш анализ использует региональные месячные данные о МРОТ и РМЗП, средней заработной плате и доле неформально занятых.

Данные по региональным МЗП. До сентября 2007 г. МЗП в виде МРОТ устанавливалась на федеральном уровне и была одинакова для всех регионов. Определенная межрегиональная вариация возникала лишь вследствие региональных коэффициентов для северных территорий. Их диапазон составляет от 1,15 (значительная часть Республики Карелия) до 2,0 (например, Чукотский АО). Для регионов, разные районы которых подпадали под действие разных коэффициентов, мы рассчитывали взвешенный региональный коэффициент (весами служили доли населения, проживающего в соответствующих населенных пунктах).

С сентября 2007 г., как мы уже отмечали, регионы получили право устанавливать собственный уровень РМЗП, чем многие воспользовались. К сожалению, эта информация централизованно не собирается, а потому мы формировали базу данных по РМЗП самостоятельно и «вручную». Точкой отсчета послужил мониторинг Федерации независимых профсоюзов России (ФНПР), проводившийся в период с 2007 по 2010 гг.[85] Недостающие данные мы получили на основе детального анализа принятых региональных трехсторонних соглашений, доступных в специализированных базах правовой информации и на официальных сайтах региональных администраций.

Собирая данные о РМЗП, мы принимали во внимание ряд обстоятельств.

Во-первых, мы старались контролировать качество данных. В тех случаях, когда информация об уровне РМЗП в некотором регионе за какой-либо месяц отсутствовала или ее надежность вызывала сомнения, соответствующие регионы отмечались в базе данных как регионы с низким качеством данных по МЗП, и в дальнейшем либо во все регрессии включались соответствующие дамми-индикаторы, либо все регрессии пересчитывались как с учетом, так и без учета таких регионов.

Во-вторых, в ряде регионов РМЗП распространяется не на всех работников, а только на занятых в частном секторе. В таких случаях в государственном секторе обычно применялся уровень МЗП, равный федеральному МРОТ. В разные месяцы рассматриваемого периода такая практика наблюдалась в 8–15 регионах. В нескольких случаях разные уровни РМЗП устанавливались для разных территорий и/или секторов экономики внутри одного региона. Например, в Красноярском крае РМЗП могла варьироваться от примерно 5000 до 8000 руб., а в Алтайском крае существовал свой субминимум для занятых в сельском хозяйстве. Все подобные случаи мы либо контролировали в регрессиях с помощью специальных дамми-индикаторов, либо все регрессии пересчитывались как с учетом, так и без учета таких регионов.

Наконец, в-третьих, в ряде регионов РМЗП привязаны к величине регионального прожиточного минимума (РПМ). В этих случаях региональные трудовые соглашения, устанавливающие уровень РМЗП на ближайшие месяцы, могли предусматривать ее индексацию в зависимости от ежеквартального изменения РПМ. Так как это потенциально усложняет процедуру установления РМЗП и ослабляет ее инфорсмент, мы также контролировали эти случаи, включая в регрессии соответствующие дамми-переменные, либо проверяли устойчивость наших результатов к их исключению.

Ежемесячные данные по номинальной средней заработной плате в регионах доступны из официальной статистики Росстата, основанной на отчетности организаций[86].

Наличие данных о минимальной и средней заработных платах позволяет рассчитать их соотношение, называемое индексом Кейтца (Kaitz index) по имени экономиста, предложившего этот показатель. Он синтезирует в себе всю основную информацию о потенциальном давлении минимума заработной платы на все распределение заработной платы и является стандартной переменной в исследованиях МЗП, использующих временные ряды [Neumark, Wascher, 2008, р. 29].

На рис. П5-1 представлена динамика индекса Кейтца в период с 2001 по 2010 гг. В первый подпериод (до августа 2007 г.) значение индекса Кейтца в целом по России составляло примерно 9–11 %, что значительно ниже, чем в странах ОЭСР [OECD, 2007]. Тем не менее в некоторых российских регионах даже в этот период величина индекса достигала 20–25 %. Во второй подпериод (с сентября 2007 г. по декабрь 2010 г.) индекс Кейтца заметно вырос. В целом по России в начале 2009 г. он достиг 25 %, что соответствует нижней границе значений, характерных для стран ОЭСР. При этом с начала 2009 г. во многих российских регионах индекс Кейтца находился устойчиво выше этой отметки. Правда, после каждого пересмотра МЗП он сразу начинал снижаться из-за постоянного роста средней зарплаты[87].

Данные по неформальной занятости. Для расчета уровня неформальной занятости по регионам мы используем данные ОНПЗ. В своем определении неформально занятых мы полностью следуем подходу, применяемому Росстатом. К ним мы относим всех работников, занятых не на предприятиях (имеющих статус юридического лица). Плюсом такого «расширенного» определения является то, что оно не чувствительно к ошибкам и неответам респондентов на вопросы о размере предприятия, наличии официальной регистрации, уклонениях от налогов, отчислениях в фонды социального страхования и т. д., которые весьма распространены при ответах на вопросы такого рода. Но этот плюс является одновременно и его минусом. Априори не понятно, в какой мере это расширенное определение неформальности сочетается с ее отдельными проявлениями.

Отметим, что данное «расширенное» определение неформальной занятости не тождественно легалистскому определению, имплицитно заложенному в нашу модель влияния МЗП на неформальную занятость, согласно которому неформальной считается занятость, в отношении которой не соблюдается законодательство о МЗП. Вряд ли законодательство о МЗП не соблюдается абсолютно для всех занятых не на предприятиях. Вполне возможно, что есть рабочие места не на предприятиях, где законодательство о МЗП соблюдается. Тогда, используя «расширенное» определение, мы переоцениваем размер неформальной занятости. Однако мы предполагаем, что относительно полное соблюдение МЗП не на предприятиях встречается крайне редко, поэтому такие случаи не будут оказывать значимого влияния на наши результаты.

Тем не менее, согласно легалистскому определению, законодательство о МЗП должно выполняться для всех занятых в формальном секторе. Но на практике это может быть не так. Например, из-за того, что внутри формального сектора может существовать неформальная занятость. Однако, согласно оценкам Росстата на данных ОНПЗ, масштаб такой занятости был небольшой и составлял менее 1 %. Есть также некоторые свидетельства из статистики крупных и средних предприятий о выплате заработной платы ниже федерального МРОТ, но доля таких занятых также не велика и составляла менее 4 % [Lukiyanova, 2011]. Таким образом, эффект повышений МЗП на занятость в формальном секторе может несколько сглаживаться неполным соблюдением законодательства в этом секторе.

Мы рассчитываем три показателя для неформальной занятости. Первый (Неф-1) представляет собой долю работников, имеющих основную работу в неформальном секторе, в процентах от всех занятых. Этот показатель характеризует структуру занятости, степень ее разделения на формальную и неформальную части. Второй (Неф-2) рассчитывается аналогично первому, но дополнительно учитывает также всех имеющих в неформальном секторе и вторую работу. Он позволяет учитывать возможное влияние изменений в МЗП на выбор сектора для второй работы. Третий показатель (Неф-3) представляет собой уровень неформальной занятости – долю работников, имеющих основную работу в неформальном секторе, в процентах от населения в возрасте экономической активности (15–72 лет). В отличие от первого показателя, Неф-1, он не связан напрямую с занятостью в формальном секторе. (Например, при росте формальной занятости показатель Неф-1 автоматически сокращается, но при этом уровень неформальной занятости, Неф-3, может как сокращаться, так и не меняться или даже расти.)

Как отмечалось выше, влияние МЗП на неформальную занятость во многом зависит от ее влияния на формальную, в связи с чем во многих эмпирических исследованиях анализируется влияние МЗП и на формальную занятость. В нашей работе мы также рассчитываем и используем дополнительный показатель – уровень формальной занятости (Форм) – это доля работников, имеющих основную работу в формальном секторе, в процентах от населения в возрасте экономической активности (15–72 лет).

Данные ОНПЗ позволяют рассчитать описанные показатели по состоянию на середину каждого квартала (т. е. за февраль, май, август и ноябрь месяцы) каждого года рассматриваемого периода[88]. Динамика показателей неформальной занятости представлена на рис. П5-2. Мы наблюдаем распространение неформальности в 2001–2009 гг. и некоторое ее снижение в 2010 г. (подробнее см. главу 3)[89]. Описательные статистики по всем используемым переменным представлены в табл. П5-4. Данные подтверждают, что во втором подпериоде, в сравнении с первым периодом, заметно выросли как значения МЗП и индекса Кейтца, так и межрегиональная вариация в этих показателях.

Поскольку ОНПЗ не содержит информации о заработной плате, мы вынуждены пользоваться данными о заработной плате из статистики предприятий и не можем оценить эффект МЗП на уровень и распределение заработков неформально занятых.

5.5. Методология

В существующей литературе можно выделить три основных подхода к оцениванию влияния МЗП на рынок труда. Во-первых, это использование временных рядов агрегированных данных по стране в целом (см.: [Brown et al., 1982]); во-вторых, это панельные данные по регионам (например: [Neumark, Wascher, 1992]); в-третьих, это подход, предполагающий анализ отдельных повышений МЗП (например, [Card, Krueger, 1995]).

В нашем исследовании применяется второй подход, мы следуем методологии, предложенной Д. Ньюмарком и В. Уошером [Newmark, Washer, 1992]. Их работа – одно из первых обстоятельных исследований эффектов МЗП, выполненных на панельных региональных данных. Хотя авторы фокусировали внимание на молодежной занятости, предложенная ими методология применима для идентификации влияния МЗП также и на другие параметры рынка труда, в том числе на неформальность.

Идентификационная стратегия основана на оценивании уравнения следующего вида:

Y_iT = α + β · Kaitz_i,t + γ₁ · Year + γ₂ · Month + α_i + ε_iT, (1)

где i – регион; t – месяц; Т – февраль, май, август или ноябрь (на эти месяцы доступны региональные данные по зависимым переменным); Y – доля неформально занятых от всех занятых в регионе, %; Kaitz – индекс Кейтца, равный отношению МЗП в момент времени t к средней заработной плате в регионе в момент времени t; Year – годовые дамми-переменные, призванные контролировать изменения в экономике, происходящие на национальном уровне; Month – месячные дамми, призванные контролировать сезонность как в неформальной занятости (например, летом доля неформально занятых обычно растет), так и в индексе Кейтца (например, в декабре наблюдается всплеск в данных по средней номинальной заработной плате, что ведет к «провалу» в индексе Кейтца). Отметим, что годовые и месячные дамми вместе позволяют контролировать возможное наличие тренда в переменных; α_i – ненаблюдаемые региональные эффекты; α, β, γ₁ и γ₂ – коэффициенты; ε – ошибки.

Основной интерес для нас представляет коэффициент β. Более высокий индекс Кейтца в регионе ассоциируется с относительно бо́льшими издержками работодателей на труд. Также можно ожидать, что доля работников с производительностью труда ниже уровня МЗП выше в тех регионах, где индекс Кейтца относительно выше[90]. Таким образом, наша ключевая гипотеза состоит в том, что более высокий уровень индекса Кейтца должен приводить к более высокому уровню неформальной занятости.

Позволяет ли оценивание уравнения (1) установить наличие причинно-следственной связи? Здесь мы сталкиваемся с несколькими методологическими проблемами.

Первая проблема заключается в том, что, несмотря на экзогенность федерального МРОТ по отношению к ситуации на конкретных региональных рынках труда[91], его влияние на них связано с величиной средней заработной платы (другими словами, уровнем производительности труда) в соответствующих регионах. Однако сама средняя заработная плата может являться эндогенной по отношению к уровню неформальной занятости. Вторая проблема состоит в том, что более высокая МЗП автоматически приводит к более высокой средней заработной плате, поэтому влияние МЗП на рынок труда недооценивается.

Для того чтобы обойти эти проблемы, мы используем модифицированный индекс Кейтца, который строится как соотношение МЗП в момент времени t к средней заработной плате в регионе в момент времени t – 1[92]. Кроме того, допуская, что ненаблюдаемые региональные факторы могут быть коррелированны с индексом Кейтца, мы включаем в уравнение (1) фиксированные эффекты для регионов. Для того чтобы учесть ненаблюдаемые меняющиеся во времени регионально-специфические шоки спроса и предложения, мы включаем также в уравнение (1) квартальный индекс промышленного производства[93].

Еще одна возможная проблема в оценивании эффекта МЗП на рынок труда связана с ограниченностью доступных данных. Повышение минимальной заработной платы может произойти в любой месяц в течение года, однако обследование ОНПЗ проводилось (до сентября 2009 г.) только четыре раза в год – во второй месяц каждого квартала. Такая структура данных имплицитно закладывает в эконометрическую модель некоторое запаздывание. Мы будем пытаться обнаружить эффект от повышения МЗП только через определенное количество месяцев после того, как оно случилось. Например, в 2001 г. повышение федерального МРОТ произошло в июле, однако ближайшие к этому данные о неформальной занятости относятся к августу того же года.

В период с 2001 по 2006 гг. было шесть случаев повышения федерального МРОТ. Из них в двух случаях данные по зависимым переменным доступны на месяц повышения, что предполагает эффект с лагом 0, 3, 6 и т. д. месяцев. В трех случаях разница между месяцем повышения МРОТ и первыми имеющимися данными составляет один месяц, что предполагает поиск эффекта с лагом 1, 4, 7 и т. д. месяцев. В одном случае разница составляет два месяца, что предполагает поиск эффекта с лагом 2, 5, 8 и т. д. месяцев. Подобные расхождения возникают еще чаще в период после сентября 2007 г., когда регионы могли вводить свои МЗП в любой месяц.

В литературе не сложилось консенсуса о том, в какой момент времени после повышения МЗП следует ожидать наибольший эффект. С одной стороны, например, наличие издержек увольнения и подстройки других факторов производства говорит в пользу отложенного эффекта. С другой стороны, о повышении МЗП обычно объявляется заранее, и работодатели к этому моменту уже могут сократить занятость, что означает опережающий эффект (более полное обсуждение см.: [Neumark, Wascher, 2008, ch. 3, p. 65–67]).

В российском случае ситуация также априори неочевидна. Во-первых, хотя издержки увольнения достаточно высоки, инфорсмент соответствующего законодательства слаб [Gimpelson et al., 2010; Капелюшников, 2011]. Во-вторых, в целом ряде случаев временной интервал между появлением информации о предстоящем повышении МЗП и вступлением повышения в силу был очень короткий. Так, например, решение об увеличении федерального МРОТ в октябре 2003 г. было принято Государственной Думой 17 сентября 2003 г., одобрено Советом Федерации 24 сентября 2003 г., и подписано Президентом 1 октября 2003 г., т. е. вся законодательная «дистанция» была пройдена за две недели. В схожем темпе решение об увеличении МРОТ в январе 2005 г. было принято Государственной Думой 17 декабря 2003 г., одобрено Советом Федерации 24 декабря 2005 г., и подписано Президентом 29 декабря 2005 г.

Вместе с тем в случае двух наиболее значительных повышений МРОТ – в сентябре 2007 г на 110 % и в январе 2009 г. на 90 % – работодатели имели гораздо больше времени для предварительного приспособления. Федеральный закон, вводивший повышение МРОТ с сентября 2007 г., был подписан Президентом 20 апреля 2007 г., а закон, вводивший повышение МРОТ с января 2009 г., был подписан Президентом 24 июня 2008 г. В первом случае работодатели имели четыре полных месяца для предварительной адаптации, а во втором случае – шесть полных месяцев[94]. Отметим также, что с сентября 2007 г. регионы уже могли вводить свои РМЗП и эти повышения были гораздо менее предсказуемы для работодателей. Хотя по закону работодатели могли присоединиться к трехстороннему соглашению, устанавливающему РМЗП, в течение одного месяца после его введения, известны случаи, когда такие нормы вводились «задним числом»[95].

Все это означает, что вопрос о длине временного лага между повышением МЗП и эффектом для занятости является эмпирическим. При оценивании уравнения (1) необходимо тестировать наличие лагов разной длительности, что мы и делаем в данной работе.

Следующим важным элементом нашей эмпирической стратегии является оценивание уравнения (1) как на всем рассматриваемом периоде (с января 2001 г. по декабрь 2010 г.), так и отдельно для периода, когда регионы получили право устанавливать собственные МЗП (сентябрь 2007 г. – декабрь 2010 г). Этот период требует отдельного рассмотрения по целому ряду причин.

Во-первых, как отмечалось выше, вводя собственные МЗП, регионы могут определять и их «покрытие». Например, в ряде регионов собственная МЗП распространяется только на частный сектор, а для бюджетного сектора действует федеральный МРОТ. Во-вторых, некоторые регионы привязывали свои МЗП к величине регионального прожиточного минимума. В-третьих, есть несколько регионов, по которым нам не удалось найти информацию о введении собственных МЗП, и этим регионам мы вменяли федеральный МРОТ. В то же время по некоторым регионам информация о величине МЗП за отдельные месяцы была противоречива. Для контроля всех этих случаев мы вводили в регрессии соответствующие дамми-переменные.

В-четвертых, можно ожидать, что инфорсмент региональных МЗП слабее, чем инфорсмент федерального МРОТ, а слабый инфорсмент может нивелировать влияние МЗП на рынок труда. Из-за отсутствия информации о межрегиональных различиях в инфорсменте МЗП мы не можем скорректировать МЗП с учетом этих различий. Возможный способ представить эффект инфорсмента на МЗП заключается в оценивании уравнения (1) для второго подпериода, в предположении при этом, что регионы не вводили свои МЗП и руководствовались только федеральным МРОТ[96]. Если в обоих случаях величина и значимость эффектов МЗП будут сопоставимы, то это укажет на слабость инфорсмента региональных МЗП.

В-пятых, к введению своих МЗП (выше федерального МРОТ) более склонны те регионы, в которых лучше состояние рынка труда, в том числе ниже уровень неформальной занятости. В этом случае возникает новый источник эндогенности индекса Кейтца в уравнении (1), проистекающий уже не из эндогенности знаменателя (заработной платы), а из эндогенности числителя. Это приводит к возможной недооценке (переоценке) положительного (отрицательного) влияния индекса Кейтца на неформальную занятость во втором подпериоде. Эту проблему мы в определенной мере учитываем, включая в уравнение (1) индекс промышленного производства, доступный нам только с 2007 г.

Еще одна проблема, на которую мы обращаем внимание при оценивании уравнения (1), проистекает из возможной серийной корреляции (автокорреляции) в зависимых переменных и в индексе Кейтца. Если такая корреляция присутствует, но не учитывается при оценивании, то это приводит к занижению оценок стандартных ошибок коэффициентов и, следовательно, к тому, что нулевая гипотеза об отсутствии корреляции между индексом Кейтца и уровнем занятости или безработицы будет отклоняться слишком часто. Следуя имеющимся рекомендациям (например: [Wolfson, 2011]), для учета этой проблемы мы оцениваем стандартные ошибки коэффициентов в уравнении (1) с учетом возможной кластеризации ошибке по регионам.

5.6. Оценки влияния МЗП на занятость в неформальном секторе

Результаты оценивания базового уравнения (1) для трех используемых в работе показателей неформальной занятости и для показателя формальной занятости на всем периоде в целом, а также отдельно для второго подпериода представлены в табл. П5-5. В каждом нечетном столбце приведены оценки коэффициента при индексе Кейтца (и стандартные ошибки), полученные из нескольких разных спецификаций уравнения (1). В каждую спецификацию индекс Кейтца включался только один раз: либо без лага, либо с лагом от одного до пяти месяцев. У более длинных лагов значимое влияние отсутствует. В каждом четном столбце представлены результаты оценивания одной спецификации уравнения (1), в которую одновременно включались индекс Кейтца и его трехмесячный (квартальный) лаг.

Напомним, что мы используем несколько модифицированный индекс Кейтца, который представляет собой отношение МЗП в период t к средней заработной плате в период t — 1, умноженное на 100 %. Например, обозначение Kaitz(-2) соответствует индексу Кейтца, взятому с лагом в два месяца, т. е. это отношение МЗП в период t—2 к средней заработной плате в период t—3, умноженное на 100 %. Доли неформальной занятости выражены также в процентах, поэтому полученные коэффициенты показывают, на сколько процентных пунктов изменится доля неформально занятых при изменении индекса Кейтца на 1 п.п.

На всем периоде нам удалось выявить значимую связь между индексом Кейтца и неформальной занятостью только в спецификации, включающей одновременно нулевой и третий лаги индекса Кейтца. Рост МЗП увеличивает как долю занятых в неформальном секторе (Неф-1), так и уровень неформальной занятости (Неф-3), и при этом сокращает уровень формальной занятости (Форм). Статистическая и экономическая значимость влияния МЗП прослеживаются гораздо более явно в период 2007–2010 гг. Это может быть вполне объяснимо тем, что и сам уровень МЗП по отношению к средней заработной плате, и его повышения в первом периоде были намного меньше, чем во втором.

Согласно полученным оценкам, во втором подпериоде эффект МЗП на показатель Неф-1 можно проследить на второй, третий и четвертый месяцы после повышения. Это говорит о том, что вследствие роста МЗП структура общей занятости меняется в пользу занятости в неформальном секторе. Величина эффекта такова, что рост индекса Кейтца на 10 п.п. увеличивает долю неформально занятых примерно на 0,8 п.п. Данный вывод подтверждается результатом по показателю Неф-2.

Положительное влияние МЗП на уровень занятости в неформальном секторе (Неф-3) также прослеживается на второй, третий и четвертый месяцы после повышения. Величина эффекта такова, что рост индекса Кейтца на 10 п.п. увеличивает уровень занятости в неформальном секторе примерно на 0,5 п.п. Важно отметить, что наблюдается обратное, отрицательное, влияние МЗП на уровень формальной занятости (Форм), статистически и экономически менее значимое.

Для проверки робастности полученных результатов мы выполнили несколько альтернативных серий оценок. Во-первых, была проведена тщательная проверка того, в какой мере описанные выше результаты могут быть чувствительны к аутлайерам (наблюдениям со значениями, выделяющимися из общей массы). Для этого мы использовали несколько альтернативных подходов: цензурирование верхних и нижних 2,5 % наблюдений с наибольшими и наименьшими значениями доли неформально занятых; винзорирование (сплющивание) верхних и нижних 2,5 % наблюдений с наибольшими и наименьшими значениями доли неформально занятых; выявление наблюдений, к исключению которых оценки коэффициентов являются наиболее чувствительными, и последующее исключение таких наблюдений[97]. Все эти манипуляции качественно не изменили полученные результаты и практически не поменяли размер эффекта количественно. Во-вторых, мы проверили, в какой мере полученные результаты являются чувствительными к исключению ряда регионов. В одном случае мы исключили из выборки автономные республики Южного федерального округа. В другом случае были исключены регионы, где применялись северные коэффициенты к заработной плате. Как показывают оценки в табл. П5-6, все эти манипуляции также не изменили полученные результаты качественно и практически не поменяли размер эффекта количественно.

В-третьих, мы заново оценили все наши регрессии для второго подпериода, предполагая, что после сентября 2007 г. регионы не вводили собственные РМЗП. В этом случае источник межрегиональной вариации в МЗП оказывается таким же, как и в первом периоде – это повышения федерального МРОТ, которые, однако, были гораздо существеннее, чем в первом подпериоде. В рамках этого упражнения для всех показателей неформальности оценка коэффициента при индексе Кейтца сократилась, но осталась положительной (см. табл. П5-7). Для уровня формальной занятости оценка коэффициента осталась отрицательной. Однако значимость (на 10-процентном уровне) сохранилась только для показателей Неф-1 и Неф-3. Эти результаты указывают на то, что инфорсмент РМЗП, возможно, осуществляется менее «жестко», но собственный эффект от их введения, отличный от эффекта от повышений федерального МРОТ, все же присутствует.

Наконец, в-четвертых, из-за опасений наличия статистических ошибок в данных по неформальной занятости за 2010 г. (напомним, что в 2010 г. доля неформальной занятости резко отклонилась от сложившегося возрастающего тренда) мы сократили второй период до декабря 2009 г. и повторили все спецификации для этого более короткого периода. Хотя из-за такого ограничения рассматриваемого периода число наблюдений заметно сокращается, как показывает соответствующий столбец табл. П5-7, коэффициенты сохранили свои знаки и значимость.

Итак, согласно нашим оценкам, во втором подпериоде значимое влияние МЗП на неформальную занятость можно проследить на второй, третий и четвертый месяцы после повышения. Величина эффекта такова, что рост индекса Кейтца на 10 п.п. увеличивает долю неформально занятых примерно на 0,8 п.п.[98] Эта величина может показаться относительно небольшой на фоне того, что в рассматриваемый период доля неформально занятых (на основном месте работы), согласно используемым нами данным ОНПЗ, в целом по России находилась в границах 10–18 % от всех занятых. Полученный нами эффект составляет 4–8 % от уровня неформальной занятости. Однако его корректней соотносить не с уровнем неформальной занятости, а с изменениями в этом уровне. В рассматриваемый период среднее (абсолютное) изменение доли неформально занятых в целом по России от квартала к кварталу (без учета сезонности и возможного тренда) составляло 1,5 п.п. Полученный нами эффект составляет более 50 % от этой величины.

В то же время есть основания считать, что полученная оценка является заниженной. Во-первых, вводимый регионами собственный уровень РМЗП во втором подпериоде может являться эндогенным параметром. Следует ожидать, что вводить свои МЗП выше федерального МРОТ будут относительно более благополучные регионы, в частности, регионы с высокими уровнями заработных плат и занятости, низкими уровнями безработицы и неформальной занятости. Смещение оценки коэффициента из-за эндогенности такого рода направлено вниз. Включение индекса промышленного производства может не полностью решать эту проблему, а полный учет этого смещения привел бы к росту оценки коэффициента.

Во-вторых, поскольку о двух самых сильных повышениях МРОТ (на 110 % в сентябре 2007 г. и на 90 % в январе 2009 г.) было известно заранее, работодатели имели возможность начать приспосабливаться к ним еще до непосредственного момента повышения. Таким образом, полученный нами эффект, относящийся к периоду, следующему непосредственно за повышением (ex-post), может неполностью отражать совокупный эффект, который также включает опережающее приспособление (ex-ante)[99].

В-третьих, для расчета индекса Кейтца мы использовали данные о средней заработной плате, основанные на отчетности предприятий. Они не учитывают заработки занятых по найму вне корпоративного сектора. Часть таких занятых может принадлежать формальному сектору (в рамках легалистского определения), но уровень заработных плат здесь ниже, чем в корпоративном секторе. Их учет привел бы к некоторому снижению знаменателя и, соответственно, росту индекса Кейтца, т. е. стандарт минимальной оплаты оказался бы более «связывающим»[100].

Полученный качественный результат – изменение общей структуры занятости в пользу занятости в неформальном секторе – согласуется с предсказаниями стандартной конкурентной модели рынка труда при наличии неформального/нерегулируемого сектора экономики. Согласно нашим оценкам, это изменение происходит вследствие сокращения формальной занятости и, одновременно, роста неформальной занятости[101]. Данные результаты также хорошо согласуются со значительной трудовой мобильностью между формальным и неформальным секторами, фиксируемой в ряде исследований (например: [Bosch, Maloney, 2010; Lehmann et al., 2012, см. также главу 7]).

5.7. Заключение

В данной главе мы анализируем влияние МЗП на распространение неформальной занятости в России. Для этого используются данные по уровню неформальной занятости, а также данные по средним и минимальным заработным платам по всем регионам и за все кварталы в период 2001–2010 гг. Мы следуем общей методологии оценивания эффектов МЗП на занятость, предложенной Д. Ньюмарком и В. Уошером [Neumark, Wascher, 1992], но с рядом методологических усовершенствований.

Наш ключевой результат, устойчивый к различным проверкам, состоит в том, что рост МЗП способствует изменению структуры общей занятости в пользу неформального сектора. Влияние МЗП наиболее явно прослеживается в период с 2007 по 2010 гг., когда произошли два сильных повышения федерального МРОТ, и при этом регионы имели возможность устанавливать собственные МЗП выше федерального уровня. Согласно нашим оценкам, значимый эффект на неформальную занятость можно проследить на второй, третий и четвертый месяцы после повышения МЗП. Величина эффекта такова, что рост индекса Кейтца на 10 п.п. увеличивает долю неформально занятых примерно на 0,8 п.п. Это вполне сопоставимо с величиной среднего квартального прироста доли неформально занятых, наблюдаемого в рассматриваемый период. При этом есть целый ряд оснований полагать, что полученная оценка является заниженной.

Мы показываем, что данный результат достигается благодаря сокращению формальной занятости и, одновременно, росту неформальной занятости, которые также происходят на второй-четвертый месяцы после повышения МЗП. Сокращение занятости в формальном секторе потенциально может происходить через рост увольнений или через сокращение найма, или через оба этих канала, но в любом случае в итоге имеет место изменение структуры занятости в пользу неформального сектора, и формальные рабочие места заменяются неформальными. Полученный результат полностью согласуется с предсказаниями популярной в исследованиях по развивающимся странам двухсекторной модели рынка труда, а также со значительной трудовой мобильностью между формальным и неформальным секторами.

Вследствие того, что в данной работе используется достаточно широкая трактовка неформальной занятости (следуя Росстату, мы включаем туда всех занятых не на предприятиях), сложно сказать, как рост МЗП будет сказываться на распространении отдельных различных проявлений неформальности (отсутствии трудовых договоров, неуплаты налогов и взносов в фонды социального страхования, нарушений условий и охраны труда и т. д.). Однако разумно предположить, что несоблюдение законодательства о МЗП предполагает и несоблюдение многих других норм трудового и смежного законодательства[102]. Поэтому если рост неформальной занятости является следствием повышений МЗП, то в этом случае вместе с несоблюдением законодательства о МЗП могут «расцветать» и многие другие проявления неформальности.

Полученные результаты заставляют сомневаться в том, что повышение МЗП напрямую ведет к достижению декларируемых целей, среди которых обеспечение «достойного» труда и повышение благосостояния низкооплачиваемых работников. Хотя они и не покидают занятость, происходит их переток в неформальный сектор, который традиционно ассоциируется с более «плохими» рабочими местами, чем те, что предлагаются в формальном.

Приложение П5

Примечание: моменты повышений федерального уровня МРОТ отмечены вертикальными линиями. После корректировки динамики заработной платы на сезонность эти моменты представляют собой локальные максимумы.

Рис. П5–1. Динамика индекса Кейтца, 2001–2010 гг.

Рис. П5-2. Динамика показателей неформальной занятости, 2001–2010 гг. (на данных ОНПЗ)

Таблица П5-1. Работы, оценивающие влияние МЗП на формальную и неформальную занятость[103]

Таблица П5-2. Повышения федерального МРОТ в РСФСР и РФ, 1991–1997 гг. (до деноминации в январе 1998 г.)

Примечание: 1991 и 1992 гг. – РСФСР, с 1993 г. – РФ.

Таблица П5-3. Повышения федерального МРОТ в России, 2000–2009 гг.

Примечания: 1) в 1998 и 1999 гг. повышений федерального МРОТ не было; 2) индексы Кейтца для последних повышений МРОТ в 2007 и 2009 гг. рассчитаны на основе собранных авторами данных по региональным МЗП.

Таблица П5-4. Описательная статистика по используемым переменным

Таблица П5-5. Влияние изменений в индексе Кейтца на неформальную занятость

Примечания. Индекс Кейтца представляет собой отношение МЗП в период t к средней заработной плате в период t – 1, умноженное на 100 %.

Обозначение Kaitz(–2) означает индекс Кейтца, взятый с лагом в два месяца, т. е. это отношение МЗП в период t – 2 к средней заработной плате в период t – 3, умноженное на 100 %. Доли неформальной занятости выражены в процентах. *** – p < 0,01; ** – p < 0,05; * – p < 0,1. В скобках приведены стандартные ошибки, рассчитанные с учетом кластеризации, кластером выступает регион. Во все спецификации включались годовые, квартальные и региональные фиксированные эффекты, а также дамми-переменные, контролирующие качество наблюдений, неполное покрытие региональных МЗП и возможную привязку региональных МЗП к прожиточному минимуму региона. В спецификации для периода 2007–2010 гг. дополнительно включался индекс промышленного производства. Для всех спецификаций результаты F-теста свидетельствуют об улучшении модели при учете региональных фиксированных эффектов.

Таблица П5-6. Проверка робастности результатов-1 для второго подпериода, 2007–2010 гг.

Примечания. Индекс Кейтца представляет собой отношение МЗП в период t к средней заработной плате в период t – 1, умноженное на 100 %. Обозначение

Kaitz(–2) означает индекс Кейтца, взятый с лагом в два месяца, т. е. это отношение МЗП в период t – 2 к средней заработной плате в период t – 3, умноженное на 100 %. Неф-1 – доля неформально занятых на основной работе среди всех занятых, %; Неф-2 – доля неформально занятых на основной и второй работе среди всех занятых, %; Неф-3 – доля неформально занятых от всего населения 15–72 лет, %; Форм – доля формально занятых от всего населения 15–72 лет, %. *** – p < 0,01; ** – p < 0,05; * – p < 0,1. В скобках приведены стандартные ошибки, рассчитанные с учетом кластеризации, кластером выступает регион. Во все спецификации включались годовые, квартальные и региональные фиксированные эффекты, индекс промышленного производства, а также дамми-переменные, контролирующие качество наблюдений, неполное покрытие региональных МЗП и возможную привязку региональных МЗП к прожиточному минимуму региона. Для всех спецификаций результаты F-теста свидетельствуют об улучшении модели при учете региональных фиксированных эффектов.