<<

стр. 3
(всего 7)

СОДЕРЖАНИЕ

>>

10. Уровень заработков выше у занятых постоянной работой.
11. Чем выше уровень безработицы в регионе, тем больше вероятность быть случайным работником. В условиях дефицита вакансий становится труднее устроиться на постоянную работу, а страх безработицы подталкивает людей к случайной занятости.
12. Случайная занятость в прошлом раунде также положительно коррелирует с вероятностью наличия случайной работы в данном периоде опроса. Если человек в прошлом занимался разовыми подработками и оказанием временных услуг, то вероятность того, что он сохранит статус случайного работника в данном году, возрастет.
Заработки и рабочее время в сегменте случайной занятости
Исследования в странах ОЭСР свидетельствуют о том, что непостоянно занятые, как правило, зарабатываю меньше, чем постоянные работники108. Теория не дает однозначного и полного объяснения того, какой должна быть относительная оплата труда непостоянных работников. С одной стороны, временный/случайный работник может претендовать на компенсацию за непривлекательность "плохих" рабочих мест109. С другой, в данном сегменте концентрируются малопроизводительные и низкоквалифицированные работники, отличающиеся слабой рыночной силой и выполняющие, как правило, простую работу. Отсюда следует, что оплата такого труда не может быть высокой.
При анализе заработков случайно занятых и постоянных работников необходимо учитывать разовый и специфичный характер случайной работы. Большую роль играет здесь и вид самих услуг, а также уровень профессиональной квалификации случайного работника. В зависимости от этих факторов его заработок за час работы может быть выше или ниже почасовой ставки заработной платы постоянного работника. Чем выше квалификация работника, тем выше будет оплата его услуг. Оплата труда случайно занятого, как правило, носит сдельный и договорный характер. Часто именно человеческий фактор определяет цену услуги: высока вероятность того, что за одну и ту же услугу человек со своих друзей, знакомых возьмет меньшую плату, чем с незнакомых ему людей. Необходимо принимать во внимание также и специфичность работы.
Попытаемся оценить разницу в заработках случайных и постоянных работников в зависимости от количества фактически отработанных ими часов (см. приложение таблицы 5-6). Расчеты почасовой оплаты труда, сделанные для начала и конца рассматриваемого периода (1995 и 2001 годы), позволяют проанализировать возможные изменения в уровнях оплаты труда случайных и постоянных работников.
Разница в заработках действительно присутствует. Месячная заработная плата постоянных работников превышает месячный заработок случайных работников в среднем на 35% в 1995 году и почти в два раза в 2001 году. При этом количество отработанных часов в среднем в месяц случайно занятыми вдвое меньше среднемесячного количества отработанного времени постоянными работниками. В итоге, случайные работники в расчете за час получают больше, чем занятые на постоянной основе110.
Среднемесячный семейный доход случайных работников в начале рассматриваемого периода практически не отличался от среднемесячного семейного дохода занятых на постоянной основе. В 2001 году он стал на четверть меньше, т. е. семейные среднемесячные доходы случайно занятых примерно на 20% меньше семейных среднемесячных доходов постоянных работников. В 1995 году доля заработков от случайной занятости в семейных доходах была примерно на 20% меньше доли заработков от постоянной занятости, а в 2001 году разница составляла 7,5%.
Исходя из вышесказанного, можно сделать вывод, что случайно занятые получают в среднем в месяц меньше, чем постоянные работники. Соответственно и семейные доходы работников, занимающихся разовыми подработками существенно ниже, чем доходы постоянно занятых.
Насколько устойчива во времени случайная занятость? И какова вероятность смены статуса случайного работника на другие статусы рынка труда? Этим вопросам посвящен следующий раздел.
Статусная мобильность случайных работников
Дж. Чалмерз и Г. Кальб изучали влияние случайной занятости на продолжительность поиска постоянной работы и пришли к выводу о том, что наличие случайной работы сокращает период поиска по сравнению с поиском работы безработными111. Этот эффект они объясняют следующими причинами. Во-первых, случайная работа, принося доход, сокращает издержки поиска постоянного места работы. Во-вторых, она позволяет приобрести некоторый опыт работы, хотя он и отличается от того, который дает постоянная занятость. В-третьих, наличие опыта случайной работы служит определенным сигналом для работодателя о том, что претендент на постоянную работу способен выполнять трудовые обязательства и нести ответственность. В-четвертых, при случайной занятости человек накапливает социальный капитал: он получает больше информации об имеющихся вакансиях на рынке труда, у него становится больше нужных связей и т. д. Кроме того, опыт случайной занятости повышает резервированную заработную плату по сравнению с той, которая при прочих равных была бы у безработных.
Теперь проанализируем статусную мобильность случайно занятых на рынке труда в России. Под статусом в данной работе понимается позиция, которую занимает тот или иной человек на рынке труда. Было выделено четыре основных статуса, а именно: постоянная занятость, случайная занятость, безработица и экономическая неактивность. В этом контексте под мобильностью на рынке труда будем понимать любое изменение в статусе в период между обследованиями.
Таблица 3 показывает, что три четверти всех случайно занятых хотели бы найти другую работу, хотя, возможно, что часть опрошенных под другой работой имеет в виду другую случайную работу.
Таблица 3
Доля случайно занятых работников, желающих найти
другую работу (1994-2002 гг., в %%; по данным РМЭЗ)

1994
1995
1996
1998
2000
2001
2002
Хотели бы найти другую работу
74,1
74,0
78,3
78,8
71,3
71,8
71,3
Не хотели бы найти другую работу
25,9
26,0
21,7
21,2
28,7
28,2
28,7

В ходе анализа нами были изучены матрицы вероятностей для межстатусных переходов для начала (1994-1995 гг.) и конца (2000-2001 гг.) рассматриваемого периода, а именно интенсивности оттока и притока.
Начнем с показателей оттока, которые иллюстрируют то, куда и с какой интенсивностью шли потоки на рынке труда из данной группы в течение года. Значения, расположенные на главной диагонали, показывают долю тех, чей статус на рынке труда не изменился.
В 1994-95 году свыше трети случайных работников сохранили свое положение. В 2000-2001 гг. этот показатель вырос почти на 10 пп по сравнению с 1994-1995 гг. Можно сказать, что состояние случайной занятости стало более "устойчивым". Отток из случайной занятости на постоянные рабочие места составил около 35% и его интенсивность к концу периода почти не изменилась. Общая величина оттока в незанятость (около 30% всех случайно занятых) в начале периода делилась примерно пополам между безработными и неактивными, но затем уменьшилась за счет сокращения оттока в безработицу. Эта разница и соответствует приращению доли "стабильно случайных".
Теперь обратимся к показателям притока, показывающим, за счет кого пополняется рассматриваемая группа. В начале периода случайно занятые обеспечивали воспроизводство этой группы примерно на четверть. Основным же источником пополнения были постоянно занятые, которые давали свыше 40% численности группы. Примерно каждый пятый случайно занятый пришел из группы экономически неактивных. К концу периода (2000-2001 гг.) относительный вклад каждой из групп несколько изменился. Во-первых, возросла роль "хронически случайно занятых": теперь они обеспечивали воспроизводство этой группы уже на 40%. Во-вторых, на 10 пп снизился приток из группы постоянно занятых и на 5 пп сократился приток извне рынка труда.
Какие предварительные выводы можно сделать из этих сопоставлений? Случайно занятые в значительной мере самовоспроизводятся. Это понятно, учитывая высокий удельный вес тех демографических групп (например, пенсионеры или студенты), чьи альтернативные возможности на рынке труда сильно ограничены. Другой вывод заключается в том, что мы наблюдаем весьма интенсивные потоки на рынке труда и активный обмен между пулом случайно занятых и другими статусными группами.
Следуя логике Чалмерза и Кальба, мы попытаемся далее прояснить, способствует ли случайная занятость переходу на постоянную работу. Нами изучено движение безработных в течение 2 лет или между тремя обследованиями. Вначале мы отобрали тех, кто относился к безработным в 2000 году (в соответствии с определением МОТ). Предположим, что конечная цель поиска работы для них - это постоянная занятость.
Проведенный анализ свидетельствует о том, что около 38% безработных находят постоянную работу в течение года. Примерно 14% безработных (на момент обследования 2000года) через год стали случайно занятыми. Остальные остались безработными (22%) или ушли с рынка труда (27%). Теперь рассмотрим направление движения за второй год (2001-2002 гг.). В итоге около 28% безработных 2000 года нашли постоянную работу в 2001 году и остались в таком состоянии в 2002 году. Однако лишь 3% из исходного пула безработных получили постоянную работу к концу 2002 года, пройдя через случайную занятость в 2001 году. Безработные, которые оставались в этом состоянии в течение двух последовательных лет (2000-2001 гг.), но получили постоянную работу к концу 2002 года, составили 6,6% исходного пула. Это в два раза больше, чем тех, кто прошел через случайную работу прежде чем найти постоянную работу. Интересно, что 18% безработных пришли в постоянную занятость через неактивность.
Показатели, проанализированные выше, свидетельствуют о том, что роль случайной занятости в переходе из безработицы в постоянную занятость в России весьма ограничена. Безработным проще найти работу сразу либо "отдохнув" некоторое время вне рынка труда.
Полученные результаты позволяют сделать вывод о том, что статусная мобильность на российском рынке труда в изучаемый период времени было довольно интенсивной. Потоки в постоянную занятость превосходят потоки в случайную занятость в несколько раз, что говорит о слабой привлекательности случайных рабочих мест. Случайная занятость сама по себе не является закрытым резервуаром. В 2001 году каждый второй работник, занятый приработками и оказанием временных услуг, поменял свой статус на рынке труда. Большая часть из них нашла постоянную работу, а остальные перешли в категории неактивных или безработных.
Мы не получили доказательств того, что случайная занятость способствует выходу из безработицы и приобретению постоянной работы: лишь небольшой процент безработных получил постоянную работу транзитом через случайную занятость.
ЗАНЯТОСТЬ В НЕФОРМАЛЬНОМ СЕКТОРЕ В РОССИИ:
УГРОЗА ИЛИ БЛАГО?*
Центр трудовых исследований ГУ-ВШЭ
2002 год
Автор: В. Гимпельсон
В большинстве стран с переходной экономикой неформальный сектор (НС) значителен по своему масштабу и играет заметную роль в создании рабочих мест, в обеспечении доходов населения и производстве товаров и услуг. Многое свидетельствует о том, что неформальная занятость (НЗ) в этой группе стран заметно выросла по сравнению с дореформенным периодом112. Впрочем, количественно оценить ее динамику на протяжении всего предшествующего десятилетия, как правило, не представляется возможным из-за отсутствия данных. К тому же сама эта занятость крайне разнородна, ее рост может быть обусловлен различными причинами, а однозначные оценки НС как социального и экономического явления крайне затруднены.
Начиная со второй половины 1990-х годов, проблеме неформального сектора в России стало уделяться большое внимание и политиками, и международными экономическими организациями, и средствами массовой информации. Именно в значительном росте неформального сектора многие пытались увидеть объяснение тому обстоятельству, что драматическое сокращение ВВП не привело Россию к катастрофической безработице и к сползанию в еще более глубокую бедность. Тем не менее, неформальный сектор в целом и занятость в нем, в частности, остаются совершенно неисследованными, особенно с количественной точки зрения.
На одном полюсе в спектре видов НЗ находятся высококвалифицированные услуги, оказываемые в индивидуальном порядке профессионалами (например, врачами, преподавателями, адвокатами). Их развитие является позитивным фактом.
На другом - малопроизводительная деятельность, направленная на обеспечение условий простого выживания семей (как, например, производство продуктов в домашнем хозяйстве для последующей продажи на рынке). С одной стороны, это низкопроизводительное использование ресурсов труда в форме нестабильной и малодоходной занятости, представляющей собой разновидность недозанятости или скрытой безработицы. С другой, такая занятость и для общества, и для самих граждан во многом предпочтительнее безработицы. Она не только позволяет экономить на выплате пособий по безработице, но и охватывает тех граждан, которые зачастую имеют наихудшие условия для возврата в формальную экономику (их человеческий капитал просто недостаточен для получения иной работы). В этой своей части она представляет собой альтернативу либо экономической неактивности, либо хронической безработице (но не занятости в формальном секторе.). Это особенно существенно в условиях значительного сокращения спроса на труд в формальном секторе и при отсутствии эффективной системы социальной защиты и/или скудном пенсионном обеспечении.
Между вышеназванными полюсами также наблюдается значительная вариация в характере занятости. Отметим здесь еще лишь один дополнительный сегмент - это малое предпринимательство. Оно может носить индивидуальный и некорпорированный характер (то есть не оформленное в виде фирмы) и поэтому остается вне отчетности формального сектора. Однако рекомендации МОТа допускают в принципе также включение корпорированных и вполне "формализованных" субъектов экономики с численностью занятых ниже определенного порога в число предприятий неформального сектора113.
Несмотря на разнообразие видов неформальной занятости, их роднит одно общее - в силу многих обстоятельств они остаются в зоне "плохой видимости" для официальной статистики. Это, однако, не является основанием для того, чтобы сознательно игнорировать "сектор-невидимку". Наоборот, чем плотнее "туман", тем острее необходимость в "противотуманных фарах", тем сильнее дополнительный интерес исследователей к тому, что происходит внутри него или за ним.
Есть длинный перечень взаимосвязанных вопросов, ответы на которые представляют интерес в контексте экономической и социальной политики. Вот лишь некоторые из них. Каковы масштабы и структура неформальной занятости в экономике России? Какова ее динамика? Мы, например, можем предположить, что неформальная занятость разбухает тогда, когда формальная сокращается. В этом случае неформальный сектор является амортизатором безработицы. Возможна, впрочем, и обратная гипотеза. В каких секторах экономики неформальная занятость концентрируется? Какой человеческий капитал она привлекает и "прикрепляет" к себе? И, наконец, является ли труд, функционирующий в этой сфере, отвлечением от ресурсов экономического роста в формальном секторе? Или, наоборот, неформальный сектор, притягивая и "связывая" маломобильную и наименее производительную часть рабочей силы, снижает фискальное давление на бюджет и поддерживает платежеспособный спрос населения, способствуя тем самым экономическому росту?
Цель данной статьи ее автор видит, прежде всего, в том, чтобы предложить возможные количественные ответы лишь на некоторые из перечисленных выше вопросов. Проблемы теневой или ненаблюдаемой экономики в целом в данной работе не рассматриваются.
Что мы понимаем под неформальным сектором и неформальной занятостью?
Понятие неформального сектора нетождественно понятию теневой или ненаблюдаемой экономики. Это разграничение принципиально для данной работы.
К теневой экономике относится любая нерегистрируемая и необлагаемая налогами экономическая деятельность, включая криминальную, а также нерегистрируемую в рамках крупных или средних зарегистрированных предприятий. Под неформальным сектором обычно понимается совокупность мелких хозяйственных единиц, а также экономическая деятельность, осуществляемая на базе домохозяйств или индивидуально114. Теоретически возможна ситуация, когда неформальный сектор по своему вкладу в ВВП или доле занятости невелик, тогда как в целом доля ненаблюдаемой экономики достигает значительных масштабов.
Впервые понятие "неформальности" было введено в исследовании МОТ, посвященном городским рынкам труда в Гане115. После этого оно широко вошло в оборот в исследованиях, проводимых МОТ и Всемирным Банком в развивающихся странах. Хотя подобные явления достаточно распространены и в развитых странах Запада (особенно характерен пример Италии), здесь концепция неформального сектора не получила значительной популярности116. Однако изучение неформальных рынков труда на Западе иногда маскировалось использованием различных вариантов теорий сегментации рынка труда и такими понятиями как "вторичный рынок труда".
Принципиальные инструментальные подходы к определению и измерению занятости в неформальном секторе для национальных статистических органов были сформулированы в рекомендациях XV Международной конференции статистиков труда (1993 год)117. Конференция определила неформальный сектор в широком смысле "как совокупность единиц, занятых производством товаров и услуг с основной целью обеспечить работу и доход для тех, кто связан с этими единицами. Эти единицы характеризуются низким уровнем организации, низкой капиталоемкостью и небольшими размерами. Трудовые отношения - если они существуют - базируются преимущественно на привлечении случайных работников, родственных и личных связях, а не на договорных началах, дающих формальные гарантии"118. С точки зрения статистики национальных счетов неформальный сектор рассматривается как часть сектора домашних хозяйств119.
Из вышесказанного следует, что неформальный сектор не является частью криминальной или нелегальной экономики и не включает занятых запрещенной деятельностью (контрабанда, производство и распространение наркотиков, проституция, и т. п.). Сюда также не относятся те, кто работает без регистрации на крупных и средних предприятиях формального сектора. Однако он может включать как самозанятых, так и занятых по найму (на предприятиях неформального сектора или у физических лиц).
В качестве альтернативного или дополнительного критерия отнесения предприятий к неформальному сектору может использоваться их размер. Обычно это микропредприятия с численностью занятых до 5 человек (в некоторых случаях до 10). Если вводится этот критерий, то тогда все хозяйственные единицы такого размера, независимо от наличия или отсутствия регистрации, считаются неформальными.
В октябре 2001 года Госкомстат России утвердил "Методологические положения по измерению занятости в неформальном секторе экономики". Критерием определения единиц неформального сектора в России принимается отсутствие государственной регистрации в качестве юридического лица, порог численности занятых на предприятии при этом не используется. "Предприятиями неформального сектора считаются предприятия домашних хозяйств, или некорпоративные предприятия, принадлежащие домашним хозяйствам, которые осуществляют производство товаров и услуг для реализации на рынке и не имеют правового статуса юридического лица"120.
Напомним, что понятие занятости в неформальном секторе в общем случае не тождественно понятию неформальной занятости. Последняя, например, может также включать незарегистрированную занятость в рамках формального сектора. Однако в данной работе для упрощения мы используем их как синонимы для обозначения занятости на предприятиях неформального сектора.
Выделение занятых в неформальном секторе по данным обследований населения по проблемам занятости, проводимых в Российской Федерации, осуществляется на основе комбинирования ответов на несколько вопросов. Ключевым является вопрос о месте работы, который предполагает следующие варианты: (a) на предприятии, в учреждении, организации; (b) в фермерском хозяйстве, (c) предпринимательская деятельность без образования юридического лица; (d) на индивидуальной основе; (e) по найму у отдельных граждан. Группы (с)-(е) полностью относятся к неформальному сектору. Занятые в (а)-(b) также относятся к НС в том случае, если они работают "без регистрации или оформления документов" "на собственном предприятии или в собственном деле для получения дохода" или "в качестве члена производственного кооператива (артели)". К неформальному сектору также относятся занятые производством продукции или оказанием услуг в домашнем хозяйстве, если эта продукция или услуги реализуются на рынке.
В данной работе далее мы будем рассматривать и ту занятость, которую сами граждане считают своей основной работой, и ту, которая является второй или дополнительной. Понятно, что в большой мере вовлеченность граждан в неформальный сектор проявляется в форме вторичной занятости. Доля этого сектора в общих затратах рабочего времени в экономике может при этом быть значительно больше, чем его доля в численности занятых.
Заключая параграф, посвященный определениям, автор хотел бы отметить, что он вполне отдает себе отчет в том, что дихотомическое деление экономики на формальный и неформальный сектор сильно упрощает реальную ситуацию в переходной экономике121. Формальный сектор может быть как средой, где процветают неформальные отношения между работодателями и работниками, так и источником значительных неформальных доходов. Ситуации, когда активы формальных, в том числе государственных, предприятий используются для извлечения не регистрируемых и не облагаемых налогами доходов, как менеджментом, так и рядовыми работниками, хорошо известны каждому. Взаимопроникновение формального и неформального составляет одну из ключевых особенностей российской экономики переходного периода. Это очень хорошо сформулировал Р. Капелюшников: "Во всех звеньях хозяйственного механизма - на рынке капитала, на рынке труда, в отношениях между предприятиями, между предприятиями и государством, между различными ветвями и уровнями власти - неписаные правила и договоренности преобладают над требованиями закона, условиями контрактов и другими формальными ограничениями"122. Тем не менее, обсуждение более общих проблем неформальной экономики и неформального в экономике автор решительно оставляет за рамками данной работы.
Плюсы и минусы неформального сектора
Все, наверное, единодушны в том, что теневая экономика в целом - это негативное явление и чем ее доля в экономике (в ВВП, в доходах населения или в занятости) выше, тем хуже для экономики в целом и для общества. В то же время столь однозначная оценка неформального сектора вряд ли будет справедлива. Неформальный сектор имеет свои плюсы и минусы, баланс которых не столь однозначен и зависит от многих обстоятельств. В целом, можно предположить, что по мере увеличения его доли в экономике (сверх определенного порога), минусы могут доминировать над плюсами. Наоборот, в определенных масштабах НС просто необходим.
Конечно, значительная по масштабам занятость в неформальном секторе порождает ряд социальных и экономических проблем. Доходы от деятельности здесь не облагаются налогами, поэтому бюджеты и социальные фонды лишаются значительных средств. Поскольку этот сектор малопроизводителен (в силу низкой капиталоемкости и преобладания примитивных технологий), его развитие может сдерживать экономический рост в целом, предствляя собой нерациональное отвлечение ресурсов. Развитие неформальной занятости, как правило, усиливает и без того чрезмерное неравенство доходов. Трудовые права работающих в этом секторе граждан никак не защищены законом. Занятые здесь оказываются в очень уязвимом и незащищенном положении, лишенные многих трудовых прав и всех социальных льгот. Как и любые теневые доходы, наличные средства, обращающиеся в этом секторе, могут питать коррупцию и преступность. Не имея возможности создавать свои лоббистские организации или отстаивать свои политико-экономические интересы, работники неформального сектора оказываются выключенными из политического процесса. Чем значительнее масштабы этого сектора, тем сильнее могут проявляться его негативные последствия.
Однако неформальный сектор, если он не чрезмерен, имеет и свои несомненные позитивные стороны для развивающейся или переходной экономики. В условиях глубокой или затяжной рецессии в странах, в которых государство не способно обеспечить эффективную защиту от безработицы, именно НС предоставляет определенную социальную поддержку потенциальным безработным. При этом он позволяет потерявшим работу иметь заработок и избежать скатывания в беспросветную нищету, а государству, испытывающему сильное давление на бюджет, экономить на пособиях по безработице. В конце концов, доходы субъектов неформального сектора составляют элемент совокупного спроса в экономике и расходуются в основном в рамках формального123.
Неформальный сектор является также своего рода инкубатором предпринимательства, обеспечивая вход в него и первичное обучение. В условиях, когда вход в малый бизнес обставлен массой административных и прочих барьеров, именно неформальный сектор позволяет их обойти или минимизировать издержки. В более широком смысле, открывая доступ к новым профессиям и позволяя относительно "дешево" приобретать новые навыки, он является важным механизмом социальной, трудовой и профессиональной мобильности124. Укрепившись, такое предпринимательство и самозанятость могут впоследствии формализоваться и выйти на свет.
Поскольку НС неоднороден, его различные элементы выполняют различные функции и влекут неоднозначные социальные и экономические последствия, то для подведения более точного баланса плюсов и минусов необходимо заглянуть "внутрь" этого черного ящика. Для этого следует перейти от агрегированных оценок к использованию массовых микроданных о поведении непосредственных субъектов неформального сектора.
Эмпирические данные
Неформальную занятость трудно однозначно определить, но еще труднее статистически корректно измерить. Объективные трудности измерения неформальной занятости усугубляются субъективными: существует естественная настороженность у субъектов такой экономики в отношении открытого и официально фиксируемого обсуждения нюансов своей деятельности. Отсюда неизбежно появление целого спектра оценок, различающихся как авторской методологией, так и используемыми источниками данных. Поскольку значительная часть неформальной экономической деятельности протекает внутри домохозяйств или в связи с ними, то наиболее полным источником информации о неформальной занятости являются представительные обследования домохозяйств.
Проводимые в России обследования населения по проблемам занятости (ОНПЗ) во многом удовлетворяют международным требованиям по измерению неформальной занятости. С 1999 года они проводятся поквартально, что позволяет "схватить" сезонные колебания в динамике неформальной занятости.
ОНПЗ не лишены ряда недостатков в части измерения и анализа занятости. Важнейшим из них является то, что ОНПЗ не являются пока лонгитюдными или панельными обследованиями. Другими словами, они не позволяют отслеживание занятости одних и тех же граждан во времени. Опираясь лишь на эти данные, мы не в состоянии дать ответ на многие очевидные вопросы: насколько стабильна или нестабильна неформальная занятость во времени? какова ее вероятная продолжительность? каковы вероятности переходов между неформальной занятостью и другими состояниями на рынке труда (занятость в формальном секторе, безработица и неактивность).
Другое ограничение связано с отсутствием сопоставимых ретроспективных данных за 1990-е годы. Из-за этого мы не можем ответить на вопрос о том, как неформальный сектор реагировал на различные события трансформационной рецессии 1990-х годов. Росла ли здесь занятость, "надуваясь", словно спасательный круг, в ответ на макрошоки 1992, 1994 и 1998 годов? Не реагировала вовсе? Или ее различные элементы вели себя по-разному, отчасти компенсируя друг друга? На эти вопросы, опираясь лишь на известные нам данные, ответить пока невозможно.
Неформальная занятость в переходных экономиках
Неформальный сектор существует во всех странах и для сравнительной оценки уровня его развития важны межстрановые сопоставления. Такие сопоставления, однако, связаны с многочисленными трудностями. Многие развивающиеся страны и страны с переходной экономикой по-прежнему придерживаются своих национальных определений, не во всем совпадающих с международными, и нередко используют плохо сопоставимые источники данных. Измерение неформальной занятости сельского населения сталкивается с особыми методологическими и измерительными сложностями и поэтому данная группа зачастую вообще исключается из наблюдения и оценок.
Во многих развивающихся странах городской неформальный сектор давно стал своего рода буферной зоной между формальной экономикой и безработицей. Когда пособия по безработице ничтожны или вовсе отсутствуют, а люди не могут существовать без какого-либо дохода, они идут в неформальный сектор. Понятно, что создание неформальных рабочих мест стоит значительно дешевле, нежели формальных. Этот разрыв в стоимости создания формальных и неформальных рабочих мест тем больше, чем "жестче" законодательство о защите занятости и чем выше налоги на фонд оплаты труда.
В странах Центральной и Восточной Европы развитие неформальной занятости во многом связано с двумя факторами: с мелкотоварным сельским хозяйством на селе и развитием мелкого предпринимательства в городах. Наиболее нагляден пример Румынии, где относительно низкая безработица оборачивается довольно высоким уровнем неформальной занятости и самозанятости в сельском хозяйстве. И сельская, и городская неформальная экономика выступают здесь в качестве подушки безопасности, поддерживающей граждан, потерявших работу в промышленности.
Каков уровень вовлеченности городского населения в неформальный сектор в зарубежных странах? Во-первых, доля занятых в неформальном секторе в переходных экономиках (до 20% от всех занятых) значительно ниже, чем в развивающихся странах (до половины всех занятых). Во-вторых, пример Казахстана показывает, что значения очень чувствительны к методологии измерения. В третьих, среди стран с переходной экономикой, использующих сопоставимую методологию сбора данных (Польша, Литва, Хорватия, Украина), уровень НЗ может косвенно характеризовать развитие самозанятости и мелкого некорпоративного предпринимательства. Наконец, в-четвертых, доля мужчин, занятых в неформальном секторе переходных экономик, либо выше, чем доля женщин, либо они примерно равны. Это разительно отличается от многих развивающихся стран, где неформальная занятость, организованная вокруг и на базе домохозяйства, есть преимущественно женская "привилегия"125. Конечно, оценки неформальной занятости лишь городского населения могут сильно занижать ее распространенность в стране в целом. Включенность сельского населения в НС может быть значительно больше и ее уровень растет вместе с долей сельского населения.
Сколько в России "неформалов": краткий обзор
опубликованных оценок
Тема масштабов невидимой, теневой и неформальной экономики в России и связанных с этим угроз приобрела значительную популярность во второй половине 90-х годов. Опубликованные оценки сильно различаются, определения и границы "неформального" у различных авторов расходятся, что затрудняет их сопоставление. Ниже мы будем ссылаться лишь на те известные нам работы, авторы которых прямо заявляли о своей приверженности духу рекомендаций XV Международной конференции статистиков труда.
Е. Синдяшкина оценивала занятость в неформальном секторе в 1995 году, отталкиваясь от данных баланса трудовых ресурсов и демографической статистики. Таким образом она оценила численность неформально занятых в 4,2-4,8 млн. человек126. Корректировка этих показателей с учетом данных опросов ВЦИОМа вывела автора на общую численность равную 25 млн. человек, то есть более трети экономически активного населения. Из них около 7 млн. человек не имели другой работы и около 18 млн. человек совмещали работу в формальном и неформальном секторах127. Последняя оценка кажется сильно завышенной, поскольку означала бы, что доля вторично занятых в НС составляет около 30% всех занятых в экономике. Это не согласуется с имеющимися данными представительных обследований домохозяйств.
Возможные оценки неформальной занятости применительно для 1999-2000 гг. представлены в недавно вышедшем "Обзоре занятости"128. Опираясь на данные обследований населения по проблемам занятости, авторы выходят на серию оценок в зависимости от широты определения, которые воспроизводятся в нижеследующей таблице.
Таблица 1
Оценки неформальной занятости (1999-2000 гг.; тыс. чел.)
Численность занятых
1999
2000
1) в сфере предпринимательской деятельности без образования юридического лица
2693
2646
2) по найму у физических лиц
2364
2508
3) неоплачиваемых семейных работников
107
86
4) в домашнем хозяйстве производством товаров и услуг для реализации
2349
2344
5) в домашнем хозяйстве производством товаров и услуг для собственного потребления (как основное занятие с продолжительностью >30 час. в нед.)
1593
1241
А. 1+2+3
5164
5240
Б. 4+5
3942
3585
В. 1+2+3+4+5
9106
8825
Всего: занятых согласно ОНПЗ (включает А и не включает Б)
60408
62180
Источник: Госкомстат РФ.
Сумма первых трех категорий неформально занятых (строки 1-3) составляла в 1999-2000 гг. около 5,2 млн. человек. Добавление к ним занятых в домашнем хозяйстве производством товаров и услуг для реализации, что соответствует букве и духу рекомендаций МОТ, выводит на оценку в 7,5-7,6 млн. человек. И наконец, дальнейшее расширение определения за счет включения строки 5 (занятые в домашнем хозяйстве производством товаров и услуг для собственного потребления, если это основное занятие с продолжительностью >30 часов в неделю129) дает 9,1-8,9 млн. человек для 1999-2000 гг. Будем считать это расширенным определением неформальной занятости. Ее доля в общей занятости (соответственно скорректированной в сторону повышения за счет занятых домашним производством на величину в строке Б) могла достигать 15%.
Все эти оценки относятся к тем, у кого в НС основная или единственная работа. Они не отражают суммарные затраты труда в этом секторе, объем которых зависит также от продолжительности рабочего времени и масштабов вторичной неформальной занятости.
Наиболее подробной общедоступной статистической публикацией, посвященной рассматриваемой теме, является аналитический доклад Госкомстата России "О занятости в неформальном секторе экономики в Российской Федерации в 2001 году"130. Все приводимые в нем оценки основаны на данных ОНПЗ. Численность занятых в НС на основной работе колебалась между 6,5-7,7 млн. человек в зависимости от квартала. Занятые в НС на второй работе составляли 1,7-2,3 млн. человек. К сожалению, большинство приводимых в цитируемом докладе цифр относятся лишь к IV кварталу 2001 года.
Масштаб численности и структура неформальной занятости
в России в 2001 году
Общая численность занятых в НС, усредненная по итогам четырех кварталов 2001 года, составляла 9190 тыс. человек131. Из них 7,136 тыс. человек или 11,1% всех занятых в экономике имели здесь свою основную или единственную работу132. Свыше 2 млн. человек свою дополнительную работу нашли именно в НС133. В целом же неформалы составляют более 70% среди всех имеющих вторую работу. Другими словами, именно НС является основным генератором вторичной занятости. Это, по-видимому, связано с особой гибкостью фактически действующих в нем правил.
Занятость на предприятиях или в фермерских хозяйствах практически не влияет на общую численность НС. Ее вклад составляет менее 2% и для простоты анализа ею вообще можно пренебречь.
Начнем с той группы занятых, которая именно в НС имеет свою основную или единственную работу. Среди них 1,3 млн. человек (18%) являются предпринимателями без образования юридического лица, то есть владельцами микробизнесов и некорпорированных предприятий134. По найму у физических лиц (то есть в основном у ПБОЮЛов) работали свыше 2,7 млн. человек. Это составляло 38% всех занятых на основной работе в НС. Вместе они составляли 4 млн. человек или 56% всех занятых в неформальном секторе.
Однако наиболее многочисленны "занятые на индивидуальной основе" (самозанятые). Их было 3 млн. человек или 42% всей группы. Заметную долю "занятых на индивидуальной основе" составляют лица, занятые производством для реализации в домашних условиях. Это наиболее "пестрая" и во многом маргинальная группа. К ней могут относиться как индивидуально практикующие высококвалифицированные специалисты (врачи или адвокаты), так и граждане, использующие дачные или садовые участки для производства сельскохозяйственной продуции на продажу. В 2001 году домашним производством на рынок занималось (в среднем за год) около 2 млн. человек или около 30% всех работников, имевших основное место работы в неформальном секторе. К "неформалам-индивидуалам" также относятся те, кто профессионально занимается частным извозом, ремонтом квартир или бытовой техники, строительством дач, и т. п135.
Теперь обратимся к тем, для кого неформальный сектор является местом второй или дополнительной занятости (всего их было несколько более 2 млн. человек). Здесь группа, "занятых на индивидуальной основе", абсолютно доминирует. Она составляет 88,2% всех имеющих в НС вторую работу. Почти половина этой группы (876 тыс. человек или 42,6%) приходится на занимающихся домашним производством на продажу. Каждый десятый в этой группе работает у частных лиц, а доля предпринимателей "по совместительству" почти незаметна (1%).
Динамика занятости в неформальном секторе
Данные ОНПЗ дают примерное представление о динамике неформальной занятости как основного занятия в период с 1997 по 2001 год. Она демонстрирует две основные тенденции. Это устойчивость основных ее компонентов во времени и явно выраженную сезонность. К сожалению, мы не имеем полностью сопоставимых данных за предкризисные годы. Вопросы о занятости производством продукции или услуг в домашнем хозяйстве впервые были задан респондентам ОНПЗ только в феврале 1999 года.
В течение всего периода 1999-2001 гг. численность занятых в НС (на основной работе) колебалась вокруг значения в 7 млн. человек, однако внутри него наметились определенные структурные подвижки. Их суть заключалась в постепенном вытеснении наименее производительной части НС - домашнего производства для реализации, выполнявшего в кризисных условиях функцию подушки безопасности для наиболее уязвимых домохозяйств. Соотношение индивидуальных предпринимателей, занятых по найму и "домашних производителей" в 1999 году было почти равным. Однако со временем численности предпринимателей и занятых по найму демонстрировали тенденцию к постепенному росту, а численность "домашних производителей" - к сокращению. В первом квартале 1999 года "домашние производители" составляли 43% всего НС, в первом квартале 2000 - 34%, в первом квартале 2001 - 27%. Доля предпринимателей, при этом, возросла с 27 до 33%.
Существует также сезонность в занятости в НС. При этом занятость по найму относительно менее циклична, а домашнее производство сильно сезонно из-за значительной сельскохозяйственной составляющей. Его пик всегда приходился на II и III кварталы, когда в сельском хозяйстве идут посадочные работы, а затем сбор урожая.
Динамика и цикличность неформальной занятости как дополнительного занятия полностью определяется численностью занятых в домашнем хозяйстве производством. Напомним, что "домашние производители" составляют почти 90% всех вовлеченных в НС в качестве второй или дополнительной работы.
Один из самых интересных вопросов, касающихся неформальной занятости, это динамический анализ взаимосвязи между формальной занятостью и безработицей. Другими словами, является ли неформальный сектор "убежищем" (постоянным или временным) для тех, кто потерял или не нашел место в формальном секторе? В этом случае рост неформальной занятости будет частично сдерживать рост безработицы.
Для детального ответа на этот вопрос необходимы панельные данные, которых не существует. Наблюдается совместное движение квартальных показателей безработицы и занятости в неформальном секторе, рассчитанных как доля экономически активного населения. Оба показателя ведут себя с явно выраженной сезонной компонентой, но движутся контр-циклично. Внутригодовое снижение безработицы сопровождается ростом показателя неформальной занятости и наоборот. Амплитуда колебаний в занятости находилась в пределах 1% от экономически активного населения, амплитуда изменений в безработице была несколько больше. Это позволяет предположить, что ежегодный сезонный (летний) всплеск сельскохозяйственной активности "домашних производителей" мог оттягивать на себя часть безработных. Завершение цикла сельскохозяйственных работ в домохозяйстве сопровождалось перемещением части "домашних производителей" обратно в безработицу. Учитывая, что максимальная разница в противофазе сезонных циклов между занятостью и безработицей составляла 1,2-2,1% экономически активного населения, а неформальный сектор притягивает не только безработных, но и других занятых, а также из-вне рынка труда, взаимообмен между НС и безработицей в сезонных колебаниях мог составлять порядка 0,5-1% экономически активного населения.
Учесть влияние безработицы, скорректированное с учетом сезонности и возможного наличия временного тренда в динамике неформального сектора, можно с помощью простой регрессионной модели следующего вида:
INFORMt=a0+a1*UNEMPt+a2*TIMEt+b1*Q1+b2*Q2+b3*Q3+u,
где INFORMt - доля занятых в неформальном секторе (в % от экономически активного населения), UNEMPt - уровень безработицы (в % от экономически активного населения, измеренный по методологии МОТ), TIMEt - порядковый номер квартала для определения временного тренда, Q1-Q3 - фиктивные переменные для I-III кварталов, в которые проводились обследования, t - порядковый номер наблюдения, u - ненаблюдаемый остаток.
Конечно, наша совокупность наблюдений состоит лишь из 14 случаев и полученные на ней выводы могут носить лишь очень предварительный характер. Тем не менее, эта регрессионная модель статистически значима с 95% вероятностью. Переменные, включенные в уравнение, объясняют две трети дисперсии для доли занятых в неформальном секторе. Нами были проанализированы регрессионные коэффициенты, характеризующие соответствующие эффекты. Они говорят о том, что временной тренд незначим и эффект безработицы статистически неотличим от нуля. Флуктуации занятости в НС в рамках модели определяются только сезонностью. С этой точки зрения, IV и I кварталы статистически не различимы. Второй квартал добавляет к неформальному сектору 1,2 процентных пункта по сравнению с IV кварталом (который принят за базу), а III квартал - около 1 пункта. Впрочем, для получения более устойчивых выводов о влиянии безработицы на занятость в неформальном секторе нам требуются более длительные временные ряды или панельные данные.
Социально-демографические характеристики занятых в неформальном секторе (пол, возраст, образование)
Основная задача данного параграфа - идентифицировать социально-демографический профиль населения, участвующего в неформальном секторе. Это может помочь в прояснении того, какой тип человеческого капитала здесь задействован и в какой мере, если в этом возникнет необходимость, на него можно рассчитывать для использования в формальном секторе экономики.
И на первой, и на второй работе в НС мужчины преобладают, но их численное преимущество в обоих случаях незначительно.
Занятые в НС на основной для себя работе в среднем моложе тех, кто имеет здесь дополнительную работу (38,3 года против 39,4 года). Это наглядно видно на распределении занятых по возрасту: в первой из названных групп распределение более пологое, его вершина (14,9%) ниже и смещена влево (по сравнению с группой подрабатывающих). В первом случае 30% всех занятых моложе 30 лет против 17% во втором. Данный факт не кажется странным, учитывая то обстоятельство, что второе занятие носит подсобно-сельскохозяйственный характер и на него ориентированы в основном лица старших возрастов. Однако это различие выражено не столь сильно, поскольку плотно втянутые в производство в домашних условиях сельскохозяйственной продукции для последующей реализации, как правило, не имеют альтернативного дела и также "сидят" среди имеющих здесь основное занятие.
Более высокая доля старших возрастов и "полуактивных"136 групп среди имеющих основную работу в НС подтверждается и другими данными ОНПЗ. Так, 13% работников были в пенсионном возрасте, тогда как соответствующая доля среди имеющих дополнительную работу была менее 4%. Студенты составляли здесь 3,3% и пенсионеры 14,4% по сравнению с 0,3% и 3,2% для занятых на дополнительной работе.
Однако гораздо рельефнее возрастной профиль занятых в неформальном секторе предстает в сравнении со всеми занятыми в экономике. Он наглядно показывает, что доля молодежи среди "неформалов" заметно выше, чем среди всех занятых. Наоборот, доля лиц в возрасте 40-59 лет среди "неформалов" значительно ниже, чем в среднем по всей экономике. На самый старший возраст (60-72 года) приходится 4% всех занятых в экономике, но более 10% занятых в неформальном секторе. Это, на мой взгляд, убедительно иллюстрирует двойственный характер этой занятости: с одной стороны, преобладают молодые люди, с другой - пенсионеры.
Теперь обратимся к распределению занятых по образованию. Лица, лишь подрабатывающие в НС, более образованы (44,3% имеют высшее или среднее профессиональное образование), чем занятые в нем на основной работе (соответствующая доля составляла 44,3%). Наоборот, доля работников с основным общим или начальным общим образованием была 12,9% среди подрабатывающих и 18,9% среди основных работников.
Сравнение "неформалов" с занятыми в экономике в целом показывает, что среди первых вдвое ниже доля имеющих высшее образование, но доля обладателей образования на уровне среднего общего и ниже среди них значительно выше, чем во всей экономике.
"Покомпонентный" анализ неформального сектора (разделение на предпринимателей, наемных работников и самозанятых) лишь подтверждает полученную выше картину. Неформальный сектор неоднороден и составляющие его основные части в социально демографическом плане сильно различаются между собой. Индивидуальные предприниматели в основе своей - люди в возрасте 25-49 лет и с довольно высоким образованием (почти 2/3 из них имеют образование выше среднего профессионального). Занятые по найму у физических лиц, как правило, моложе и хуже образованы. Среднее образование для них норма, а высшее встречается нечасто. В этой подгруппе 40% работников моложе 40 лет. Наоборот, среди занятых индивидуально (в том числе на собственных огородах) много пожилых женщин с образованием средним и ниже.
Теперь рассмотрим вклад НС в занятость отдельных социально-демографических групп. Для этого мы можем рассчитать уровни занятости как для этих социально-демографических групп в целом, так и для тех их представителей, которые заняты в НС.
Доля "неформалов" в населении достигает максимального значения в 9,4% в возрастной группе 30-34 года. С увеличением возраста эта доля снижается, однако общий уровень занятости падает еще быстрее. В итоге самая младшая (15-19 лет) и самая старшая (60-72 года) группы, хотя и имеют наименьшие доли неформалов в населении (3,3% и 4,0%), дают максимальный вклад в неформальную занятость. Например, в младшей возрастной группе 28% всех занятых - это неформалы, а в старшей - 26%. Показательно также разное внутреннее наполнение неформальной занятости по возрастам. Среди самых младших и самых старших доминируют самозанятые индивидуалы, куда входят и занятые в домашнем хозяйстве производством для реализации. В средних возрастах доминируют предприниматели и их наемные работники. Эти тенденции проявляются и среди мужчин, и среди женщин. Однако у женщин вклад неформального сектора через вовлечение в домашнее производство крайних возрастных групп еще значительнее, достигая трети от всех занятых.
Вклад НС в занятость в зависимости от образования таков: со снижением образования общий уровень занятости уменьшается, а уровень занятости в НС, наоборот, повышается. В целом, он варьирует от 4,1 до 7,5% от всего населения с соответствующим образованием в возрасте 15-72 года. Граждане с высшим образованием имеют наивысший уровень занятости (около 80%) в целом. Здесь каждый двадцатый занятый приходится на неформальный сектор. Наоборот, среди имеющих начальное (или ниже) образование, 12,5% заняты в экономике. Из них свыше 40% трудятся в неформальном секторе и заняты, прежде всего, домашним производством для последующей продажи. Вклад этого сектора в занятость у женщин превышает 50%.
Какие предварительные выводы можно сделать из вышеприведенного анализа? Граждане старших возрастов и с низким уровнем образования, нашедшие себе убежище (или призвание?) в неформальном секторе, по-видимому, являются "невозвращенцами". Они вряд ли располагают достаточным человеческим капиталом для возврата в формальный сектор. Для них альтернатива - либо неактивность, либо безработица. С молодежью дело обстоит сложнее. Мы не знаем, продолжает ли она приобретать образование и навыки, необходимые для перехода в формальную экономику, лишь временно подрабатывая в неформальном секторе, или же они находятся в своеобразной "ловушке". Тогда мы имеем дело со своего рода "неформальным гетто", особым сегментом рынка труда. Вовлекая молодых людей, неформальный сектор (прежде всего, в виде труда по найму на частных лиц) дает им заработок и специфические навыки, однако отрезая им пути к продолжению формального общего и профессионального образования, а соответственно затрудняя выход из создавшегося положения. Прививаемая и быстро усваиваемая молодыми людьми культура труда (например, на вещевом или продовольственном рынке) может стать непреодолимым барьером для последующей мобильности в формальный сектор. Однако для более детальных утверждений такого рода необходимы специальные дополнительные исследования данной профессиональной группы.
Области концентрации неформальной занятости: типы поселений, отрасли и профессии
В каких отраслях и профессиях концентрируются "неформалы"?
Все профессии классифицируются в 9 основных групп в соответствии с Общероссийским классификатором профессий (ОКЗ). Неформальный сектор (как основное занятие) имеет повышенные доли занятых в трех профессиональных группах, на которые вместе приходится 70% всех здесь занятых. К группе 5 ("Работники сферы обслуживания, жилищно-коммунального хозяйства, торговли и родственных видов деятельности") относятся 33% занятых, 17% принадлежат к группе 6 ("Квалифицированные рабочие сельского, лесного, охотничьего хозяйства, рыбоводства и рыболовства") и 20% - группе 7 ("Квалифицированные рабочие крупных и мелких промышленных предприятий, художественных промыслов, строительства, транспорта, связи, геологии и разведки недр")137. В расшифровке это означает, что в неформальном секторе в профессиональном плане доминируют занятые в торговле и обслуживании граждан, сельском хозяйстве и ремонте сложной бытовой техники. Что же касается лишь подрабатывающих в неформальном секторе, то почти 4/5 всей этой группы сосредоточено в профессиях сельского хозяйства.
Такое профессиональное деление хорошо согласуется с распределением по видам деятельности (отраслям)138. В сельском хозяйстве заняты 30% всех "неформалов" (по основному занятию), 43,4% сосредочено в отрасли "оптовая и розничная торговля, ремонт автомобилей, бытовых приборов и приборов личного пользования". Лишь подрабатывающие в НС практически полностью "принадлежат" производству сельскохозяйственной продукции. Эти два укрупненных вида деятельности практически полностью определяют место неформального сектора в отраслевом разделении труда.
В сельской местности уровень занятости в неформальном секторе составляет около 9% всего населения села (в возрасте 15-72 года), составляя одну шестую всей сельской занятости. При этом две трети неформальной занятости здесь приходится на производство сельскохозяйственной продукции на своих участках для продажи. Так трудится почти 14% всех женщин в сельской местности, занятых в экономике. Наоборот, в городах доля индивидуально самозанятых составляет лишь 1,6% населения. Эти оценки лишний раз подчеркивают то обстоятельство, что значительный сегмент того, что мы называем неформальным сектором, является мелкотоварным околодомашним сельским хозяйством, использующим труд пожилых людей, имеющих лишь минимум образования.
Затраты времени в неформальном секторе
Численность занятых еще не характеризует всего объема труда, который используется в неформальном секторе. Продолжительность рабочего времени является не менее важной переменной, отражающей величину предложения труда.
Неформальный сектор как основное место работы
В неформальном секторе в целом фактическая продолжительность рабочей недели (в те недели, в течение которых проводились обследования) была короче, чем в экономике в среднем139. Мужчины здесь трудились 37,5 часов (против 39,5 час по всей экономике), а женщины - 34,1 час в неделю (против 36,6 часа). За этими средними, однако, скрывается значительная дифференциация в отработанном времени между различными социально-демографическими группами, вовлеченными в НС, и видами деятельности.
Нами были проанализированы данные о средних значениях продолжительности рабочей недели как для всех занятых в НС, так и отдельных социально-демографических и профессионально-отраслевых групп.
Обсуждение межгрупповой дифференциации следует начать с того факта, что три основные сегмента неформального сектора существенно различаются продолжительностью рабочего времени. В предпринимательском сегменте рабочая неделя заметно длиннее (особенно у мужчин) как фактически сложившейся средней величины, так и нормативной, предписанной законодательством. Мужчины трудились в течение 44,5 часов, а женщины - 40,9 часов. Продолжительность работы у занятых по найму составляла соответственно 40,6-39,5 часов в неделю, что близко нормативным значениям. Однако наиболее многочисленный сегмент занятых в НС - занятые на индивидуальной основе - трудились значительно более короткое время: их рабочая неделя составляла в среднем лишь 31,3-27,1 часа. Конечно, именно в этом сегменте были наиболее сильные внутригодовые сезонные колебания в силу его выраженного сельскохозяйственного характера. Большой удельный вес этого сегмента внутри НС (свыше 40% всех занятых), проживание в сельской местности и демографические особенности во многом определяют вариацию в продолжительности рабочего времени.
Выше мы отмечали значительную степень вовлеченности в неформальный сектор (прежде всего в части индивидуальной занятости) крайних возрастных групп и группы с образованием общим средним и ниже. Эта вовлеченность отличается невысокой продолжительностью рабочего времени. Например, лица в возрасте 15-19 лет работали 22-23 часа140 в неделю, 60-72 года - 25-24 часа, обладатели лишь общего среднего образования - 31-26 часов. Это не удивительно, поскольку в этих группах велика доля пенсионеров, для которых занятость в НС, хотя и является основной, но доход является дополнительным к пенсии. То же относится и к студентам, для которых такая работа является дополнением к учебе.
Наоборот, представители основных возрастных (20-49 лет) групп, обладатели любого профессионального образования и жители городов имели продолжительность рабочей недели около 40 часов и незначительную межгрупповую вариацию по этому показателю. В целом тенденция очевидна: чем выше образование, тем продолжительнее рабочая неделя. Это согласуется с тем, что мы отмечали ранее: предприниматели отличаются от остальных занятых в НС заметно более высоким уровнем образования.
Все имеющиеся у нас данные подчеркивают сокращенную продолжительность работы в неформальном секторе у жителей села. Они в среднем были заняты 31,5-28,5 часов в неделю (по сравнению с 40,7-37,5 часами у горожан). Имеющие занятия сельскохозяйственного характера трудились 24,1-22,8 часа в неделю, что значительно короче, чем фактическая рабочая неделя у представителей любых других занятий или отраслей неформального сектора. Она, например, составляла 42,4-37 час в строительстве, 42,4-40,5 часов в торговле, 42,5-42,9 часов в гостиницах и ресторанах. Поскольку за этими средними скрывается заметная дифференциация по продолжительности рабочего времени, можно предположить, что сверхзанятость здесь соседствует со случайной и кратковременной занятостью и недозанятостью.
Основной вывод, который мы можем сделать о недельной продолжительности труда в неформальном секторе (когда это главная или единственная работа), заключается в следующем. Лица трудоспособного возраста с образованием средним и выше, не имеющие альтернативных занятий или альтернативных источников доходов (не студенты, не домохозяйки и не пенсионеры) и не занятые сельским хозяйством, работают полную рабочую неделю (40 часов) и больше. Наоборот, те, у кого есть альтернативное занятие (студенты и домохозяйки) или постоянные социальные источники дохода (пенсионеры по возрасту, по выслуге лет или по инвалидности), заняты здесь сокращенную рабочую неделю. Занятые в домашнем мелкотоварном сельском хозяйстве также работали короткую рабочую неделю, продолжительность которой однако сильно зависела от сезона.
Время и бремя подработки в неформальном секторе
Те, кто в 2001 году имел два и более мест работы, дополнительной работе посвящали в среднем 16,5 часов в неделю. Различия в продолжительности рабочего времени между мужчинами и женщинами были при этом незначительны. Это относится в целом как к формальному, так и неформальному секторам. При этом продолжительность рабочего времени при дополнительной работе в неформальном секторе несколько больше, а гендерные различия - чуть резче (17 часов в неделю у мужчин и 17,5 у женщин).
Выводы, которые мы можем сделать на основе данных о дифференциации групп работников по фактической продолжительности рабочей недели, в целом согласуются с картиной, представленной выше. Доминирование околодомашнего сельскохозяйственного производства среди видов деятельности почти полностью определяет демографию и профессии тех работников, которые трудятся более дольше среднего. Среди женщин две возрастные группы выделяются продолжительностью своей работы: это 15-19 лет и 50-59 лет. По-видимому, они несут основное бремя этой работы. Люди в пенсионном возрасте работают несколько меньше, что может определяться состоянием здоровья у пожилых людей. Данные также показывают достаточно ясную тенденцию: продолжительность второй работы в НС связана обратной зависимостью с уровнем образования. Не имеющие профессионального образования работают здесь более продолжительное время: вторая работа в неформальном секторе - это, прежде всего, удел лиц, не имеющих образования.
ОБЩАЯ И РЕГИСТРИРУЕМАЯ БЕЗРАБОТИЦА:
В ЧЕМ ПРИЧИНЫ РАЗРЫВА?
Центр трудовых исследований ГУ-ВШЭ
2003 год
Автор: Р.И. Капелюшников
Исследование посвящено одной из наиболее парадоксальных черт российского рынка труда - устойчивому разрыву, существующему между общей и регистрируемой безработицей. Подробно рассматриваются различия как в абсолютных размерах, так и в динамике этих показателей, а также методологические особенности их определения. Центральное место в работе занимает анализ причин, из-за которых большая часть российских безработных отказывались от перспективы официальной регистрации. Автор приходит к выводу, что в первую очередь это было связано с конструкционными особенностями российской системы страхования по безработице, а также с тем, что российский рынок труда постоянно генерировал значительное число вакансий, так что безработные могли успешно вести поиск без помощи государства.
Устойчивый разрыв между общей и регистрируемой безработицей, достигавший на протяжении 1990-х гг. 3,5-7 раз, составляет одну из наиболее парадоксальных черт российского рынка труда. Он привлек к себе внимание сразу же, как только в 1992 году было проведено первое выборочное обследование рабочей силы и появилась возможность измерения безработицы в соответствии с общепринятыми статистическими критериями. Было установлено, что весьма незначительная часть российских безработных обращается за официальной регистрацией в государственные службы занятости. И если сначала могло казаться, что отставание регистрируемой безработицы от общей является всего лишь случайной аберрацией, возникшей на начальном этапе реформ, то затем обнаружилось, что оно не только не имеет тенденции к сокращению, но, напротив, с ходом времени становится все больше.
Так этот феномен стал одной из главных "загадок" российского рынка труда. Особенно активный интерес исследователей - как отечественных, так и зарубежных - он вызывал в первые пореформенные годы. К сожалению, дискуссии того времени отличались чрезмерной полемичностью и даже политизированностью: большинство аналитиков считали своей основной задачей доказать, что показатель регистрируемой безработицы дает искаженное представление о ситуации на российском рынке труда и что с его помощью официальным властям удается скрывать истинное положение дел в сфере занятости. При этом попыток систематического анализа объективных причин, способных вызывать расхождение между общей и регистрируемой безработицей, практически не предпринималось. Одно из немногих исключений - работа британского исследователя Г. Стэндинга141, но и она представляется сегодня в значительной мере устаревшей и недостаточно полной.
По-видимому, сейчас имеет смысл вновь обратиться к сравнительному анализу показателей общей и регистрируемой безработицы и попытаться обсудить возможные источники расхождения между ними, опираясь на те знания о реальных механизмах функционирования российского рынка труда, которые были накоплены за прошедшее десятилетие.
С самого начала нужно подчеркнуть, что это расхождение носило системный характер. Не было ни одного региона и ни одной категории населения, для которых уровень регистрируемой безработицы хотя бы отдаленно приближался к уровню общей безработицы. Отсюда следует, что разрыв между ними нельзя объяснить какими-либо частными причинами - особенностями политики занятости властей определенных регионов или особенностями поведения определенных социально-демографических групп. Объяснение должно отсылать к действию тех или иных универсальных факторов, которые, пусть и в неодинаковой степени, затрагивали все сегменты рабочей силы.
Измерение безработицы: методологические принципы
и основные показатели
Разрыв между показателями общей и регистрируемой безработицы может иметь чисто статистическую природу. Чтобы проверить, насколько оправданно такое предположение, необходимо четко представлять, как они конструируются и измеряются.
Эксперты Международной организации труда (МОТ) выделяют четыре альтернативные подхода к измерению масштабов и уровня безработицы, встречающиеся в статистической практике различных стран: (1) по результатам переписей населения или регулярных выборочных обследований рабочей силы; (2) на основе официальных оценок, которые рассчитываются органами государственной статистики путем комбинирования данных из различных доступных источников; (3) по регистрациям в службах занятости; (4) по численности лиц, получающих страховые выплаты по безработице142.
Российские официальные публикации содержат оценки всех четырех типов. Они отражают различные аспекты функционирования рынка труда и до известной степени дополняют друг друга. Однако базовыми можно считать два способа измерения безработицы - первый, при котором статус безработного определяется на основе выборочных обследований рабочей силы исходя из критериев Международной организации труда (в соответствии со сложившейся практикой мы будем говорить в таких случаях о "методологии МОТ"), и третий, при котором человек признается безработным по решению органов государственной службы занятости. Соответственно рассчитываются два взаимодополняющих показателя - общей (или "мотовской") и регистрируемой безработицы.
При межстрановых сопоставлениях предпочтение принято отдавать показателям, базирующимся на результатах обследований рабочей силы, поскольку они строятся по единой методологии и в большей мере свободны от искажающего влияния административной практики учета безработных. В странах с большой территориальной протяженностью и сложным государственным устройством (таких, как Россия) они обеспечивают получение сопоставимых данных по региональным рынкам труда, тогда как регистрируемая безработица может сильно колебаться в зависимости от политики местных властей и объема имеющихся у них финансовых ресурсов.
В России методы оценки общей безработицы разрабатываются по линии Государственного комитета по статистике Российской Федерации, регистрируемой безработицы - по линии Министерства труда и социального развития Российской Федерации. В дореформенный период статистическая информация о масштабах общей безработицы, ее структуре и продолжительности отсутствовала. Регулярные обследования населения по проблемам занятости были внедрены лишь с осени 1992 г. Что касается статистики регистрируемой безработицы, то и ее "возраст" не намного больше: соответствующие данные стали доступны с середины 1991 г. после принятия Закона "О занятости населения в Российской Федерации" и учреждения Государственной службы занятости.
Ключевые показатели, характеризующие масштабы и уровень российской безработицы - как общей, так и регистрируемой - приведены в таблицах 1 и 2.
Таблица 1
Численность безработных в российской экономике
(1992-2000 гг., тыс. чел.)
Год
По данным выборочных обследований по проблемам занятости населения*
По данным регистра Государственной службы занятости**
взрослое население в возрасте 15-72 лет
население в трудоспособ-ном возрасте
взрослое население без учета учащихся, студентов и пенсионеров
зарегистрированные безработ-ные
лица, не занятые трудовой деятельностью, состоящие на учете служб занятости
безработные, которым назначено пособие***
1992
3877
3555
3163
577,7
981,6
371,3
1993
4305
4062
3749
835,5
1084,5
550,4
1994
5702
5474
5190
1636,8
1878,9
1395,5
1995
6712
6479
6204
2327,0
2549,0
2025,8
1996
6732
6513
6212
2506,0
2750,8
2264,7
1997
8058
7797
7427
1998,7
2202,5
1771,1
1998
8876
8595
8190
1929,0
2147,6
1756,4
1999
9094 (9323)
8642
(8850)
8127
(8337)
1263,4
1442,7
1090,2
2000
6999 (7515)
6692
(7154)
6287
(6702)
1037,0
1196,5
908,7
Источники: Обследование населения по проблемам занятости, ноябрь 1999 г. М.: Госкомстат России, 2000, вып. 2. Обследование населения по проблемам занятости, ноябрь 2000 г. М.: Госкомстат России, 2001; Основные показатели деятельности органов Государственной службы занятости. М., Государственная служба занятости, 1992-2000.
* 1992-1995, 199--1998 гг. - октябрь, 1996 г. - март, 1999-2000 гг. - ноябрь. Для 1999-2000 гг. в скобках приводятся усредненные оценки по четырем квартальным обследованиям.
** По состоянию на конец года.
*** До 1997 г. - численность лиц, получавших пособия по безработице.
Таблица 2
Альтернативные оценки уровня безработицы в России (%%)
Год
Уровень общей безработицы
Уровень регистрируемой безработицы***
с частичным использованием данных баланса трудовых ресурсов ("официальная" оценка)*
по данным выборочных обследований населения по проблемам занятости**
офици-альный
скорректиро-ванный

взрослое население 15-72 лет ("исходная" оценка)
население в трудоспо-собном возрасте
население 15-72 лет без учета безра-ботных учащихся, студентов и пенсионеров




(1)
(2)
1992
5,2
5,2
5,1
4,3
0,8
1,4
0,5
1993
5,8
5,9
5,9
5,2
1,1
1,4
0,7
1994
7,7
8,1
8,2
7,4
2,2
2,5
1,9
1995
9,2
9,5
9,6
8,8
3,2
3,5
2,7
1996
9,2
9,7
9,8
9,0
3,4
3,7
3,1
1997
11,2
11,8
12,0
11,0
2,7
3,0
2,4
1998
12,3
13,3
13,5
12,4
2,7
3,0
2,5
1999
12,4
(12,7)
12,9 (13,4)
13,0 (13,4)
11,7
(12,1)
1,7
1,9
1,5
2000
9,7
(10,4)
10,0 (10,8)
10,1 (10,8)
9,1
(9,7)
1,4
1,6
1,2
Источники: Россия в цифрах. М.: Госкомстат России., 1999; "Социально-экономическое положение в России". М.: Госкомстат России (различные выпуски); Обследование населения по проблемам занятости, ноябрь 1999 г. М.: Госкомстат России, 2000, выпуск 2; Обследование населения по проблемам занятости, ноябрь 2000 г. М.: Госкомстат России, 2001; Основные показатели деятельности органов Государственной службы занятости. М., Государственная служба занятости, 1992-2000;
* Отношение численности безработных по данным ОНПЗ к численности экономически активного населения по данным БТР. 1992-1995, 1997-2000 гг. - на конец года, 1996 г. - март. Для 1999-2000 гг. в скобках приводятся усредненные оценки по четырем квартальным обследованиям.
** 1992-1995, 1997-1998 гг. - октябрь, 1996 г. - март, 1999-2000 гг. - ноябрь. Для 1999-2000 гг. в скобках приводятся усредненные оценки по четырем квартальным обследованиям.
*** На конец года. Официальный уровень регистрируемой безработицы - отношение численности зарегистрированных безработных к численности экономически активного населения по БТР. Скорректированный уровень (1) - отношение численности не занятых трудовой деятельностью, состоящих на учете в службах занятости, к численности экономически активного населения. Скорректированный уровень (2) - отношение численности безработных, которым было назначено пособие (до 1997 г. - безработные, получавшие пособия), к численности экономически активного населения.
Оценки общей безработицы формируются в соответствие с методологическими принципами, выработанными МОТ. Эти принципы используются с незначительными модификациями в большинстве стран мира. В выборочных обследованиях населения по проблемам занятости, проводимых Госкомстатом России, к безработным относят лиц в возрасте 15-72 лет, которые в рассматриваемый период удовлетворяли одновременно трем критериям:
* не имели работы (доходного занятия);
* занимались поиском работы: обращались в государственную / коммерческую службу занятости, использовали или помещали объявления в печати, непосредственно обращались к администрации предприятия или работодателю, использовали личные связи и т. д. или предпринимали шаги к организации собственного дела;
* были готовы приступить к работе в течение определенного периода времени.
При измерения безработицы принято, что критерий отсутствия работы относится к обследуемой неделе, критерий поиска работы распространяется на четыре недели, предшествующие обследуемой неделе, а критерий готовности приступить к работе - на две недели после обследуемой недели143. Несмотря на то, что каждый из этих критериев имеет собственные временные пределы, показатель безработицы относится к обследуемой неделе. Учащиеся, студенты, пенсионеры и инвалиды учитываются наравне с другими группами в качестве безработных, если они занимались поиском работы и были готовы к ней приступить. Для лиц, организующих собственное дело, периодом поиска работы считается деятельность до регистрации предприятия; деятельность после регистрации считается занятостью на собственном предприятии.
Безработными признаются также лица, которые в обследуемый период:
* не имели работы, но договорились о сроке ее начала и не продолжали в связи с этим ее дальнейшего поиска;
* не имели работы, были готовы к ней приступить, но не вели поиска, так как ожидали (не более 1 месяца) ответа от администрации или работодателя на сделанное ранее обращение144.
Уровень общей безработицы, us, рассчитывается как выраженный в процентах удельный вес численности безработных в численности экономически активного населения:
us = Us/Ls*100% = Us/(Us+Es)*100%, (1)
где Us, Es и Ls - соответственно численность безработных, занятого и экономически активного населения по результатам выборочных обследований.
Как известно, российская статистика разрабатывает и формирует два альтернативных показателя совокупной занятости - по методологии выборочных обследований населения по проблемам занятости (ОНПЗ) и по методологии баланса трудовых ресурсов (БТР). Соответственно в официальных изданиях можно встретить различающиеся оценки уровня общей безработицы в зависимости от того, как при его расчете определяется численность экономически активного населения (то есть какая величина присутствует в знаменателе выражения (1)). Она может рассчитываться либо как сумма безработных и занятых по ОНПЗ (Us+Es), либо как сумма безработных по ОНПЗ и занятых по БТР (Us+Eb)145. Оценки первого типа, которые можно обозначить как "исходные", публикуются Госкомстатом России в статистических бюллетенях, посвященных результатам выборочных обследований населения по проблемам занятости, и в сборниках "Труд и занятость в России"; оценки второго типа, которые можно рассматривать как "официальные", - в ежемесячных выпусках "Социально-экономическое положение в России" (до 2000 г. они публиковались также в "Статистических ежегодниках России"). Из-за того, что численность занятых по ОНПЗ меньше, чем по БТР (Es<Eb), "исходные" оценки уровня общей безработицы оказываются несколько выше "официальных". Однако, как видно из таблицы 2, разрыв этот был относительно невелик и, как правило, не превышал одного процентного пункта.
Следует также отметить, что до 2001 г. оценка численности занятых в рамках в выборочных обследованиях Госкомстата России в двух важных отношениях отличалась от методологических рекомендаций МОТ. Во-первых, лица, производившие в домашнем хозяйстве товары и услуги для реализации и не имевшие другого доходного занятия, относились к экономически неактивному населению, тогда как в соответствии с общепринятыми методологическими критериями они должны были бы квалифицироваться как занятые. Это занижало численность занятого, а, следовательно, и экономически активного населения, и вело к завышению уровня безработицы. Во-вторых, лица, ушедшие с работы в отпуск по уходу за ребенком от 1,5 до 3 лет, включались в состав занятых, хотя корректнее было бы относить их к экономически неактивному населению. Это, напротив, завышало численность рабочей силы и вело к занижению уровня безработицы.
В 2001 г. Госкомстат России устранил эти несоответствия, причем ретроспективной корректировке подверглись также данные за 1999-2000 гг. Чистый эффект выразился в снижении уровня безработицы на 0,2-0,5 процентных пункта. Например, уровень безработицы в ноябре 1999 г. уменьшился с 12,9% до 12,6% (в среднем за год - с 13,4% до 13,0%), в ноябре 2000 г. - с 10,0 до 9,8% (в среднем за год - с 10,8% до 10,5%). Однако показатели за более ранние годы пересмотрены не были (из-за отсутствия необходимых данных). Поэтому с целью сохранения сопоставимости мы будем пользоваться для 1999-2000 гг. первоначальными нескорректированными оценками.
Что касается регистрируемой безработицы, то основу ее измерения составляет административная информация о клиентах государственных служб занятости (ГСЗ). Показатели регистрируемой безработицы обладают тем преимуществом, что опираются на сплошное непрерывное статистическое наблюдение и отличаются высокой степенью оперативности (рассчитываются ежемесячно). Они выполняют важную инструментальную функцию, обеспечивая информационную базу для формирования государственной политики на рынке труда и открывая возможности для оценки ее масштабов и степени эффективности.
Вместе с тем регистрируемая безработица охватывает лишь часть лиц, нуждающихся в трудоустройстве, а именно тех, кто в поисках работы обращаются за помощью к государству. Их круг может меняться в зависимости от самых различных "привходящих" факторов, таких как психологическая готовность или неготовность к контактам с официальными инстанциями, установленный порядок регистрации, уровень материальной поддержки безработных, спектр оказываемых услуг и т. п. Иными словами, величина, структура и продолжительность регистрируемой безработицы во многом отражают институциональный потенциал государственных служб занятости. В российской практике сегмент, попадающий в поле зрения ГСЗ, нередко обозначают специальным термином - "регулируемый рынок труда".
Основные принципы регистрации безработных установлены Законом о занятости населения. В соответствие с ним официальными безработными признаются трудоспособные граждане, которые не имеют работы и заработка, зарегистрированы в органах службы занятости в целях поиска подходящей работы, ищут работу и готовы приступить к ней (ст. 3, п. 1). Хотя в этом определении упоминаются критерии отсутствия работы, ее поиска и готовности к ней приступить, методологически оценки регистрируемой безработицы отличаются от оценок общей безработицы. Далеко не каждый, кто может быть квалифицирован как безработный в соответствии со стандартным определением МОТ, имеет право на получение официального статуса безработного.
Существует несколько альтернативных показателей, которые могут использоваться для оценки масштабов поисковой активности на рынке труда в той части, в какой она отслеживается государственными службами занятости:
* общая численность лиц, обратившихся в ГСЗ по вопросам трудоустройства;
* численность лиц, не занятых трудовой деятельностью, состоящих на учете в службах занятости. В их число не входят те, кто имея работу, ищут альтернативную или дополнительную занятость, а также учащиеся и студенты дневной формы обучения 146;
* численность лиц, зарегистрированных в ГСЗ в качестве безработных. По сравнению с предыдущей эта категория является более узкой и не включает: а) молодых людей до 16 лет; б) пенсионеров; в) лиц, отказавшихся в течение 10 дней со дня обращения от двух вариантов подходящей работы, а также лиц, отказавшихся от двух вариантов профессиональной подготовки или двух предложений оплачиваемой работы (в том случае, если они не имели профессии и искали работу впервые); г) лиц, не явившихся без уважительной причины в течение 10 дней со дня регистрации в целях поиска подходящей работы в органы службы занятости для предложения им подходящей работы; д) лиц, не явившихся в срок, установленный для их регистрации в качестве безработных. К безработным не относятся также лица, прошедшие первичную регистрацию и ждущие решения о присвоении им статуса безработного, и лица, направленные для прохождения обучения и переобучения, которые на этот период квалифицируются как занятые147;
* численность безработных, которым назначено пособие по безработице. Пособие назначается не всем зарегистрированным безработным. В частности, оно не предоставляется тем, кто уже исчерпал право на его получение.
В таблице 3 показано, как соотношение между перечисленными категориями менялось во времени. Отчетливо прослеживается тенденция к их постепенному сближению. Так, если в 1992 г. безработные составляли 59% от числа не занятых трудовой деятельностью, а обладатели пособий - 64% от числа безработных, то в 2000 г. эти соотношения выглядели соответственно как 87% и 88%.
Таблица 3
Соотношение между различными категориями лиц, состоявших на учете в Государственной службе занятости (на конец года)
Год
Обратившиеся в службы занятости по вопросам трудоустройства,
(тыс. чел.)
из них:

не занятые трудовой деятельностью
(в % к кол. 2)*
их них:

безработные
(в % к кол. 3)
из них:


назначено пособие по безработице
(в % к кол. 4)**
(1)
(2)
(3)
(4)
(5)
1992
н. д.
н. д.
59
64
1993
н. д.
н. д.
77
66
1994
1923,6
98
87
85
1995
2643,3
96
91
87
1996
2788,8
99
91
90
1997
2235,5
99
91
89
1998
2178,9
99
90
91
1999
1476,4
98
88
86
2000
1239,3
97
87
88
Источники: Основные показатели деятельности органов Государственной службы занятости. М., Государственная служба занятости, 1992-2000.
* до 1995 г. - численность трудоспособных граждан, не занятых трудовой деятельностью, ищущих работу.
** до 1997 г. - численность лиц, получавших пособия по безработице.
Очевидно, что определение численности зарегистрированных безработных во многих отношениях отклоняется от рекомендаций МОТ. При строгом следовании "мотовским" критериям в состав безработных должны были бы включаться все группы, не имеющие доходного занятия и обратившиеся в ГСЗ в поисках трудоустройства, включая учащихся, студентов, пенсионеров, а также лиц, ожидающих решения о регистрации. И все же расхождения между общей и регистрируемой безработицей, связанные с таким суженным подходом, являются, как будет показано ниже, далеко не главными.
Уровень регистрируемой безработицы, ur, рассчитывается как процентное отношение численности зарегистрированных безработных к численности экономически активного населения по балансу трудовых ресурсов:
ur = Ur/Lb*100% = Ur/(Us+Eb)*100%, (2)
где Ur - численность зарегистрированных безработных, а Lb - численность экономически активного населения по БТР, равная сумме безработных по обследованиям рабочей силы, Us, и занятых по балансу трудовых ресурсов, Eb148.
Имеющиеся данные позволяют также представить два альтернативных варианта оценки уровня регистрируемой безработицы - более широкий (исходя из численности лиц не занятых трудовой деятельностью) и более узкий (исходя из численности безработных, которым назначено пособие). Первый из них в большей мере, чем официальный показатель, приближается к стандартному определению безработицы МОТ, тогда как второй дает возможность оценить, насколько широка финансовая поддержка безработных со стороны государства. Однако эти дополнительные способы измерения приводят к достаточно близким результатам (см. таблица 2).
Сравнение с данными выборочных обследований ясно показывает, что в российских условиях подавляющее большинство искавших работу оставались за рамками регистра служб занятости (см. таблицы 1 и 2). Как в начале, так и в конце 1990-х гг. на каждого официально зарегистрированного безработного приходилось примерно семь "мотовских". Это соотношение мало меняется при использовании "суженных" показателей общей или "расширенных" показателей регистрируемой безработицы, которые представлены в тех же таблицах. Отсюда следует достаточно очевидный вывод: лишь незначительную часть расхождения между ними можно объяснить собственно статистическими причинами.
Динамика общей и регистрируемой безработицы
Общая и регистрируемая безработица отличались не только по абсолютным масштабам. Траектории их изменения во времени также были существенно иными.
Численность безработных по определению МОТ увеличилась с примерно 4 млн. чел. в конце 1992 г. до примерно 7 млн. чел. в конце 2000 г., численность зарегистрированных безработных - с 60 тыс. чел. в 1991 г. до 1 млн. чел. в 2000 г. Уровень общей безработицы вырос с 5,2% в 1992 г. до 10,0% в 2000 г.; уровень регистрируемой безработицы - с 0,1% в 1991 г. до 1,4% в 2000 г.
Из динамики некоторых альтернативных показателей, обсуждавшихся в предыдущем разделе, видно, что уровни общей безработицы для лиц в трудоспособном возрасте и для всего взрослого населения практически совпадали; что исключение из состава безработных учащихся, студентов и пенсионеров почти не меняет общего рисунка движения; и, наконец, что на протяжении большей части 1990-х гг. разрыв между официальными оценками регистрируемой безработицы и ее скорректированными оценками был устойчивым и не слишком значительным.
Изменения в показателях безработицы были слабо синхронизированы с колебаниями ВВП и численности занятых. Ускорение экономического спада далеко не всегда сопровождалось более активным расширением армии безработных, и, напротив, ослабление или даже приостановка негативных тенденций в производстве и занятости не всегда замедляли ее рост.
Повышательный тренд в динамике общей безработицы сохранялся на протяжении практически всего периода, пока в российской экономике длился трансформационный кризис. Как ни странно, пик пришелся на февраль 1999 г., когда несмотря на начавшееся оживление уровень общей безработицы достиг рекордной отметки - 15,0% (скорректированная оценка - 14,6%). Возможно, здесь мы имеем дело с отложенным эффектом финансового кризиса в августе предшествующего года.149 Затем в условиях возобновившегося экономического роста общая безработица стала быстро снижаться, сократившись к ноябрю 2000 г. в полтора раза. Во второй половине 2001 г. ее уровень лишь немного превышал 8%. В других постсоциалистических странах столь заметное улучшение ситуации на рынке труда после окончания трансформационного спада отмечалось нечасто.
Рисунок движения регистрируемой безработицы был существенно иным. Она достигла пика намного раньше - в апреле 1996 г., когда ее уровень составил 3,8%. Точкой перелома стал следующий месяц, после чего она быстро пошла на убыль. Хотя на долгосрочную тенденцию к ее сокращению накладывались краткосрочные сезонные колебания (в начале каждого года регистрируемая безработица обычно немного "подрастала"), это не меняло общего вектора движения150.
Отмеченный перелом в тренде имел простое объяснение: в апреле 1996 г. в Закон о занятости были внесены поправки, которые сразу же отразились на уровне и динамике зарегистрированной безработицы151. Эти поправки ужесточили условия регистрации и предоставления пособий, а кроме того привели к изменениям в учетной практике ГСЗ (так, безработные, направленные на общественные работы, стали квалифицироваться как имеющие временную занятость и перестали учитываться при подсчете общей численности зарегистрированных безработных.)
Приблизительно тогда же начало ухудшаться финансовое положение Государственного фонда занятости населения (ГФЗН), из средств которого покрывались расходы служб занятости, включая выплату пособий безработным. С осени 1995 г. стала быстро нарастать задолженность предприятий по отчислениям в ГФЗН, что вызвало появление задержек в выплате пособий. После того, как в начале 1996 г. страховой тариф был снижен с 2% до 1,5% от фонда оплаты труда предприятий, дефицит бюджета ГФЗН приобрел хронический характер и невыплаты пособий превратились в массовое явление.
Острую нехватку финансовых средств службы занятости пытались компенсировать частичным свертыванием активных программ на рынке труда (переподготовки, субсидируемой занятости и др.); внедрением практики взаимозачетов, когда предприятия начинали уплачивать отчисления в ГФЗН производимой ими продукцией (в результате пособия безработным также приходилось выплачивать не в денежной, а в натуральной форме); дополнительным ужесточением режима регистрации и условий материальной поддержки безработных на региональном уровне.
Все это ослабило стимулы к регистрации и быстро сказалось на потоке обращений. Резкое сокращение объема услуг, предоставляемых ГСЗ, привело к тому, что в динамике зарегистрированной безработицы возобладала устойчивая тенденция к снижению - и это несмотря на увеличение потенциального спроса на них, связанного с продолжавшимся ростом общей безработицы.
Под воздействием августовского кризиса 1998 г. падение регистрируемой безработицы было на короткое время приостановлено: с "додефолтных" 2,5% ее уровень поднялся до 2,7%. Однако уже в первом квартале 1999 г. она вновь пошла на спад, снизившись к концу 2000 г. до отметки 1,4%.
Динамика российской безработицы - как общей, так и регистрируемой - была достаточно нетипичной. В других переходных экономиках начало рыночных реформ ознаменовалось резким скачком открытой безработицы. Практически везде она быстро преодолела десятипроцентный рубеж, а в ряде случаев (Болгария, Польша, Словакия) превысила 15-20%. (Исключением была Чехия, где безработица долгое время удерживалась на отметке 3-4%.) К середине 1990-х гг. безработица в большей части стран ЦВЕ стабилизировалась, а затем по мере укрепления их экономического положения стала частично рассасываться. Однако любые, даже не очень значительные перепады экономической конъюнктуры сразу же приводили к очередному ухудшению ситуации.
В отличие от этого в России не отмечалось каких-либо резких скачков в динамике общей безработицы: ее рост был медленным и постепенным и лишь на шестом году рыночных реформ она перешагнула десятипроцентный рубеж, достигнув того уровня, который установился в большинстве других постсоциалистических стран уже после того, как там был возобновился экономический рост. Только Чехия и Румыния на протяжении большей части 1990-х гг. демонстрировали более низкие показатели, чем Россия.
По масштабам трансформационного спада Россия превосходила страны ЦВЕ, так что было бы естественно ожидать, что и по масштабам незанятости она также окажется в числе "лидеров". Скажем, в Болгарии, где сокращение производства было сопоставимо с российским, в наиболее кризисные годы общая безработица охватывала почти четверть всей рабочей силы. Поведение российского рынка труда было в этом смысле нестандартным: несмотря на б(льшую глубину и продолжительность переходного кризиса рост безработицы был выражен на нем слабее и носил менее "взрывной" характер, растянувшись на достаточно длительный период.
Таким образом, в межстрановой перспективе российский опыт предстает как весьма специфичный:
* динамика безработицы не коррелировала жестко с динамикой производства и занятости;
* уровень безработицы никогда не достигал пиковых значений, характерных для большей части других постсоциалистических стран;
* траектория изменения безработицы была сравнительно плавной, без резких скачков, вызванных разовыми выбросами на рынок труда больших масс безработных;
* с началом выхода российской экономики из трансформационного кризиса сокращение безработицы шло более быстрыми темпами, чем в большинстве других переходных экономик в аналогичной ситуации;
* если судить о текущей ситуации на рынке труда по более высокому из двух показателей - уровню либо общей, либо регистрируемой безработицы, то окажется, что Россия с ее восьмипроцентным контингентом безработных вместе с Венгрией и Чехией относится к тройке наиболее благополучных стран;
* наконец, нигде между общей и регистрируемой безработицей не наблюдалось такого огромного и устойчивого разрыва, который имел место на российском рынке труда.
Почему регистрируемая безработица остается ниже общей?
Приступая к обсуждению этой темы, необходимо прежде всего развеять два часто встречающихся заблуждения.
Существует мнение, что расхождение между общей и регистрируемой безработицей - аномалия, присущая исключительно российскому рынку труда152. В действительности же это вполне закономерное явление, встречающееся повсеместно и обусловленное различной статистической природой альтернативных индикаторов безработицы. Правда, обычно разрыв между ними оказывается, во-первых, не слишком значительным и, во-вторых, в пользу регистрируемой, а не общей безработицы. Так, в большинстве стран ЦВЕ уровень первой превышал уровень второй на 10-70% (в этом легко убедиться, сравнив соответствующие "страновые" кривые). Только в Болгарии и Чехии, подобно России, численность зарегистрированных безработных какое-то время отставала от численности "мотовских" безработных, но и там это отставание было много скромнее - порядка 20-30%.
Несмотря на это российский опыт нельзя считать уникальным. Так, во всех постсоветских экономиках, где регулярно проводятся выборочные обследования рабочей силы, общая безработица превышает регистрируемую (исключение - Литва), причем разрыв измеряется в "разах". Из развитых стран сходная ситуация существует в США, где за регистрацией обращается лишь каждый третий "мотовский" безработный.
Еще более популярен упрощенный подход, рассматривающий регистрируемую безработицу как составную часть общей. На деле они охватывают пересекающиеся, но все же не совпадающие сегменты населения: если верно, что далеко не каждый "мотовский" безработный обращается за регистрацией в ГСЗ, то верно и обратное - далеко не всякий зарегистрированный безработный может считаться безработным по определению МОТ153. Как показали в своем исследовании С. Коммандер и Р. Емцов, в 1993-1994 гг. в России примерно каждый третий-четвертый зарегистрированный безработный не являлся безработным по определению МОТ, так как имел работу, которую скрывал от органов службы занятости. Более того, даже среди получателей пособий насчитывалось не менее 20-30% "фиктивных" безработных154. Отсюда, заметим в скобках, следует, что доля "мотовских" безработных, не имевших официального статуса, была еще выше, чем показывает "лобовое" сопоставление данных ОНПЗ с данными ГСЗ.
Устойчивый разрыв в уровнях общей и регистрируемой безработицы, величина которого в отдельные годы превышала 10 процентных пунктов, мог вызываться целым комплексом факторов - от социально-психологических до институциональных и общеэкономических. Обратимся сначала к тем из них, которые, скорее всего, имели фоновое значение.
1. Слабая информированность безработных о режиме деятельности служб занятости155. Такое объяснение выглядит вполне правдоподобно для начального периода, когда этот новый для российского рынка труда институт делал только самые первые шаги. Однако для более позднего периода, когда услугами ГСЗ уже успели воспользоваться миллионы людей, оно представляется недостаточно убедительным. Постепенное распространение информации о режиме деятельности служб занятости должно было бы вести к сокращению "клина" между общей и регистрируемой безработицей, тогда как на деле он становился все более массивным.
2. Фактор "стигматизации". Общественное мнение может подвергать получателей пособий моральному осуждению как "иждивенцев", не желающих трудиться и предпочитающих жить за чужой счет. В этом случае многие безработные будут оказываться от помощи государства, если обращение за ней входит в противоречие с господствующими социальными стереотипами. Действие фактора "стигматизации" должно сильнее сказывается на мужчинах, чем на женщинах, и, по-видимому, их меньшая склонность к поискам работы через государственные службы занятости отчасти связана именно с этим. Однако, как показывают эмпирические наблюдения, российское население демонстрирует высокую степень активности и изобретательности, добиваясь разнообразных социальных гарантий и льгот, и не вполне понятно, почему из этого ряда должны выпадать пособия по безработице.
3. Бюрократические сложности оформления регистрации. Оценить величину бюрократических издержек, с которыми приходится сталкиваться российским безработным, довольно трудно. Пакет документов, который они должны предъявлять, вставая на учет в органах службы занятости, мало отличается от того, который потребовали бы от него в службах занятости других стран. Косвенным показателем бюрократических издержек может служить среднее количество официально зарегистрированных безработных, приходящихся на одного сотрудника служб занятости. С этой точки зрения российская ситуация выглядела достаточно благополучно. Если в России указанное соотношение составляло примерно 60 безработных на одного сотрудника ГЗС (данные 1997 г.)156, то в Словении оно составляло 148, в Венгрии - 162, Польше - 235, Эстонии - 434 и только в Чехии было ниже - всего 30157.
В то же время, по мнению некоторых исследователей, в России бюрократические издержки должны были возрастать из-за требования дважды в месяц проходить перерегистрацию, то есть посещать службы занятости даже тогда, когда они не могли предложить никакого варианта трудоустройства158. Не исключено также, что объем документооборота в российских службах занятости был больше, а степень компъютеризации - меньше, чем в службах занятости стран ЦВЕ. Следствием более высокой нагрузки могли становиться очереди, ошибки при оформлении документов, снижение качества обслуживания и т. д.
Однако для российских граждан очереди и бюрократические препоны - привычная среда, в которую погружено взаимодействие с любой государственной инстанцией. Службы занятости - относительно новый институт, сильнее ориентированный на нужды клиентов по сравнению со многими другими государственными структурами, унаследованными от прежней системы. Маловероятно, что бюрократические издержки взаимодействия с ними были настолько обременительны, чтобы бoльшая часть безработных отказывалась от регистрации только из-за этого.
4. Территориальная удаленность органов службы занятости. Труднодоступность местных отделений ГСЗ также может становиться серьезным препятствием на пути регистрации многих безработных159. На российском рынке труда - из-за больших расстояний и недостаточного развития транспортной сети - действие территориального фактора может проявляться сильнее, чем на рынках труда "малых" стран, таких как страны ЦВЕ или большинство бывших советских республик.
И все же его значение не следует преувеличивать. В мегаполисах (таких как Москва или Санкт-Петербург), где проблемы расстояний реально не существует, относительный разрыв в показателях общей и регистрируемой безработицы был не меньше, чем во многих других регионах. Если бы отказ от регистрации мотивировался прежде всего труднодоступностью местных отделений службы занятости, тогда в регистрируемой безработице сельские жители были бы представлены намного шире, чем в общей. Однако на деле соотношение было обратным (так, в конце 2000 г. к сельскому населению принадлежали 31,4% зарегистрированных безработных и лишь 26,5% безработных по определению МОТ)160.
По-видимому, более важное значение имели конструкционные особенности российской системы поддержки безработных.
"Административный" фактор является далеко не нейтральным. Очевидно, что при прочих равных условиях стимулы к регистрации будут тем слабее, чем менее щедрой и более селективной является принятая модель страхования по безработице. Наглядный пример дают США, имеющие один из самых жестких режимов страхования среди всех стран со зрелой рыночной экономикой. Не случайным выглядит и "лидерство" общей безработицы по отношению к регистрируемой в странах СНГ, если вспомнить, что в качестве главного образца при конструировании своих систем поддержки безработных они чаще всего использовали российский Закон о занятости161. Наконец, иллюстрацией значимости "административного" фактора могут служить изменения, внесенные в 1996 г. в российское законодательство о занятости и направленные на ужесточение условий регистрации и поддержки безработных: если в первой половине 1990-х гг. разрыв между общей и регистрируемой безработицей постепенно сжимался, то начиная с этого момента, напротив, стал разрастаться и становиться все шире.
Можно выделить несколько общих характеристик государственной системы поддержки безработных, способных активно воздействовать на стимулы к регистрации. Интересно, что различные аспекты российской модели зачастую порождали прямо противоположные эффекты.
1. Ограничение круга безработных, имеющих право на пособия. В большинстве стран мира (включая страны с переходной экономикой) такие категории безработных как уволившиеся по собственному желанию, уволенные за виновные действия, возобновляющие трудовую деятельность и впервые вступающие на рынок труда либо вообще лишены прав на пособие, либо начинают получать его с задержкой в несколько месяцев. Как правило, пособие предоставляется только в том случае, если до обращения в службу занятости безработный в течение определенного периода трудился (обычно не менее полугода или года) и с его заработка уплачивались страховые взносы162.
Однако в России ограничения такого рода почти полностью отсутствуют: статус безработного с правом на получение пособий предоставляется практически всем обращающимся в ГСЗ, если они не имеют работы. Следует также добавить, что во многих странах к безработным, отказывающимся от предложений о трудоустройстве или нарушающим порядок перерегистрации, применяются более жесткие санкции, чем те, что предусмотрены российским законодательством. В результате в России получали пособия 80-90% всех зарегистрированных безработных, тогда как в странах ЦВЕ - от 15% до 46% (данные середины 1990-х гг.). Причем если в России охват безработных пособиями с течением времени расширялся, то в них становился все (же.
Исключение, как отмечалось, составляют только учащиеся, студенты и пенсионеры, которым согласно Закону о занятости не может присваиваться официальный статус безработных и назначаться пособие. Это, несомненно, служило одним из источников расхождения между данными ОНПЗ и данными ГСЗ, но его значимость едва ли была велика. Исключение из состава "мотовских" безработных учащихся, студентов и пенсионеров сокращает разрыв в уровнях общей и регистрируемой безработицы всего на 0,8-2,3 процентных пункта.
2. Величина пособий по безработице. Стимулы к регистрации впрямую зависят от размера выплачиваемых пособий. Если исходить из формального критерия - процентного отношения к заработной плате по последнему месту работы безработного, то установленный российским законодательством уровень пособий приближался к 60%, не уступая или даже превосходя аналогичный показатель для стран ЦВЕ.
Однако фактический размер выплат по безработице в России был ниже, колеблясь в пределах 10-30% от средней заработной платы163. В странах ЦВЕ они находились на более высокой отметке - 20-40%164.
Таблица 4
Некоторые характеристики российской системы поддержки безработных, 1992-1999 годы
Показатели
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
Доходы ГФЗН, млрд. деном. руб.
0,04
0,6
3,0
6,2
7,0
8,8
8,6
12,6
Расходы ГФЗН, млрд. деном. руб.
0,01
0,4
2,4
6,4
7,3
8,8
8,6
12,2
Расходы ГФЗН на выплату пособий и материальную помощь, млрд. деном. руб.
0,002
0,04
0,4
1,9
3,5
5,2
5,0
7,5
Выплаты пособий товарами и услугами, млрд. деном. руб.
-
-
-
-
-
0,9
1,2
1,4
Общая задолженность предприятий по страховым взносам в ГФЗН, млрд. деном. руб.*, в том числе:
-
-
-
-
6,3
9,4
13,4
14,0
* основной долг
-
-
-
-
3,8
4,5
5,8
6,4
* пени и штрафы
-
-
-
-
2,5
4,9
7,6
7,6
Задолженность ГФЗН по выплатам пособий, млрд. деном. руб.*
-
-
-
-
1,5
2,8
3,7
1,6
Среднемесячный размер выплат, деном. руб.**
1,0
16,1
40,7
98,6
170,1
269,3
337,0
403,0
Отношение среднего размера выплат к средней заработной плате, %**
16,4
27,4
18,5
20,9
21,5
27,9
30,4
25,5
Отношение численность безработных, которым были произведены выплаты, к численности безработных, которым было назначено пособие, %**
-
-
-
89
75
74
71
110***
Доля безработных, которым были произведены выплаты в минимальном размере, в общей численности получавших пособия, %**
-
-
-
49
48
46
48
48
Источники: данные Министерства труда и социального развития РФ; Основные показатели деятельности органов государственной службы занятости, январь-декабрь. М., Государственная служба занятости, 1993-1999; Обзор экономической политики в России за 1999 год. М., Бюро экономического анализа, 2000, стр. 322; Итоги работы по регулированию рынка труда в 1999 году. М., Министерство труда и социального развития Российской Федерации, 2000, стр. 74-76.
* На конец года.
** В среднем за год.
*** В 1999 г. активное погашение задолженности за прошлые годы привело к тому, что число лиц, которым производились выплаты, превысило число безработных с назначенным пособием.
Низкие коэффициенты возмещения в начальный период российских реформ объяснялись высокими темпами и затяжным характером инфляции. Выплачиваемые пособия привязаны к прошлым заработкам безработных и не подлежат индексации. Но в условиях высокой инфляции текущая денежная заработная плата может далеко отрываться от того уровня, на котором она находилась несколько месяцев назад, когда безработные еще сохраняли занятость. В результате пособия начинают сильно "худеть" относительно средней заработной платы, наблюдаемой в данный момент. Показательно, что по мере замедления инфляции коэффициент возмещения стал приближаться к значениям, характерным для стран ЦВЕ (см. таблица 4).
Серьезным фактором, ставшим подрывать стимулы к регистрации уже в период снизившейся инфляции, стали систематические задержки в выплате пособий. Во второй половине 1990-х гг. пособия получали лишь 70-75% из числа тех, кому оно было назначено (см. таблица 4). Задолженность по пособиям достигала 40-50% от годовых объемов фактически производившихся выплат, а в "пиковом" 1998 г. превысила 70%. Суммарная задолженность предприятий по отчислениям в ГФЗН превосходила его годовой бюджет. Только основной долг (без пени и штрафов) был эквивалентен почти половине ежегодных расходов ГФЗН. Лишь в 1999 г. улучшение общей экономической ситуации позволило службам занятости начать активное погашение задолженности, накопившейся за прошлые периоды (к концу третьего квартала 2000 г. задолженность по выплатам пособий была практически ликвидирована).
Одновременно с задержками выплат по безработице возникла и стала быстро набирать силу тенденция к их "бартеризации". Многие предприятия предпочитали делать отчисления в ГФЗН своей продукцией, что вынуждало службы занятости также переходить на выплату пособий "натурой". В некоторых российских регионах компенсация безработных в натуральной форме была сопоставима по своему значению с их компенсацией в денежной форме. В 1997 г. около 20% всех выплат производились товарами и услугами, в 1998-1999 гг. - почти 25% (см. таблица 4). Это дополнительно снижало привлекательность обращений в службы занятости.
В итоге фактический уровень материальной поддержки, которую обеспечивала российским безработным регистрация в ГСЗ, оказывался ниже, чем в странах ЦВЕ165. Несомненно, разрыв в масштабах общей и регистрируемой безработицы объяснялся во многом именно этим.
3. Продолжительность выплаты пособий. Как показывают исследования рынка труда в развитых странах, продолжительность выплаты пособий может оказывать на уровень безработицы даже большее влияние, чем их размер. В России срок выплаты пособий был единым для всех безработных и равнялся 12 месяцам (только в 2000 г. для некоторых категорий он был сокращен до полугода). В большинстве стран ЦВЕ максимальная продолжительность выплат была короче и, кроме того, сильно дифференцировалась по различным категориям безработных166.
Однако российская система поддержки безработных обладала одной достаточно необычной организационной чертой: де факто в ней ограничивался не только срок получения пособий, но также и общий срок пребывания на учете в службах занятости, который, согласно действовавшему законодательству, не мог превышать полутора лет. Обычно системы поддержки безработных строятся так, что лица, исчерпавшие право на пособие, перестают их получать, но при этом продолжают оставаться в регистре служб занятости. В этом пункте российское законодательство страдало недостаточной ясностью и не содержало четких указаний, как следует поступать с теми, кто уже пробыл в регистре 18 месяцев, во многом оставляя решение их судьбы на усмотрение местных органов службы занятости167.
Хотя формально такие лица имели право на повторную регистрацию, связанные с ней выгоды были крайне невелики - базовое пособие, равное минимальной заработной плате (с 2000 г. его размер был изменен и оно стало составлять 20% от прожиточного минимума). В начале 1990-х гг. отмечались случаи, когда службы занятости некоторых регионов переводили безработных, пробывших в регистре 18 месяцев, в категорию не занятых трудовой деятельностью (без права на получение пособий) или просто снимали с учета.
В середине десятилетия на региональном уровне стали активно вводиться более жесткие ограничения на продолжительность пребывания в регистре, которые противоречили федеральному законодательству. По имеющимся свидетельствам, некоторые службы занятости на местах воздвигали административные препятствия на пути тех, кто пытались повторно встать на учет, соглашаясь на их перерегистрацию лишь после более или менее длительного перерыва в несколько месяцев. Но даже оставаясь в рамках действующего законодательства, они обладали эффективным орудием для отсечения длительно безработных. Согласно Закону о занятости, по истечении первого периода безработицы (равного для основной части безработных 18 месяцам) понятие "подходящей работы" расширяется и начинает включать в себя также участие в общественных работах. Предлагая участие в общественных работах лицам с более или менее высоким образованием и квалификацией и получая от них отказ, можно было достаточно быстро обеспечивать их отсев. Результатом подобной практики становилось фактическое вымывание безработных с длительными интервалами незанятости168.
4. Помощь безработным, не обладающим правом на пособия. В странах ЦВЕ безработному, исчерпавшему право на получение пособия, но так и не сумевшему найти работу, предоставляется либо специальная помощь, размер которой устанавливается на более низком уровне, либо пособие по бедности (причем условием получения социальных пособий и других видов помощи в этом случае выступает регистрация в государственной службе занятости). Первый подход реализован в Болгарии и Венгрии, второй - в остальных странах ЦВЕ. Фактически речь идет о том, что длительно безработные "передаются" из в(дения системы страхования по безработице в в(дение системы социального обеспечения. Продолжительность предоставления помощи обычно превосходит продолжительность выплаты пособий по безработице либо вообще не ограничивается (как это обычно происходит с пособиями по бедности, доступ к которым определяется уровнем дохода семьи). При таком институциональном устройстве статус официального безработного приобретает дополнительную ценность.
Показательно в этом смысле, как в странах ЦВЕ менялся состав зарегистрированных безработных. На старте реформ, когда в службы занятости пошел первый поток обращений, подавляющее большинство составляли получатели пособий. Однако затем их доля стала быстро сокращаться, в то время как доля получателей помощи или получателей пособий по бедности возрастать. В настоящее время подобными формами поддержки там охвачены от трети до двух третей всех безработных169.
В отличие от этого в России отсутствовали как специальные программы помощи длительно безработным, так и "мостки" между системой страхования по безработице и системой социального обеспечения. Поддержка хронически безработных ограничивалась тем, что после 12 месяцев пребывания на учете в ГСЗ они могли рассчитывать на получение в течение дополнительного полугодия материальной помощи в размере минимальной оплаты труда (с 2000 г. - в размере 20% от прожиточного минимума). Отсутствие прямой зависимости между официальным статусом безработного и доступом к выплатам и гарантиям, предоставляемым в рамках системы социального обеспечения, снижало в их глазах привлекательность контактов со службами занятости. В сочетании с ограничением максимального срока пребывания в регистре это вело к тому, что большинство безработных, исчерпавших право на получение пособий, а затем и материальной помощи, переставали быть клиентами ГСЗ. Фактически на пути аккумулирования длительно безработных в регистре служб занятости существовал институциональный барьер, что косвенным образом способствовало сокращению масштабов регистрируемой безработицы.
Таким образом, влияние системы страхования по безработице было неоднозначным. Практически неограниченный доступ к пособиям, а также достаточно продолжительный период их выплаты, казалось бы, должны были усиливать стимулы к регистрации. Однако противоположный эффект, связанный с низкими фактическими коэффициентами возмещения, ограниченностью общего срока пребывания в регистре служб занятости и отсутствием "мостков" между системой страхования по безработице и системой социального вспомоществования, был явно сильнее. В результате часть безработных даже не пытались вступать в контакт с ГСЗ. Что же касается зарегистрированных безработных, то те из них, кому в установленные сроки не удавалось подыскать работу, чаще всего отсеивались и просто выпадали из регистра. Эти конструкционные особенности системы поддержки безработных во многом объясняют, почему на российском рынке труда соотношение между "мотовской" и регистрируемой безработицей оказалось обратным тому, которое наблюдалось на рынках труда большинства стран ЦВЕ.
Разумеется, стимулы к регистрации зависят от масштабов не только "пассивных", но и "активных" программ на рынке труда и прежде всего - от успешности государственных служб занятости в трудоустройстве безработных. Частота обращений в ГСЗ будет определяться сравнительными шансами на нахождение работы с помощью государства и по иным каналам. Она будет тем меньше, чем беднее "официальный" банк вакансий и чем больше общий массив свободных рабочих мест, имеющихся в экономике. На российском рынке труда, по-видимому, выполнялись оба этих условия.
С одной стороны, в поле зрения ГСЗ попадало ограниченное число вакансий, причем в основном - с низкой заработной платой и неблагоприятными условиями труда. С другой, российская экономика постоянно генерировала значительный массив рабочих мест, требовавших заполнения, о чем свидетельствуют высокие показатели движения рабочей силы170. В результате безработные могли отказываться от помощи государства, считая, что способны справиться с задачей нахождения занятости сами. Вполне вероятно, что именно этому общеэкономическому фактору (имеется в виду интенсивный приток свободных рабочих мест, требовавших заполнения) принадлежала ключевая роль в поддержании низкого уровня регистрируемой безработицы на российском рынке труда.
К сожалению, ОНПЗ не содержат прямой информации о возможных причинах расхождения между общей и регистрируемой безработицей, так что при обсуждении этой проблемы в основном приходится оперировать косвенными свидетельствами. В ряде стран для ее более глубокого изучения проводятся специальные опросы, дополняющие регулярные обследования рабочей силы (в стандартную анкету добавляется серия вопросов о причинах, из-за которых часть безработных может отказываться от перспективы регистрации). В России таких представительных исследований пока не проводилось.
Тем не менее существующие информационные ограничения не являются абсолютными. Один из возможных подходов к анализу этой проблемы связан с конструированием по данным ОНПЗ специального индикатора, который условно можно обозначить как уровень "регистрируемой общей безработицы" (РОБ).
В таблице 5 отражены основные способы поиска на рынке труда, к которым прибегали российские безработные. Ведущая роль принадлежала сбору информации через друзей и знакомых, второе-третье места делили обращения в государственную службу занятости (26-40%) и прямые обращения к работодателям (26-42%). Подачу объявлений или отклик на объявления использовал каждый пятый-седьмой безработный. Реже всего они пользовались услугами коммерческих служб занятости (1-4%).
Предпочтения российских безработных имеют немало отличий от предпочтений безработных как в развитых, так и в переходных экономиках. Так, в Западной Европе намного выше популярность государственных служб занятости: через них пытаются найти работу до 60-70% безработных. Аналогичная картина наблюдается и некоторых странах ЦВЕ. Например, в Чехии свыше 80% безработных называют службы занятости в качестве главного канала поиска работы (см. таблица 6).
Таблица 5
Структура безработных по способам поиска работы
(1992-2000 гг., %%*)
Способы поиска
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
Обращение в государственную службу занятости
28,1
28,3
34,4
36,4
39,0
39,9
37,2
29,4
25,9
Обращение в коммерческую службу занятости
1,0
3,1
3,8
3,8
4,2
2,4
2,4
1,5
2,3
Подача объявлений в печать, отклик на объявления
8,7
13,6
15,6
16,9
17,6
16,3
18,6
18,0
24,0
Обращение к друзьям, родственникам, знакомым
29,9
36,7
37,8
38,5
37,0
55,0
57,8
54,5
58,4
Непосредственное обращение к работодателю
26,3
30,9
29,0
27,9
25,6
28,8
29,5
31,9
30,5
Поиск земли, зданий, машин и т. д.
1,8
1,9
1,4
1,4
0,9
1,1
1,0
0,7
0,9
Другие способы
10,6
14,6
13,3
16,6
15,2
15,8
16,4
10,7
13,2
Источники: Обследование населения по проблемам занятости, ноябрь 1999 г. М., Госкомстат России, 2000, выпуск 2; Обследование населения по проблемам занятости, ноябрь 2000 г. М., Госкомстат России, 2001.
* 1992-1995, 1997-1998 гг. - октябрь, 1996 г. - март, 1999-2000 гг. - ноябрь.
Таблица 6
Распределение безработных по основным способам поиска работы (Чехия, 1999 г., %%)
Основные способы поиска

Обращение в государственную службу занятости
80,9
Обращение в коммерческую службу занятости
0,8
Подача объявлений в печать
1,0
Чтение объявлений
7,6
Обращение к друзьям, родственникам, знакомым
3,8
Непосредственное обращение к работодателю
0,7
Поиск земли, зданий, машин и т. д.
0,3
Ожидание ответа на обращение о приеме
0,6
Другие способы
2,6
Не ответили
1,8

Как следует из таблицы 5, в 1992-2000 гг. с государственными службами занятости соприкасались от 28% до 40% "мотовских" безработных. Разделив численность данной подгруппы на численность экономически активного населения, можно рассчитать уровень "регистрируемой общей безработицы".
Важно отметить, что по данным ОНПЗ круг клиентов ГСЗ оказывается заметно шире, чем по учетным данным. Связано это с тем, ответы участников выборочных обследований о контактах с государственными службами занятости относятся не к текущему моменту, а ко всему месяцу, предшествовавшему проведению обследования. Соответственно интересующая нас подгруппа охватывает не только безработных, которые на обследуемой неделе состояли на учете в ГСЗ, но и тех, кому в недавнем прошлом почему-либо было отказано в постановке на учет, а также тех, кто по тем или иным причинам выбыли из регистра, но продолжали вести поиск самостоятельно. Другими словами, полученный таким образом индикатор методологически отличен от уровня регистрируемой безработицы, определяемого по учетным данным ГСЗ. Тем не менее анализ динамики уровня РОБ, а также его дифференциации по регионам позволяет увидеть, под воздействием каких основных факторов формировался разрыв между общей и регистрируемой безработицей.
В конце 2000 г. подгруппа РОБ насчитывала 1,8 млн. чел., в то время как численность всех "мотовских" безработных приближалась к 7 млн., а контингент лиц, не занятых трудовой деятельностью, составлял по административной статистике ГСЗ примерно 1,2 млн. чел. Отсюда можно сделать вывод, что почти три четверти всех безработных обходились без посредничества государственных служб занятости, а среди безработных, обращавшихся к ним в течение последнего месяца, примерно треть составляли те, кому не удалось стать их клиентами, или же те, кто по каким-либо причинам уже выбыли из регистра. Очевидно, что подобные соотношения были бы невозможны, если бы на рынке труда не существовало достаточно большого числа потенциально доступных рабочих мест и если бы самостоятельный поиск не отличался достаточно высокой результативностью (во всяком случае - сопоставимой с результативностью поиска через ГСЗ).
Контраст станет еще резче, если вспомнить, что далеко не всех клиентов государственных служб занятости можно считать безработными в соответствии со стандартными критериями МОТ. Из анализа динамики РОБ в сопоставлении с динамикой учетных данных ГСЗ следует, что в первой половине 1990-х гг. численность "мотовских" безработных, обращавшихся в процессе поиска в государственные службы занятости, не намного превосходила численность лиц, не занятых трудовой деятельностью, которые состояли на учете, - всего на 2-20%171. Столь незначительное превышение может свидетельствовать о слабом контроле со стороны ГСЗ за лицами, скрывавшими свои заработки и, следовательно, не являвшимися безработными по определению МОТ172.
В этом смысле показательна парадоксальная ситуация, сложившаяся к концу первого квартала 1996 г. (по времени она, напомним, близка к переломной точке в динамике регистрируемой безработицы). По состоянию на эту дату контингент состоявших на учете лиц, не занятых трудовой деятельностью, оказался примерно на 350 тыс. чел. больше контингента "мотовских" безработных, контактировавших в ходе поисков с государственными службами занятости. Подобное соотношение - явное свидетельство того, что в регистр ГСЗ проникало немало "охотников за пособиями", скрывавших свой реальный статус173.
Однако в 1997-2000 гг. картина резко меняется: численность "мотовских" безработных, обращавшихся в ГСЗ, начинает превосходить численность состоящих на учете лиц, не занятых трудовой деятельностью, в 1,4-1,8 раз. Напомним, что в середине 1996 г. году режим регистрации был ужесточен, а кроме того обозначился и стал нарастать финансовый кризис ГФЗН. Это могло иметь двоякий эффект. Во-первых, скорее всего, должна была возрасти эффективность контроля за "фиктивными" безработными (к тому же, перспектива регистрации могла утратить в их глазах часть своей былой привлекательности). Во-вторых, должен был расшириться контингент безработных, которым было отказано в постановке на учет или которые снимались с учета, так и не получив трудоустройства, что вынуждало их продолжать поиск другими методами.
Поток обращений в ГСЗ зависит не только от общих условий регистрации и поддержки безработных, установленных на федеральном уровне, но и от их дифференциации на региональном уровне. Известно, что сталкиваясь с финансовыми трудностями, власти многих регионов дополнительно ужесточали режим регистрации и ограничивали масштабы поддержки, нередко вступая в открытые противоречия с требованиями федерального законодательства. Подобная практика получила особенно широкое распространение во второй половине 1990-х гг., когда система страхования по безработице вступила в полосу острого финансового кризиса. Но даже когда на местах не вводилось дополнительных административных ограничений, условия поддержки безработных начинали дифференцироваться "по факту", в зависимости от продолжительности задержек в выплате пособий и степени их "бартеризации" в различных регионах. Отсюда - неизбежные региональные вариации в доступе к услугам ГСЗ, в их объеме и качестве и соответственно - в стимулах к регистрации.
Действительно, соотношение между уровнями общей и регистрируемой безработицы заметно варьировало по отдельным регионам. Как видно из таблицы 7, статистическая связь между ними никогда не была значительной: коэффициенты корреляции составляли в различные годы от 0,30 до 0,72. Другими словами, вариациями в региональных показателях общей безработицы объяснялось не более половины всех вариаций в региональных показателях регистрируемой безработицы. Наиболее тесная корреляция отмечалась в 1995-1996 гг. Характерно, что в 1997 г. она резко ослабла, что естественно связать с резко возросшей дифференциацией условий регистрации и поддержки безработных в различных регионах.
Таблица 7
Коэффициенты корреляции между региональными уровнями общей и регистрируемой безработицы*

1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
Коэффициенты корреляции
0,301
0,489
0,525
0,714
0,601
0,372
0,454
0,462
0,524
Число наблюдений (субъектов Федерации)**
77
76
76
78
78
79
79
79
79
Источники: Труд и занятость в России. М., Госкомстат России, 1999, стр. 38-50, 166-184; Обследование населения по проблемам занятости, ноябрь 1999 г. М., Госкомстат России, 2000, вып. 2; Обследование населения по проблемам занятости, ноябрь 2000 г. М., Госкомстат России, 2001; Основные показатели деятельности органов государственной службы занятости, январь-декабрь. М., Государственная служба занятости, 1993-2000.
* Все коэффициенты значимы на 1-процентном уровне существенности. Региональные уровни общей безработицы: 1992-1995, 1996-1998 гг. - октябрь, 1996 г. - март, 1999-2000 гг. - по четырем квартальным обследованиям. Региональные уровни регистрируемой безработицы: 1992-1995, 1997-2000 гг. - декабрь, 1996 г. - март.
** Без учета автономных округов (кроме Чукотского), для которых Госкомстат России в первой половины 1990-х гг. не формировал данных об уровне общей безработицы.
Использование альтернативных индикаторов общей безработицы приводит к сходным результатам (см. таблица 8). Коэффициенты корреляции не меняются, если от региональных уровней общей безработицы перейти к региональным уровням общей безработицы без учета учащихся, студентов и пенсионеров. Это лишний раз подчеркивает, что отклонения регистрируемой безработицы от безработицы по определению МОТ в весьма незначительной степени связаны с ограничениями круга лиц, имеющих право на получение официального статуса безработного. Не слишком тесная статистическая связь отмечается также между региональными уровнями общей безработицы и региональными уровнями РОБ.
Этот результат представляет особый интерес, поскольку обе используемых переменных получены из одного источника - выборочных обследований населения по проблемам занятости. Он подтверждает, что расхождения в территориальной структуре общей и регистрируемой безработицы не являются статистическим артефактом, а отражают реально существующие различия в условиях, ориентации и эффективности политики занятости на региональном уровне. Примечательно также, что при переходе от показателей общей к показателям "регистрируемой общей" безработицы корреляция с официальной безработицей заметно улучшается - с 0,39 до 0,65.
Таблица 8
Коэффициенты корреляции альтернативных показателей безработицы (2000 г.*)

Региональные уровни общей безработицы
Региональные уровни общей безработицы без учета учащихся, студентов и пенсионеров
Региональные уровни "регистрируе-мой общей" безработицы
Региональные уровни регистрируе-мой безработи-цы (данные ГСЗ)
Региональные уровни общей безработицы
1
0,994
0,625
0,393
Региональные уровни общей безработицы без учета учащихся, студентов и пенсионеров
1
0,640
0,412
Региональные уровни "регистрируемой общей" безработицы

1
0,649
Региональные уровни регистрируемой безработицы
(по данным ГСЗ)

1
Источник: Обследование населения по проблемам занятости, ноябрь 2000 г. М., Госкомстат России, 2001.
* Все коэффициенты значимы на 1%-ном уровне существенности. Показатели общей безработицы - по четырем квартальным обследованиям; показатели регистрируемой безработицы - по состоянию на конец года. Число наблюдений (субъектов Федерации) - 88. Включение данных по автономным округам приводит к снижению коэффициента корреляции между региональными уровнями общей и регистрируемой безработицы.
Другой возможный путь изучения причин расхождения между обшей и регистрируемой безработицей - использование неофициальных источников данных. Так, опросная статистика ВЦИОМ содержит прямую информацию о причинах, побуждающих многих безработных обходиться без регистрации в ГСЗ174.
Согласно этим данным, в 1999 г. 27,5% опрошенных безработных были зарегистрированы; 13,5% обращались в ГЗС, но получили отказ; 13,8% к моменту обследования уже были сняты с учета. Около половины безработных - 45% - никогда не соприкасались с государственными службами занятости (это несколько меньше, чем по выборочным обследованиям Госкомстата России, что, впрочем, неудивительно, так как ответы респондентов ВЦИОМ относились ко всему периоду поиска).
Если посмотреть на иерархию мотивов, побуждавших безработных отказываться от контактов с ГСЗ, то она оказывается очень близка к той, что выстраивалась нами исходя из общетеоретических соображений и косвенных свидетельств (см. таблицы 9). Главная причина "необращений" - надежда найти работу самостоятельно: на это рассчитывали две трети безработных, никогда не вступавших в контакт с ГЗС. Рейтинги остальных причин были таковы: 20% опрошенных считали обращение в ГЗС бесполезным; 10% не надеялись найти работу по специальности; столько же указывали на бюрократические сложности, связанные с регистрацией, или ссылались на низкий размер пособий; 9% испытывали недостаток информации о работе служб занятости; чуть более 1% жаловались на территориальную отдаленность их местных отделений.
Таблица 9 (1)
Основные причины "необращений" в государственную систему страхования по безработице (Россия, 1999 год)
Причины
Доля незареги-стрированных безработных, выбравших данный вариант ответа*
Ранг**
Отсутствие информации о работе служб занятости
8,8%
6
Бюрократические сложности при оформлении пособий
10,1%
3-4
Сложно добираться до службы занятости
1,2%
9
Слишком низкий уровень пособий
9,9%
5
Не нуждаются в получении пособия
3,5%
8
Отсутствие надежды получить предложение работы по специальности
10,1%
3-4
Считают, что обращение бесполезно
20,4%
2
Надежда, что найдут работу сами
64,7%
1
Надежда вернуться на прежнее место работы
5,3%
7
Другое
8,4%
-
Затруднились с ответом
5,3%
-

Источники: И. Перова. Подходящая работа и возможность трудоустройства в оценках безработных. - "Мониторинг общественного мнения: экономические и социальные перемены", 2000, № 1; Wander, S. A., and A. Stetter. Why are Many Jobless Workers not Applying for Benefits? - "Monthly Labor Review", 2000, No 6.
* Сумма превосходит 100%, так как респонденты могли выбрать более одного варианта ответа.
** Порядковый номер места в общей иерархии причин (первое место соответствует самому популярному варианту ответа).
Таблица 9 (2)
Основные причины "необращений" в государственную систему страхования по безработице (США, 1993 год)
Причины
Доля незарегистрированных безработных, выбравших данный вариант ответа*
Ранг**
Отсутствие необходимой информации
1,8%
6-7
Слишком похоже на благотворительность или пособие по бедности
3,0%
3-4
Оформлять пособие сложно и хлопотно
1,8%
6-7
Не нуждаются в получении пособия
1,9%
5
Убеждены, что по своему статусу не имеют права на пособие
65,8%
1
Исчерпали право на получение пособий
1,0%
9
Вскоре собираются обратиться за пособием
1,1%
8
Надежда, что найдут работу сами
7,5%
2
Надежда вернуться на прежнее место работы
3,0%
3-4
Другое
8,7%
-
Не знают
3,8%
-
Затруднились с ответом
1,5%
-

В таблицах 9 приведены также данные о причинах "необращений" за пособиями среди безработных в США. По сравнению с ними специфика российского опыта проступает особенно ярко (хотя прямые сопоставления здесь не совсем корректны из-за разного формата обследований, неодинакового меню предлагавшихся ответов и т. п.). У россиян доминирующим мотивом была уверенность в собственных силах, у американцев - убежденность, что попытки получить помощь от государства окажутся безрезультатными (впрочем, для российских безработных эта причина также была достаточно важной, занимая второе по значимости место). Хотя у первых рейтинг таких факторов как недостаток необходимой информации, бюрократические сложности при оформлении документов, низкий уровень пособий или отсутствие необходимости в их получении был, похоже, несколько выше, чем у вторых, нельзя не заметить, что как в российском, так и в американском случае все они играли явно второстепенную роль.
Как видим, и эти данные заставляют предполагать, что поразительно низкий уровень регистрируемой безработицы, который поддерживался в России на протяжении всего переходного периода, был обусловлен не только и не столько недостаточностью материальной поддержки безработных (хотя и ее, разумеется, не следует сбрасывать со счетов), сколько неплохими шансами на трудоустройство вне сегмента "регулируемого рынка труда", которые, по их собственному убеждению, имело большинство соискателей.
Выводы
Каковы же наиболее общие выводы, которые можно сделать из проделанного нами анализа?
Одна из устойчивых характеристик российского рынка труда - поразительно низкий уровень регистрируемой безработицы, который на протяжении всего переходного периода оставался во много раз меньшим по сравнению с уровнем общей безработицы. Постепенное сближение этих показателей в первой половине 90-х гг. сменилось затем еще большим их расхождением.
В значительной мере этот разрыв был связан с особенностями российской системы поддержки безработных, которая, во-первых, не давала достаточно стимулов для регистрации и, во-вторых, была ориентирована на "отсечение" длительно безработных. Однако не меньшую, если не большую, роль играло то обстоятельство, что российский рынок труда постоянно генерировал значительное число вакансий, так что многие безработные могли успешно вести поиск, не обращаясь за помощью к государственным службам занятости. Правда, достававшиеся им рабочие мест чаще всего оказывались не "новыми", а "старыми", которые открывались вследствие высокой текучести кадров.
В целом же складывается впечатление, что динамика регистрируемой безработицы (во всяком случае, начиная со второй половины 90-х гг.) не столько отражала объективную ситуацию на рынке труда, сколько определялась финансовыми ограничениями, в которых приходилось действовать государственным службам занятости: когда эти финансовые ограничения ужесточались, регистрируемая безработица постепенно сдвигалась вниз, когда ослабевали - она начинала смещаться вверх. При этом связь с динамикой общей безработицы оставалась слабой и крайне опосредованной.
ВЕЛИКИ ЛИ ГЛАЗА У СТРАХА?
СТРАХ БЕЗРАБОТИЦЫ И ГИБКОСТЬ ЗАРАБОТНОЙ ПЛАТЫ В РОССИИ*
Центр трудовых исследований ГУ-ВШЭ
2003 год
Авторы: В. Гимпельсон, Р. Капелюшников, T. Ратникова
Данная работа посвящена изучению связи между представлениями людей о состоянии экономики и их экономическим поведением. Эта проблема рассматривается на примере формирования представлений о безработице и их влияния на адаптацию работников на рынке труда.
Используя данные РМЭЗ за 1994-2000 годы, авторы показывают, что в начале этого периода страх безработицы формировался экзогенно по отношению к реальной ситуации на рынке труда. Наряду с фактической безработицей он был значимым фактором понижающего давления на реальную заработную плату. По мере развития реформ социальное обучение населения снижало значение страха как автономного от безработицы механизма адаптации на рынке труда. Основные выводы работы подтверждены эконометрическими расчетами, использующими как МНК-оценки на кросс-секционных данных за отдельные годы, так и оценки панельных регрессий с индивидуальными эффектами.
Страх безработицы: в чем проблема?
Каждому с детства известна поговорка: "волков бояться - в лес не ходить". В конечном счете неважно, есть ли в лесу волки; главное верить в то, что они там могут быть. Страх - вне зависимости от того, отражает ли он реальную ситуацию или нет - парализует действие. Новые социальные и экономические явления, не до конца понятные и еще неосвоенные личным опытом, также могут рождать страх. Этот тривиальный вывод относится к различным сферам человеческой деятельности. Исследователи констатируют значительную устойчивость показателей страха или тревожности на всем протяжении периода массовых опросов в России в 1990-е годы175.
Страх безработицы - один из наиболее сильных страхов пост-советского периода. Как показывают исследования социологов, катастрофизм в сознании людей можно рассматривать как естественную реакцию на внезапное разрушение экономических и социальных основ советского жизненного уклада и базовых ценностей, ставших привычными и естественными для многих поколений. Ожидание "конца света" широко распространилось среди россиян; при этом различные "частные" страхи успешно дополняли друг друга, еще более усиливая общий катастрофизм ожиданий. Страх безработицы был одним из важных составных элементов такой картины мира176.
Л. Гудков пишет, что страх связан с неопределенностью, в которой оказывается индивид, не знающий, что будет дальше и чего следует ждать. Он отражает уверенность индивида, что жизнь ему неподконтрольна и управляется иными силами. Ожидание худшего заставляет "сокращать объем желаемого, ценного, значимого, минимизировать свои требования и запросы к жизни". "В этом смысле ведущий мотив действия - не достичь чего-либо, приобрести что-то, а постараться не утратить то, что есть, на что могут покуситься социальные или иррационально-природные силы"177.
Отражая растерянность и ощущение беспомощности человека перед проявлением неподвластных и непонятных ему сил, различные частные страхи могут складываться в "букет", коррелируя друг с другом. Тогда люди склонные к панике или испугу будут демонстрировать полный или почти полный веер страхов вне связи с тем, каковы фактические основания для некоторых из них.
Так, независимо от того, велика ли безработица в реальности, страх перед ней может влиять на поведение людей на рынке труда. Возможная логика здесь проста: чем сильнее люди боятся потерять работу, тем сильнее они должны держаться за имеющееся место и тем выше у них должна быть склонность "платить" за стабильность имеющейся занятости. Это, в свою очередь, означает рост гибкости оплаты труда, увеличение вероятности ее относительного (а иногда и абсолютного) снижения. При этом гибкость может проявляться в различных формах (например, неполные или несвоевременные выплаты и т. п.). Как предположил один из авторов данной статьи, "исключительно сильный страх массового высвобождения и безработицы в России проник в массовое сознание и в поведение работников. Это стало дополнительным фактором, подталкивающим людей принять модель низкой заработной платы, составной частью которой являются задолженность по зарплате"178. Хотя данное предположение и кажется правдоподобным, оно никогда не подвергалось строгой эмпирической проверке.
Цель данной статьи - проанализировать эволюцию страха безработицы в России за годы реформ и выявить его влияние на функционирование рынка труда. Другими словами, мы попытаемся ответить на взаимосвязанные вопросы о том, как формировался и распространялся страх безработицы, что влияло на его интенсивность и как это отражалось на величине и гибкости оплаты труда.
В современной теоретической и эмпирической литературе, посвященной рынку труда, ожиданиям его участников придается исключительно важное значение. Однако исследования, где использовались бы прямые данные об ожиданиях работников, крайне немногочисленны. Обычно ожидания выводятся задним числом из имеющейся информации об уже реализованных событиях. Так, вместо показателей, отражающих субъективные представления работников о риске остаться без работы, в качестве заменителей используются фактические данные об уровне безработицы, интенсивности вынужденных увольнений, количестве закрытых предприятий и т. п. Во многом это связано с трудностями прямого измерения ожиданий участников рынка труда. Однако при таком подходе неявно предполагается, что нам точно известно, каким объемом информации обладают работники и каким образом исходя из нее они формируют свои ожидания. Поэтому, как отмечают американские экономисты Ч. Мански и Дж. Строуб, стандартная практика выведения ожиданий из уже реализованных событий оказывается недостаточно надежной и уязвимой с методологической точки зрения179.
В нашем исследовании предпринята попытка пойти по иному пути, отличному от общепринятого. Оно относится к сравнительно небольшому, но быстро растущему потоку литературы, где анализируется, под влиянием каких факторов формируются субъективные представления участников рынка труда и какое влияние это оказывает на их реальное поведение180. Насколько нам известно, до сих пор такие исследования проводились только на примере зрелых рыночных экономик. Наша работа первая, где речь идет о роли страхе безработицы в условиях переходной экономики.
Статья состоит из пяти частей. Сначала мы определяем проблему и намечаем пути ее обсуждения. Во второй части рассматриваем эволюцию страха безработицы в 1990-е гг. Третья посвящена анализу факторов, определяющих интенсивность и распространенность страха безработицы среди занятого населения. В четвертой части анализируется реакция показателей оплаты труда на изменение показателей страха. И, наконец, в заключении подводятся итоги.
Методология и данные
Для ответа на интересующие нас вопросы необходимы такие эмпирические данные, которые позволили бы не только дать всестороннюю картину эволюции страха безработицы среди работников, но и увязать показатели страха с показателями заработной платы. Наиболее приспособленной (из имеющихся) для решения этих задач является база данных Российского мониторинга здоровья и экономического положения населения (РМЭЗ)181. Индивидуальная анкета РМЭЗ содержит как вопросы, относящиеся к измерению страха, так и многочисленные индикаторы заработной платы, а также данные о социально-демографических характеристиках респондентов.
Два вопроса анкеты, построенные как 5-бальные шкалы, измеряют представления респондентов о вероятности потери работы и трудностях ее поиска. Мы интерпретируем их как индикаторы того, насколько опрашиваемые боятся безработицы. Отвечая на один вопрос, респондент должен сообщить, насколько его беспокоит то, что он может потерять работу. Другой ставит его в прожективную ситуацию закрытия предприятия, на котором он работает. Респондента спрашивают, насколько он уверен, что в этом случае сможет найти работу не хуже имеющейся. На протяжении всего периода наблюдений между двумя этими типами оценок наблюдалась значимая положительная корреляция (коэффициент корреляции приближался к 0,5). Другими словами, те, кто, больше опасался потерять нынешнюю работу, как правило, сильнее боялись, что не смогут найти новую.
В дальнейшем помимо этих частных "индексов страха" мы будем также пользоваться полученным на их основе "интегральным индексом". Поскольку приведенные вопросы характеризуют разные аспекты одного и того же явления, ответы на них, на наш взгляд, могут быть просуммированы в интегральный индекс. Он меняется в диапазоне от 2 баллов (наименьшее значение) до 10 (наивысшее значение).
Респонденты РМЭЗ должны также предоставлять широкий спектр информации о заработной плате. В частности - о сумме зарплаты, полученный в прошлом месяце, о наличии и величине задолженности и т. д.
Панельная природа РМЭЗ открывает возможности динамического анализа интересующих нас зависимостей между страхом безработицы, личностными характеристиками занятых и заработной платой. В нашем распоряжении есть данные за 1994, 1995, 1996, 1998, 2000 и 2001 годы. Для лучшей сопоставимости мы будем пользоваться данными с двугодичным интервалом (1994, 1996, 1998, 2000). Сбор данных проводился в последнем квартале каждого года.
Эволюция страха
Субъективное восприятие угрозы безработицы (независимо от ее фактического уровня) может быть мощным фактором, снижающим требования работников к работодателю и повышающим их терпимость к ухудшению условий занятости. Другими словами, потенциально оно является сильным антиинфляционным средством и способно существенно снижать уровень резервируемой заработной платы182. Страх складывается из сочетания ожидания работниками нарастания трудностей в поддержании занятости (роста безработицы) и ощущения ими слабости собственных конкурентных позиций на рынке труда. Последняя проявляется в неспособности занятых по найму индивидуально или коллективно противостоять ухудшению условий занятости.
В рыночной экономике безработица выполняет целый ряд важных функций. Среди них - функция сдерживания инфляции. Снижение безработицы ниже некоторого "естественного" уровня (NAIRU) вызывает рост заработной платы, который разгоняет инфляцию. И, наоборот, рост безработицы подавляет инфляционные ожидания. Механизм этой связи понятен: высокая (или растущая) безработица подрывает рыночную власть работников, вынуждая их отказываться от требований повышения оплаты труда. Безработица (через опасения потерять работу и не найти новую) заставляет их идти на уступки работодателям. При этом в западных странах даже рядовой работник самой жизнью обучен разбираться и рационально реагировать на колебания экономической конъюнктуры. В этом смысле страх безработицы основан на информации и рационален. По сути он представляет прогноз возможных изменений в положении работника на рынке труда.
По-иному может складываться ситуация в переходной экономике. Советские люди воспитывались на идеологемах, которые изображали безработицу самой страшной социальной катастрофой. Картина длинной очереди на биржу труда из отчаявшихся людей была для многих символом безжалостного капитализма, знакомым с начальной школы. При этом к началу горбачевской перестройки личный опыт безработицы в Советском Союзе практически отсутствовал. Ни исследователи, ни, тем более, политики и журналисты не знали, что такое безработица на самом деле, каковы ее законы и механизмы, от чего она зависит и как меняется во времени. Однако то, что реформы - это значительная неопределенность уже в ближайшем будущем и высокая вероятность безработицы, чувствовали и считали практически все. Сверхмилитаризованная и "тяжелая" по своей структуре экономика, крайне низкая производительность труда, плохое качество и неконкурентоспособность продукции являлись отличительными особенностями советского народного хозяйства. Всем казалось, что лишь тронь этого ископаемого "динозавра" реформами и взрыв безработицы практически гарантирован. За этим взрывом же маячил призрак новой социальной и политической смуты.
В конце 1980-х - начале 1990-х годов катастрофические прогнозы нескончаемым потоком шли как от сторонников, так и от противников реформ, хотя их политическая мотивация и научные обоснования различались. Например, во время обсуждения программы "500 дней" многие прогнозировали взрывной рост безработицы с апокалиптическими социальными последствиями и эти соображения сыграли свою роль в принятии решения об отказе от программы.
В конце 1991 г., когда наметился переход от словесных программ к реальным действиям, дискуссия в средствах массовой информации еще более активизировалась. Сторонники реформ предвидели быстрый рост массовой безработицы как результат успешных и глубоких экономических преобразований. Представители социальных министерств обращались к этим прогнозам, пытаясь добиться от правительства выделения дополнительных финансовых ресурсов и большего политического влияния. Пессимистические ожидания зачастую поддерживались, в частности, экспертами МОТ, которые выступали за более социально-ориентированную и ведомую государством стратегию реформ. Противники реформ говорили о предстоящей безработице не иначе как о неизбежной надвигающейся "национальной катастрофе". К сожалению, профессиональные исследователи рынка труда оказались неспособны предвидеть реальное развитие событий и остудить пыл и эмоции прогнозистов. Абсолютно доминировали крайне упрощенные представления о связи между динамикой производства и динамикой безработицы.
В итоге к началу реформ сложился консенсус крайних пессимистов всех сортов и идейных позиций, который "успешно" овладел сознанием широких слоев населения. Средства массовой информации стали активным транслятором и пропагандистом этих взглядов. Повлияло ли это на поведение людей на рынке труда? Об этом мы поговорим ниже.
Пока же отметим, что здесь напрашивается любопытная параллель с ситуацией на американском рынке труда, где в 90-е гг., похоже,. действовали сходные механизмы "дезинформации" работников средствами массовой информации. Опросы, проводившиеся в США в это десятилетие, зафиксировали резкое усиление страха перед безработицей - и это при том, что ее фактический уровень удерживался на чрезвычайно низкой по историческим меркам отметке. По мнению ряда наблюдателей, это могло быть связано с деятельностью прессы, одной из излюбленных тем которой сделались массовые увольнения персонала крупными компаниями183. Дело в том, что в США экономический кризис начала 1990-х гг. очень сильно затронул СМИ, где ситуация с занятостью действительно заметно ухудшилась. Экстраполируя ситуацию в своем "локальном" секторе на всю экономику в целом, журналисты и издатели могли заражать собственными страхами всех остальных: "Поскольку представления читателей о риске потери работы могут формироваться под воздействием сообщений прессы, нельзя исключить, что наблюдавшийся рост неуверенности в надежности существующих рабочих мест имел весьма отдаленное отношение к действительности или же вообще не имел к ней никакого отношения"184.
Фактическая безработица и ее субъективное восприятие
Все прогнозы открытой безработицы в России оказались ошибочными, существенно завысив реальные тенденции ее роста. Хотя социальные издержки, заплаченные за переход к рынку, были исключительно велики, массовая безработица в ее "стандартной" и ожидавшейся форме пришла со значительным опозданием. Она росла с 5,2% в 1992 году (когда впервые было проведено выборочное обследование занятости) до 8,1% в 1994 году и далее до 13,3% в 1998 году. Достигнув пика в начале посткризисного 1999 года, безработица стала последовательно снижаться и к середине 2002 года составляла 7,5%. Что же касается показателей регистрируемой безработицы, то они стабильно оставались очень низкими185. Эволюция фактической безработицы показана в таблице 1.
Таблица 1
Динамика фактической безработицы (1994-2000 гг., %%)

1994
1995
1996
1998
2000
Уровень общей безработицы (по определению МОТ)
8,1
9,5
9,7
13,3
10,0
Уровень зарегистрированной безработицы
2,2
3,2
3,4
2,7
1,4
Уровень безработицы по данным РМЭЗ
7,7
8,1
9,7
10,9
8,6
Источник и методологические пояснения к данным таблицы см.: Обзор занятости в России. Вып. 1 (1991-2000 гг.)., стр. 87.
Вместе с тем, массовые обследования свидетельствуют о том, что страх безработицы являлся одной их наиболее устойчивых фобий переходного периода186. С конца 1980-х гг. ВЦИОМ регулярно задавал своим респондентам вопросы о субъективном восприятии безработицы. Респонденты сообщали о том, насколько, по их мнению, остра проблема безработицы, насколько сильно их беспокоит возможность потери работы, а также смогут ли они найти работу не хуже имеющейся в случае закрытия их предприятие. Таблица 2, построенная на данных мониторинга ВЦИОМа, показывает динамику этих показателей.
Для конца 1980-х - начала 1990-х годов был характерен значительный разрыв между реально фиксируемой безработицей и ее отражением в сознании людей. Уже в 1989 году, задолго до переломного 1992 года, общественное мнение фиксировало безработицу как уже существующую острую проблему. Тревога по поводу безработицы демонстрировала удивительную стабильность во времени и "автономность" от окружающей среды, хотя за этот период уровень фактической безработицы испытывал резкие изменения.
Таблица 2
Восприятие безработицы в массовом сознании
(% утвердительных ответов)

"Люди стали больше бояться потерять работу"
"Безработица относится к числу наиболее тревожащих проблем"
"Есть угроза значительного сокращения персонала на предприятии, где я работаю"
"Я могу потерять работу в связи с сокращением штатов, ликвидацией моего рабочего места или предприятия"*
нояб. 1989
42
-
-
-
нояб. 1992
70
-
-
-
апр. 1993
80
-
46
37
авг. 1993
80
-
47
41
дек. 1993
-
-
-
37
янв. 1994
82
-
48
-
мар. 1994
83
-
43
46
июл. 1994
-
56
-
сент. 1994
-
26
-
38
нояб. 1994
77
64
34
37
мар. 1995
81
66
35
43
май 1995
-
50
-
-
июл. 1995
-
48
-
-
янв. 1996
70
51
27
36
май 1996
-
55
-
-
июл. 1996
-
-
33
38
сент. 1996
63

янв. 1997
-
61
37
50
июл. 1996
54
-
-
сент. 1997
-
-
29
35
янв. 1998
-
60
-
-
июл. 1998
-
65
-
-
сент. 1998
-
-
43
44
нояб. 1998
-
77
-
-
янв. 1999
-
60
-
-
июл. 1999
-
64
-
-
янв. 2000
-
49
-
-
июл. 2000
-
51
-
-
янв. 2001
-
43
-
-
Источник: данные ВЦИОМ, "Мониторинг общественного мнения: экономические и социальные перемены".
* - сумма ответов "очень вероятно" и "вероятно".
Данные РМЭЗ о динамике показателей страха за 1994-2000 гг. (см. таблица 3) во многом подтверждают вывод, сделанный выше. В конце 1994 г. около 60% респондентов выражали опасение потери работы и неуверенность в получении новой187. К концу 1998 года фактическая безработица почти удвоилась, а уровень страха хотя и подрос, но на вполне умеренные на этом фоне 7-9 процентных пунктов.
Интенсивный процесс обучения людей реалиям рыночной экономики, который шел все это время, мог способствовать определенной демистификации безработицы и рационализации отношения к ней. Тем не менее складывается впечатление, что это отношение формировалось в значительной мере на внеэкономической и отчасти внерациональной основе.
Таблица 3
Страх потери работы (1994-2000 гг., данные РМЭЗ, %%)
Вопросы / ответы
1994
1996
1998
2000
Представьте себе не очень приятную картину: организация, где Вы работаете, по каким-либо причинам завтра закроется, и все работники будут уволены. Насколько Вы уверены, что сможете найти работу не хуже той, на которой работаете сейчас?
Сумма ответов "не очень уверены" и "совсем не уверены"
61,5
63,0
68,1
53,6
Насколько Вас беспокоит то, что Вы можете потерять работу?
Сумма ответов "очень беспокоит" и "немного беспокоит"
57,5
62,0
68,7
57,4

Региональное распределение фактической и ожидаемой безработицы
Существование значительного "зазора" между состоянием рынка труда и его восприятием в сознании людей подтверждается невысокой корреляцией между соответствующими региональными индикаторами. Поскольку регион проживания для каждого респондента РМЭЗ известен, то мы можем добавить в индивидуальные данные официальную информацию о состоянии соответствующих региональных рынков труда (примерно совпадающую по времени с моментом проведения обследований).
В таблице 4 представлена матрица корреляций индекса страха с различными показателями, характеризующими состояние региональных рынков труда. Среди них - показатели общей и регистрируемой безработицы, выбытия и найма персонала на крупных и средних предприятиях, а также наличия вакансий. Естественно предположить, что сильный страх должен быть положительно связан с уровнями безработицы и коэффициентом увольнений по инициативе администрации. Напротив, отрицательная связь должна прослеживаться с коэффициентами найма, увольнений по собственному желанию и вакансий. Знак коэффициента корреляции страха с общим показателем выбытия будет зависеть от соотношения между добровольными и вынужденными увольнениями.
Наиболее представительным из всех перечисленных выше показателей является уровень общей безработицы, определяемый по методологии МОТ. Из таблицы 4 следует, что в 1994 г. корреляция между ним и индексом страха вообще была отрицательной, хотя и статистически незначимой. Хотя в последующих обследованиях корреляция становится значимой и положительной, ее величина остается невысокой. Только в кризисном 1998 г. распределение ожидаемой безработицы по регионам отдаленно соответствовало распределению фактической безработицы. Корреляция индекса страха с регистрируемой безработицей была значимой в 1994 и 1996 гг. и незначимой в последующие годы.
Связь с показателями найма отсутствовала в 1994 г., а с показателями увольнений - в 1994 и 1998 гг. В остальные годы коэффициенты корреляции, хотя и были статистически значимы, но имели невысокие значения. Корреляция с показателями добровольных увольнений была значимой в 1996 и 1998 гг., а с показателями вынужденных увольнений - в 1994 и 2000 гг. Единственный индикатор, последовательно демонстрировавший статистически значимую связь с индексом страха и имевший теоретически ожидаемый знак, это - уровень вакансий. Однако и в этом случае абсолютная величина коэффициента корреляции оставалась достаточно невысокой.
Таблица 4
Коэффициенты корреляции между индексом страха и альтернативными показателями состояния рынка труда
(данные РМЭЗ, 1994-2000 гг.)
Показатели рынка труда
1994
1996
1998
2000
Уровень общей безработицы
(по методологии МОТ) [+]
-0,014
0,072**
0,113**
0,077**
Уровень регистрируемой безработицы [+]
0,070**
0,069**
0,022
0,004
Коэффициент найма [-]
-0,013
-0,071**
-0,082**
-0,056**
Коэффициент выбытия [+/-]
-0,016
-0,050**
-0,015
-0,033*
Коэффициент увольнений по собственному желанию [-]
0,010
-0,033*
-0,056**
0,023
Коэффициент увольнений по инициативе администрации [+]
0,034*
-0,014
0,007
0,047**
Уровень вакансий [-]
-0,128**
-0,161**
-0,118**
-0,070**
** и * - 1% и 5% уровень существенности соответственно. В квадратных скобках показаны ожидаемые знаки.
В итоге мы можем констатировать существование устойчивого разрыва между реальными тенденциями на рынке труда и их восприятием в сознании людей.
Анатомия страха
Итак, от каких обстоятельств зависит страх безработицы? Как он распределен среди занятого населения? Какие группы населения в наибольшей степени им затронуты? Насколько он устойчив во времени?
Нами проанализированы значения индекса страха за 1994-2000 гг. для основных социально-демографических и социально-экономических групп. Практически везде групповая динамика индекса во времени совпадает с его динамикой для всего населения. Индекс последовательно, но постепенно растет до своего максимума в 1998 году, а затем опускается примерно до значений 1994 года.
Индивидуальные характеристики индивида заметно влияют на значения интегрального индекса страха.
Женщины устойчиво сильнее боятся безработицы, нежели мужчины. Наиболее "напуганной" является возрастная группа 40-59 лет. У них индекс страха более чем на целый балл выше, чем у самой младшей возрастной группы. Страх тем сильнее, чем ниже образование. Респонденты тем меньше боятся безработицы, чем крупнее населенный пункт, где они живут. Максимальный уровень страха наблюдается в профессиональной группе служащих (группа 4 по ИСКО-88), затем следуют квалифицированные рабочие промышленности и неквалифицированные рабочие (группы 8 и 9). Чем дольше работник трудится у данного работодателя, тем больше он боится прекращения этих отношений.
Из этого описания можно предположить, что уровень страха отражает индивидуальную конкурентоспособность работника, а также спрос на определенные виды труда (профессии) на локальном рынке труда. Страх тем сильнее, чем уязвимее ожидаемые позиции работника на рынке труда, чем слабее его рыночная сила (bargaining power). Последняя во многом определяется его человеческим капиталом, за которым стоят приобретенное образование, накопленные знания и навыки.
Наблюдается и связь между уровнем страха и некоторыми характеристиками работодателя. Здесь одновременно могут иметь место два процесса. С одной стороны, формируется сегмент наиболее уязвимых рабочих мест. Они концентрируются на устаревших крупных предприятиях, в традиционных секторах, зависимых от поддержки государства и не готовых к открытой конкуренции. С другой стороны, происходит негативный отбор этими предприятиями наименее конкурентоспособных работников.
Например, работники более крупных предприятий обычно склонны больше опасаться потери работы. Работники "старых" предприятий (созданных свыше 10 лет назад) высказывают самые сильные опасения. Интересна и ассоциация страха работников с формой собственности предприятий, на которых они трудятся. Он сильнее у работников предприятий, полностью или частично принадлежащих государству. По-видимому, это отражает слабую конкурентоспособность основной массы рабочей силы, занятой в государственном секторе. Многие предприятия были приватизированы, и часть их акций была передана или продана работникам. Характерно, что респонденты-совладельцы таких предприятий выражали все более усиливающийся страх безработицы. И наоборот, работники частных предприятий чувствовали себя относительно более уверенно.
Такое распределение более "пугливых" и менее "пугливых" по типам работодателей также отражает спрос со стороны последних на человеческий капитал разного качества. Новые сектора и новые частные предприятия притягивают к себе наиболее конкурентоспособную часть рабочей силы. Работа здесь дает дополнительные навыки, еще более усиливая конкурентоспособность работников. Соответственно страх перед неопределенностью сменяется у них более трезвой - и более спокойной - оценкой своих возможностей. В этом смысле мы наблюдаем пример негативнного отбора: неконкурентоспособные предприятия "собирают" неконкурентоспособных работников. Одновременно это означает и сегментацию страха.
Связи между индексом силы страха и характеристиками работников и их работодателей представлены выше без учета возможного влияния других факторов. Реальная картина значительно более сложна и многомерна, поскольку влияния взаимно переплетены и одновременны. Рассмотренные переменные не являются абсолютно независимыми друга от друга, а определенным образом взаимодействуют друг с другом.
Более точно оценить независимый вклад каждого из факторов мы можем с помощью регрессии индекса страха (зависимая переменная) на переменные, характеризующие работников, их работодателей и фактический уровень безработицы.
Анализ полученных результатов вращается вокруг трех основных гипотез.
Согласно гипотезе 1, страх безработицы значимо зависит от уровня фактической безработицы. Фактическая безработица в регионе, где проживает респондент, является одним из основных детерминант ее субъективного восприятия. В этом случае коэффициент при показателе безработицы должен быть положительным и статистически значимо отличаться от нуля.
Гипотеза 2 определяет страх как функцию величины и качества накопленного человеческого капитала (образование, профессия и специальный стаж), отражающего адаптационный потенциал работника на рынке труда. В этом случае уровень образования и квалификации работника, а также опыт его трудовой мобильности, должны обратно влиять на интенсивность страха безработицы.
И, наконец, гипотеза 3 рассматривает интенсивность страха в зависимости от типа работодателя (размер, возраст, форма собственности) и, таким образом, она отражает нестабильность и уязвимость рабочих мест.
В принципе, предложенные гипотезы не исключают друг друга. Описываемые ими закономерности могут сосуществовать, взаимно усиливая друг друга. Для их проверки мы оценивали кросс-секционные уравнения регрессии следующего типа:
FEARi = b0 + b1*Unempi + b2*Xi + b3*Zi + ?i, (1)
где FEARi - индекс страха для i-го индивидуума188, Unempi - уровень фактической безработицы в регионе проживания индивида i, Xi - набор личностных характеристик, отражающих его конкурентоспособность на рынке труда (пол, возраст и квадрат возраста, стаж и квадрат стажа, образование, профессиональная группа, регион проживания и др.), Zi - вектор характеристик работодателя, у которого он работает (размер предприятия и его возраст), b -коэффициенты регрессии, ?i - белый шум (необъясняемый остаток). Поскольку обследования РМЭЗ растягиваются на несколько месяцев, в правую часть уравнения были также включены дамми-переменные, соответствующие месяцам, когда производился опрос отдельных респондентов.
Оценка производилась различными способами. Во-первых, методом наименьших квадратов. При этом мы для упрощения считали зависимую переменную (индекс страха) количественной. Во-вторых, методом максимального правдоподобия как ordered probit регрессии (поскольку зависимая переменная принимает дискретные упорядоченные значения). И в том, и в другом случае проводилось дополнительно робастное оценивание, если не выполнялись тесты на гомоскедастичность189. Для расчета использовались данные РМЭЗ для четырех временных точек - 1994, 1996, 1998, 2000 годов, покрывающих большую часть переходного периода. (К сожалению, у нас нет сопоставимых данных, относящихся к самому раннему этапу реформ - началу 1990-х годов.)
Полученные результаты представлены в таблице А2. Уравнения значимы для всех рассматриваемых лет, хотя доля объясняемой вариации индекса невелика и находится в пределах 12-13%. Поскольку оба метода дают в целом схожие результаты по знакам и значимости коэффициентов (прямое сравнение самих значений коэффициентов невозможно), то для простоты изложения мы ограничимся обсуждением оценок, полученных методом наименьших квадратов.
Удивительно, но в 1994 г. фактическая безработица и страх перед ней были связаны обратной зависимостью, хотя коэффициент регрессии при показателе безработицы незначимо отличался от нуля. Знак минус перед ним означает, что в регионах с более высокой безработицей люди, при прочих равных условиях, были менее склонны опасаться угроз, связанных с потерей работы. Этот результат противоположен тому, что мы могли ожидать, если бы полагали, что страх безработицы является зеркальным отражением реальной ситуации. В 1996 г. этот коэффициент также был незначим, но поменял знак на ожидаемый плюс. Однако уже в 1998 году, когда уровень фактической безработицы достиг максимума, значение соответствующего коэффициента в уравнении (1) стало и положительным, и отличным от нуля с вероятностью более 99%. В 2000 году этот коэффициент оставался значимым, но на 5% уровне.
Подытоживая, мы можем констатировать, что в 1994 и 1996 гг. влияние фактической безработицы на страх практически отсутствовало. В 1998 и 2000 гг. оно проявилось, но в первом случае было более сильным, чем во втором. Такая неровная динамика может объясняться, в частности, процессом социального обучения населения, который активно шел все эти годы, а также заметным скачком фактической безработицы на рубеже 1998-1999 гг. Тем не менее даже в эти годы влияние фактической безработицы было достаточно слабым: так, для увеличения страха на один балл требовалось, чтобы уровень безработицы в регионе вырос на 8-18 процентных пунктов.
Теперь обратимся к индивидуальным характеристикам работников, которые могут отражать их конкурентоспособность на рынке труда. Это, прежде всего, показатели профессиональной принадлежности, уровня образования, а также стажа у данного работодателя. Профессиональная принадлежность (на уровне агрегированных групп по ИСКО-88) влияла на ощущение страха лишь для полярных категорий, располагавшихся по краям профессиональной шкалы. В 1994-1996 гг. коэффициенты были отрицательны и статистически значимы для руководителей и для специалистов высшего и среднего уровня. В 1998-2000 гг. эти различия исчезли. В то же время в этот подпериод более сильный страх стали испытывать рабочие средние квалификации: в среднем они опасались безработицы примерно на 0,5 балла больше, чем даже неквалифицированные рабочие, выбранные в качестве референтной группы.
Влияние образования было статистически заметно во все годы наблюдения. Лица с более высоким образованием чувствовали себя намного увереннее.
Ни продолжительность стажа работы у данного работодателя, ни стаж в квадрате не отражались на страхе перед безработицей.
К этой же группе переменных примыкают показатели пола и возраста. Хотя они и не являются прямыми характеристиками человеческого капитала, в силу имеющихся гендерных и возрастных асимметрий, они косвенно характеризуют конкурентоспособность работников на рынке труда. Мужчины и молодые люди, при прочих равных условиях, боялись безработицы относительно меньше. С возрастом страх безработицы усиливался: уровень страха у каждого следующего поколения был примерно на 1 балл сильнее, чем у предыдущего. Однако нарастание тревоги с возрастом происходило затухающим темпом (об этом свидетельствует отрицательный знак при переменной возраст в квадрате).
И, наконец, в какой мере характеристики рабочих мест провоцируют страх, вселяя в работников, их занимающих, чувство неуверенности? Можно предположить, что менее стабильные и более уязвимые рабочие места, в большей мере открытые для рыночной конкуренции, будут усиливать страх безработицы у тех, кто на них занят. Однако ни возраст предприятия, ни его размер не оказывали устойчивого (во времени) эффекта на восприятие работниками опасности потери работы. Можно говорить лишь о двух, хотя и недостаточно отчетливых тенденциях: страх усиливался с увеличением размера предприятия, но ослабевал с увеличением его возраста.
Обследования РМЭЗ носят лонгитюдный характер, что позволяет скомбинировать исходные данные в двухлетние сбалансированные панели: 1994-1996, 1996-1998, 1998-2000 гг. Прежде всего панельные данные дают возможность ответить на вопрос, насколько устойчивым является индивидуальный страх во времени.
Полученные оценки позволяют сделать ряд достаточно неожиданных выводов. Во-первых, индивидуальное чувство страха является крайне неустойчивым во времени: для подавляющего большинства групп доля работников со стабильным уровнем страха лежала в диапазоне 7-25%. У всех остальных интенсивность страха за два года менялась либо в большую, либо в меньшую сторону. Во-вторых, группа с максимальным уровнем страха демонстрирует намного более высокий "коэффициент закрепления" - 48-61%. Это означает, что сверхвысокий страх создает своего рода психологическую ловушку: попав в ряды самых "запуганных", большинство работников "застревают" там на многие годы. В-третьих, с течением времени отмечалось постепенное увеличение доли тех, у кого чувство страха, достигнув максимальной отметки, затем уже не ослабевало. Так, для периода 1998-2000 гг. доля таких "застрявших" превысила 60%.
Панельные данные позволяют также существенно расширить и скорректировать те исходные представления об анатомии страха, которые были получены в ходе кросс-секционного анализа. С их помощью можно, во-первых, учесть влияние ненаблюдаемых индивидуальных эффектов и устранить вызванное ими смещение, во-вторых, оценить значимость временных эффектов и, в-третьих, уточнить характер некоторых причинно-следственных связей.
Оцениваемое уравнение имеет вид:
FEARit = ?0 + ?1*Unempit + ?2*Xit + ?3*Zit + ?4*dt + ?i + ?it, (2)
где к переменным, представленным в уравнении (1) добавляются dt, дамми-переменная, соответствующая временному эффекту, и ?i, переменная, отражающая специфический индивидуальный эффект.
Нами проведено оценивание трех панелей тремя альтернативными методами - методом наименьших квадратов, а также в рамках моделей со случайными и с фиксированными эффектами. Для выбора наиболее адекватной модели используются тест Бройша-Пагана на наличие индивидуальных эффектов и тест Хаусмана, устанавливающий их природу. Фиктивная переменная dt принимает значение 0 для первого и значение 1 для второго года в каждой панели.
Во всех трех моделях наблюдается наличие систематического индивидуального эффекта. Хотя оценки модели с фиксированными эффектами являются состоятельными, они, к сожалению, обладают низкой эффективностью (стандартные ошибки примерно вдвое выше, чем в других моделях), поскольку временная протяженность наших панелей ограничена двумя годами. При попытке построить более длинную панель возникает либо проблема истощения (если панель сбалансирована), либо оценки мало эффективны (если панель несбалансирована).
Что же касается влияния фактической безработицы, то оно прослеживается достаточно отчетливо. Будучи незначимо для 1994-1996 гг., оно приобретает значимость в первых двух моделях для 1996-1998 гг. Наконец, для 1998-2000 гг. все три модели говорят о существенном влиянии фактической безработицы на индекс страха, причем в модели с фиксированными эффектами коэффициент при переменной безработицы оказывается едва ли не единственным, значимо отличным от нуля. Это хорошо согласуется с гипотезой о социальном обучении участников рынка труда, высказанной ранее.
Особого внимания заслуживает анализ временного эффекта, "схватываемого" дамми-переменной d, которая характеризует динамику влияния безработицы на страх во времени в рамках двугодичной панели. В 1994-1996 и 1996-1998 гг. страх со временем усиливается (значение d положительно). Однако уже в 1998-2000 гг. соответствующий коэффициент становится отрицательным, то есть страх падает, причем почти в полтора раза быстрее, чем он до этого рос.
В остальном полученные результаты практически совпадают с результатами кросс-секционного анализа. Анализ панельных данных подтверждает, что при прочих равных условиях женщины боятся больше, чем мужчины; с возрастом страх нарастает, хотя и постепенно затухающим темпом; у городских жителей страх слабее, чем у сельских; обладание высоким образованием и высокой профессиональной квалификацией делает людей намного увереннее. Таким образом, большинство из полученных ранее выводов остаются в силе.
Полученные нами результаты интересно сопоставить с результатами аналогичных американских исследований190. В американском случае "анатомия" страха выглядит следующим образом:
* различия между мужчинами и женщинами практически отсутствуют;
* не прослеживается корреляции интегрального индекса страха с возрастом (из-за того, что составляющие этого индекса имеют тенденцию меняться в противоположных направлениях: если опасения лишиться имеющейся работы с возрастом ослабевают, то опасения не найти новой работы, не хуже прежней, наоборот, усиливаются);
* у цветного населения страх перед безработицей выражен сильнее, чем у белого;
* образование влияет на уровень страха отрицательно;
* более квалифицированные группы работников (например, менеджеры) боятся безработицы меньше, чем менее квалифицированные;
* самозанятые чувствуют себя увереннее, чем наемные работники;
* работа в небольших по численности коллективах также сопровождается снижением уровня страха.
Как видим, резкие отличия существуют по таким демографическим переменным, как пол и возраст. Интересно также отметить, что анализ американских данных выявляет исключительно высокую неоднородность ожиданий безработицы внутри отдельных групп. Так, все включенные в анализ характеристики объясняют очень небольшую часть общей вариации в индивидуальных показателях страха - чуть более 10%. Это достаточно близко к оценкам, полученным нами.
В целом можно констатировать, что страх безработицы слабо зависит от объективных условий, в которых работники живут и работают. Например, он почти не связан с фактическим уровнем безработицы в регионах их проживания. Мало влияет на его интенсивность и то, на каких предприятиях работники заняты. Объективно существующая уязвимость рабочих мест практически не транслируется в страх. Последний формируется под воздействием иных обстоятельств. Каковы же они? Это характеристики самих работников. Оценивая внешние угрозы, они смотрят скорее на себя, чем на окружающие их объективные условия. Таким образом, страх безработицы в России во второй половине 1990-х годов являлся преимущественно характеристикой самих работников, оставаясь экзогенным параметром по отношению к условиям занятости и показателям рынка труда.
Страх как механизм адаптации на рынке труда
В известных пределах страх безработицы может выступать субститутом реальной безработицы, тормозя ее рост. По контрасту с понятием "самосбывающегося прогноза" можно было бы утверждать, что страх перед возможной безработицей действует по принципу "само-несбывающегося прогноза": когда вероятность потери работы оценивается как очень высокая, работники готовы мириться с резким ухудшением условий оплаты; это позволяет им сохранить занятость и в результате ожидаемое событие - переход в безработицу - так и не наступает. Причем оно не наступает не потому, что они начинают заблаговременно подыскивать запасные варианты, а потому, что изначально признают свое бессилие. Страх перед безработицей как бы берет на себя ее функции и тем самым делает ее "ненужной".
Оба механизма приспособления - через реальную безработицу и через страх перед ней - имеют свои плюсы и минусы. С одной стороны, механизм страха обеспечивает более прямой и быстрый путь для подстройки заработной платы к негативным шокам и к тому же свободен от многочисленных издержек, сопровождающих реальную безработицу. С другой стороны, делая работников более податливыми, он позволяет дольше удерживаться на плаву неэффективным предприятиям. В результате он может отрицательно сказываться на темпах реструктуризации занятости, тормозя перераспределение рабочей силы из менее перспективных отраслей и секторов в более перспективные. Кроме того, работник, движимый страхом безработицы, обычно хуже информирован о реальном положении дел на рынке труда, чем работник, столкнувшийся с этой проблемой на практике и знающий о ней не понаслышке, а по собственному опыту. Отсюда - высокая вероятность overshooting'a: опасение потерять работу может подталкивать к гораздо более сильному и глубокому снижению заработной платы, чем на самом деле требуется для предупреждения потери занятости. Похоже, именно такой сценарий и был реализован в российской экономике в переходный период.
В 1990-е гг. последствия, связанные с действием "механизма страха", активно обсуждались в США. На протяжении этого десятилетия темпы роста заработной платы оставались там крайне невысокими несмотря на резкое снижение безработицы. Многие наблюдатели видели одно из возможных объяснений этого парадокса в усилившемся страхе потери работы. Так, по мнению председателя Совета директоров ФРС А. Гринспэна, "...страх перед безработицей несомненно сыграл заметную роль в замедлении темпов роста оплаты труда, поскольку работники пытались сохранять свои рабочие места, соглашаясь на меньшую прибавку к заработной плате"191. А вот точка зрения бывшего министра труда США Р. Райха: "Заработная плата стоит на месте, потому что люди боятся просить прибавки. Они страшатся, что могут потерять работу"192. Согласно имеющимся эконометрическим оценкам замедление ежегодных темпов роста заработной платы, которое наблюдалось в США в 1990-е гг., может быть практически полностью объяснено возросшим страхом перед безработицей193.
Естественно предположить, что в условиях российской переходной экономики действие "механизма страха" также могло быть очень сильным. Наглядное представление о том, как были связаны страх и заработная плата на российском рынке труда, дают гистограммы распределения страха для трех децильных групп с низкой, умеренной и высокой заработной платой. Из них видно, что среди самой низкооплачиваемой категории работников распределение было резко смещено в пользу респондентов с максимальными показателями страха. Для групп с умеренной и высокой заработной платой распределение было намного более равномерным. Так, в 1994 г. среди высокооплачиваемых работников доля "пессимистов" лишь незначительно превышала долю оптимистов, этот разрыв несколько увеличился в 1996-1998 гг., но в 2000 г. опять воспроизводится ситуация 1994 года.
Изучение связи страха безработицы с некоторыми "зарплатообразующими" условиями занятости позволяет заключить, что на протяжении всего периода наблюдений более сильный страх сочетался с наличием задержек зарплаты, выплатами в натуральной форме, с вынужденными административными отпусками, с сокращением часов работы не по инициативе работника. Отметим тот факт, что наличие дополнительной работы ассоциировалось с относительно более слабым страхом безработицы.
Для более строгой проверки гипотезы о влиянии страха безработицы на заработную плату мы вначале оценивали кросс-секционные уравнения в следующих спецификациях:
LOGWAGEi = b0 + b1*FEARi + b2*UNEMPi + b3*Xi + b4*Zi + ?i, (3)
Pr(debti =1) = Logit (b0 + b1*FEARi + b2*UNEMPi + b3*Xi + b4*Zi + ?i), (4)
где LOGWAGEi - логарифм выплаченной месячной заработной платы для i-го индивидуума, debti в уравнении логит-регрессии - бинарная переменная, принимающая значение 1, если респондент имел задолженность по заработной плате, и 0 - в противном случае. Правые части приведенных уравнений идентичны по спецификации: FEARi - индекс страха для i-го респондента, UNEMPi - уровень фактической безработицы в регионе его проживания, Xi - вектор личностных характеристик данного индивида, Zi - вектор характеристик работодателя, у которого он работает, b - коэффициенты регрессии, ?i - необъясняемый остаток. Добавим, что спецификация (4) использовалась и для оценки пробит-регрессии.
Данные РМЭЗ относятся к периоду высокой инфляции в российской экономике. В отдельные месяцы этого периода месячные темпы роста потребительских цен достигали 10-15% (например, конец 1994 или 1998 года). При этом в разных регионах темпы роста номинальной заработной платы могли заметно различаться. Поэтому номинальная заработная плата в нашем исследовании была дефлирована с помощью официальных месячных индексов потребительских цен для соответствующих регионов. Для многих респондентов в базе данных RLMS отсутствует информация о фактически полученных заработках. Для них уровень заработной платы оценивался исходя из данных об объеме и продолжительности имеющейся у них задолженности (метод, впервые предложенный К. Сабирьяновой) и в регрессии вводилась специальная дамми-переменная.
Все уравнения оказались значимы, но объясняемая доля вариации относительно невелика, особенно для 1996 года. Дополнительные тесты свидетельствуют о сильной гетероскедастичности данных для 1996 г., а также о структурной нестабильности и неполной спецификации по всем наблюдениям194. Наличие этих проблем связано с явно выраженной неоднородностью выборки. Учет этой, так называемой, индивидуальной гетерогенности возможен с помощью анализа панельных данных, результаты которого будут представлены ниже. Тем не менее некоторые предварительные выводы из регрессий на кросс-секционных данных можно сделать уже сейчас.
В 1994 г. страх безработицы статистически значимо (с вероятностью выше 99%) влиял на заработную плату. Работник с индексом страха 8 баллов, при прочих равных условиях, получал заработную плату на 10% ниже, чем работник с индексом страха 3 балла. В то же время влияние фактического уровня безработицы также было существенным. В 1996 г. влияния ни той, ни другой переменной не ощущалось, но начиная с 1998 г., воздействие фактической безработицы становится заметным, тогда как уровень страха перестает играть какую бы то ни было роль. Повышение уровня общей безработицы на 1 процентный пункт сопровождался сокращением заработной платы почти на 9% в 2000 г.
Обратимся теперь к анализу панельных данных. Соответствующие уравнения в этом случае выглядят следующим образом:
LOGWAGEit = ?0 + ?1*Unempit + ?2*FEARit + ?3*Xit + ?4*Zit + ?5*di + ?i + ?it, (5)
и
Pr(debtit=1) = Logit (?0 + ?1t*Unempit + ?2FEARit + ?3*Xit + ?4*Zit
+ ?5*di + ?i + ?it), (6)
Мы сохранили в (5) и (6) спецификации уравнений (3) и (4), добавив дамми-переменную di для временного эффекта и переменную специфического индивидуального эффекта ?i.
Согласно оценкам, полученным методом МНК и на основе модели со случайными эффектами, индекс страха значимо и отрицательно влиял на заработную плату в 1994-1996 гг. Оценки для 1996-1998 и 1998-2000 гг. оказываются статистически незначимыми. Здесь также, как и для уравнения страха, оценки модели с фиксированными эффектами оказываются более состоятельными, но они опять отличаются низкой эффективностью, что приводит к низкой значимости. Модель с фиксированным эффектом дает незначимые оценки для всех трех подпериодов.
Что же касается фактической безработицы, то оценки, полученные методом наименьших квадратов и на основе модели со случайными эффектами, показывают, что она существенно сдерживала рост заработной платы во все три подпериода. При этом ее количественный вклад заметно усилился в 1998-2000 гг. Оценки модели с фиксированным эффектом опять же незначимы за исключением 1998-2000 гг., где уровень значимости составляет 5%.
Итак, мы видим, что относительная роль страха как силы, сдерживающей заработную плату, постепенно снижалась, а роль фактической безработицы, наоборот, возрастала. Эти процессы могли отражать совместный эффект обучения работников реалиям рынка труда, с одной стороны, и роста уровня и вариации фактической безработицы, с другой.
Другой аспект гибкости оплаты труда в российских условиях связан с феноменом задолженности по заработной плате. Само по себе это явление подробно рассмотрено в целом ряде работ195 и в данном случае нас интересует лишь то, влияет ли страх безработицы у индивидов на вероятность несвоевременных выплат. Другими словами, повышает ли страх безработицы терпимость работников к появлению и сохранению задолженности по оплате труда.
Анализ результатов пробит- и логит-регрессий задолженности по заработной плате на кросс-секционных данных позволяют утверждать, что и страх безработицы, и фактическая безработица значимо влияли на наличие задолженности в 1994 и 1996 гг. В 1998 и в 2000 гг. фактор страха перестал действовать, тогда как фактическая безработица продолжала оказывать заметное повышающее воздействие на вероятность невыплат.
К сходным выводам приводит анализ панельных данных. Вероятность наличия невыплат значимо и отрицательно связана с индексом страха для двух первых подпериодов. Прирост уровня страха с 3 до 8 баллов повышал риск невыплат на 30% для 1994-1996 гг. и на 15% для 1996-1998 гг. Лишь в 1998-2000 гг. фактор страха полностью утратил значение. Влияние фактической безработицы ощущалось на протяжении всех трех подпериодов, причем по силе оно превосходило влияние ожидаемой безработицы.
Строго говоря, наш анализ пока ничего не говорит о направленности причинно-следственных связей. Теоретически они могут идти в обоих направлениях - как от низкой заработной платы к чувству неуверенности на рынке труда, так и от сильного страха безработицы к заниженной оплате труда. Чтобы прояснить характер этих связей, мы также оценивали динамические зависимости, где вместо текущих значений индекса страха, уровня безработицы и заработной платы использовались их значения за прошлые периоды. В одном случае в качестве зависимой переменной принимался индекс страха, в другом - уровень заработной платы. Влияние на текущий уровень страха прошлой зарплаты оказывалось незначимым, тогда как влияние на текущий уровень зарплаты прошлого страха просматривалось достаточно отчетливо. Это дает дополнительные аргументы в пользу того, что влияние идет в основном от страха к уровню заработной платы, а не в обратном направлении. Другими словами, дело обстоит не так, что низкая оплата заставляет работников пессимистически оценивать свои шансы на рынке труда, а, скорее, наоборот - неуверенность в себе заставляет соглашаться с более низкой заработной платой. Разумеется, это всего лишь предварительный вывод, который нуждается в дополнительной более строгой проверке на более качественных данных.
Итак, страх потери работы мог вполне стать одним из факторов, заставивших людей в начале 19990-х годов принять модель низкой зарплаты, частью которой стали и ее невыплаты. Страх побуждал людей изо всех сил держаться за "синицу в руках". И данный результат мало зависел от того, основывался этот страх на правильной информации или на искаженной.
Заключение
И представления людей о состоянии экономики, и их перспективные ожидания активно влияют на поведение людей, а соответственно на сами экономические тенденции. В данной статье мы попытались показать, как ожидания субъектов рыночной экономики отражаются на функционировании рынка труда.
В развитой рыночной экономике динамика страха безработицы следует за динамикой самой безработицы: их тенденции закоррелированы. Понижательный тренд в безработице смягчает страх, повышая тем самым переговорную силу работников, и соответственно ведет к росту зарплат. Последний, в свою очередь, через инфляцию издержек производителей останавливает снижение безработицы и провоцирует ее рост. Рост безработицы усиливает страх у работников, ослабляя их позиции и заставляя умерять требования к оплате. Снижение или замораживание роста заработной платы сдерживает безработицу. Круг замыкается.
Как мы постарались показать в нашей работе, в российской экономике на начальном этапе реформ механизм рынка труда работал иначе. Связь между безработицей и страхом безработицы была разорвана. Последний транслировался в сознание людей из-вне рынка труда и вне связи с его реалиями. Динамика безработицы слабо отражалась на силе страха, который был стабильно высоким. Это само по себе стало фактором снижения реальной заработной платы, а через нее механизмом сдерживания роста безработицы.
Такая ситуация могла иметь курьезные политические последствия. Представим себе условного политика левой ориентации, который без устали повторяет своему избирателю о том, что безработица в России катастрофически высока, а при данном правительстве будет еще выше. Реакция избирателя, который слабо разбирается в экономических тонкостях, а склонен полностью доверять своему политическому кумиру, вполне очевидна: надо крепче держаться за ту работу, что есть. Даже если это означает потерю в заработке или отложенную его выплату. Тем самым условный "Зюганов" ослаблял переговорные позиции работников и фактически содействовал более глубокому падению их заработной платы.
Однако ситуация, когда безработица и ее восприятие в сознании людей были взаимно независимы длилась относительно недолго. Результаты социального обучения в условиях рыночной экономики проявились уже к 1998 году. При этом и сама безработица достигла достаточно высоких значений. В итоге показатели фактической безработицы заняли свое место как значимые детерминанты страха, а автономное влияние последнего на параметры заработной платы стало незначимым.
Данная работа является лишь первой попыткой эмпирически "увязать" экономические представления и экономическое поведение в трансформирующейся России. Эта попытка сильно ограничена наличием и качеством данных, а также отсутствием развитой теории, которая могла бы направлять такое эмпирическое исследование. Дальнейшие шаги мы видим как в развитии теории, объясняющей поведение агентов рынка труда, и совершенствовании базы данных, так и в распространении анализа на более широкий спектр экономических представлений и поведенческих реакций.
ФОРМИРОВАНИЕ ОЖИДАНИЙ БЕЗРАБОТИЦЫ И ИХ ВЛИЯНИЕ
НА ЭКОНОМИЧЕСКОЕ ПОВЕДЕНИЕ НАСЕЛЕНИЯ*
Фонд "Содействие развитию и построению Индекса потребительских настроений"
2003 год
Авторы: Д.Х. Ибрагимова (руководитель),
Н.В. Акиндинова, С.П. Аукуционек, А.Е. Батяева
Ожидания безработицы - в чем проблема?
Переход к рыночной экономике не вызвал в России такого значительного роста безработицы, какой наблюдался в этот период, например, в странах Восточной Европы. Адаптация российского рынка труда к новым условиям произошла в большей степени за счет сокращения оплаты труда в реальном выражении и распространения таких явлений, как неполная занятость и задержки заработной платы, чем за счет фактического сокращения количества занятых. Экономический подъем, последовавший за кризисом 1998 г., сопровождался значительным снижением уровня безработицы и генерированием новых рабочих мест.
Тем не менее, согласно данным социологических опросов, проблема безработицы сильно тревожит россиян, находясь на втором месте по значимости после повышения цен. Обеспокоенность населения угрозой безработицы связана с высоким уровнем неопределенности относительно будущей экономической ситуации и перспектив занятости, притом, что уровень доходов и накопленных сбережений у большинства населения является недостаточным для формирования страхового резерва на случай потери работы. Пренебрежение многих работодателей к статьям КЗоТ (а теперь Трудового Кодекса), регулирующим порядок увольнения, низкий уровень социальных гарантий для безработных со стороны государства и недостаточная эффективность служб занятости также являются причинами преувеличенного страха населения перед безработицей. Последнее, в свою очередь, выступает самой сильнодействующей причиной социальной неудовлетворенности. Ведь с точки зрения рядовых людей безработица рассматривается отнюдь не в плоскости "механизм хозяйственной конъюнктуры - резервная рабочая сила", а в спектре условий, влияющих на изменение личного благосостояния. Опыт исследований показывает, что появление в семье еще одного работника повышает ее жизненный уровень куда сильнее, чем постепенный рост заработка, и, напротив, потеря работы одним из членов семьи воспринимается чрезвычайно болезненно. В этой связи показательны изменения, произошедшие в ценностных ориентирах применительно к работе в период реформ. По данным ВЦИОМ, 70% работающего населения в конце 2000 г. (против 47% в начале 1993 г. и 25% (.) в 1989 г.) отмечали, что работа для них важна прежде всего как источник получения средств к существованию196. Такой рост вызван существенным ухудшением материального положения значительной части населения, на фоне расширения круга платных социальных услуг взамен ранее бесплатных, а также ожидания опережающего роста цен над доходами.
Отношение к безработице является важным компонентом потребительских настроений. Уровень ожиданий безработицы, который отражает соотношение между количеством людей, ожидающих в ближайшее время роста/снижения безработицы, является результатом субъективного восприятия и переработки населением всей доступной информации о текущем состоянии рынка труда и факторах, которые могут повлиять на его дальнейшую динамику. Проведенные ранее исследования показывают, что уровень ожиданий безработицы находится в тесной связи с общим уровнем оптимизма относительно перспектив развития экономики и личного благосостояния в будущих периодах, а также имеет определенное прогнозное значение для оценок динамики фактической безработицы. Как один из субъективных индикаторов, отражающих степень неопределенности относительно будущих доходов, уровень ожиданий безработицы оказывает влияние на экономическое (в первую очередь потребительское и сберегательное) поведение населения.
Уникальные особенности российского рынка труда, позволившие в условиях обвального падения производства сохранить относительно низкий уровень безработицы, привлекли внимание многих исследователей.
Прежде всего хотелось бы выделить работы Л.А. Гордона, акцентировавшего внимание на вопросе о том, что в особенностях формирования и развития рынка труда выражена не только реакция занятости на рыночные перемены, но и более широкая проблема - выбор обществом характера социальных издержек, связанных с переходом от государственной системы к рыночной.
Низкие притязания работников, сохранение, хоть и в меньших масштабах, уравнительных настроений, остатки патерналистских установок - все это предопределило в нашей стране выбор в пользу ставшей феноменом модели "адаптации без реструктуризации". Именно этой формулой ее автор - Р.И. Капелюшников - в своей недавно вышедшей монографии объединяет такие специфические черты российского рынка труда, как широкое распространение неполной и вторичной занятости, вынужденных неоплачиваемых отпусков, неформальных контрактов, скрытой оплаты и задержек заработной платы. Один из основных выводов книги состоит в том, что мягкий, "невзрывной" характер реагирования рынка труда на макроэкономические "расстройства" объясняется отсутствием институциональных изменений в сфере трудовых отношений, дававшим односторонние, по его мнению, преимущества доминирующему участнику трудовых отношений - работодателям. В этой связи автор, развивая тему, поднятую им в середине 1990-х гг. в совместных работах с С.П. Аукуционеком, детально исследует поведение российских предприятий и корпоративную политику занятости в действующих макроэкономических и институциональных условиях. Отдельный сюжет197 посвящен различиям между общей и официально зарегистрированной безработицей, а также особенностям поведения людей при поиске работы. Делается вывод о том, что в основной массе российские работники являются достаточно адаптированными к условиям современного рынка труда.
Макроэкономическим параметрам российского рынка труда, а также государственной политике в сфере занятости посвящены исследования Т. Малевой и Ф. Прокопова. Оцениваются масштабы неформальной и нерегистрируемой занятости, возможные перспективы российского рынка в зависимости от динамики ВВП, производительности труда и занятости, рассматриваются методы государственного регулирования процессов занятости и воздействия на параметры открытой безработицы.
Анализ отличий модели адаптации российского рынка труда от той, что наблюдалась в других странах с переходной экономикой, проводится в работе В. Гимпельсона. По мнению автора, российское руководство в 90-е годы было неспособно проводить глубокие структурные реформы и предпочитало избегать ужесточения бюджетных ограничений для предприятий во многом из-за страха перед политическими последствиями массовой безработицы. В то же время страх работников перед безработицей примирял с распространением таких явлений как задержки оплаты труда и неполная занятость.
Анализу субъективного восприятия населением ситуации на рынке труда, посвящены работы И. Перовой и З. Куприяновой. Полученные результаты показывают, что с началом экономического роста ожидания безработицы населением существенно снизились. В то же время безработные, принимавшие участие в опросе, достаточно низко оценивали вероятность найти для себя подходящую работу. А это свидетельствует о том, что ситуация на рынке труда оставалась достаточно напряженной.
Отдельную группу работ, представленную в основном зарубежными авторами, составляют исследования, посвященные анализу ожиданий различных экономических субъектов и механизмов их формирования. Разработка этих вопросов осуществляется как на теоретическом уровне, так и на "практическом" - с привлечением богатейших эмпирических данных. Нам хотелось бы выделить работу Кэрролла и Данна, в которой выявляются причины негативной динамики потребительских расходов в США в начале 1990-х годов. (Эта ситуация не прогнозировалась стандартными экономическими моделями и была отнесена "по факту" к спонтанному потребительскому шоку, вызванному рецессией.) Авторы на основе эконометрического анализа опросных и статистических данных приходят к выводу, что потребление домохозяйств сильно коррелирует с их оценками ситуации на рынке труда в будущем, и включение лаговых переменных, характеризующих ожидания безработицы, резко усиливает прогнозный потенциал модели.
Несмотря на усилившийся интерес исследователей к проблематике российского рынка труда, многие вопросы пока остаются не рассмотренными. В частности, практически без внимания со стороны российских авторов остались темы, связанные с ожиданиями безработицы. Как уже было отмечено нами ранее, в западной литературе показатели, связанные с ожиданиями экономических агентов, играют значительную роль, - и для построения прогнозных моделей, и для изучения поведения различных субъектов рынка. В нашей литературе наблюдается значительный "перевес" в пользу фактических данных.
Исходя из всего сказанного, целью проекта являлось исследование механизма формирования ожиданий безработицы, а также взаимосвязей динамики ожиданий безработицы с потребительской и сберегательной активностью населения на базе анализа потребительских настроений и субъективных представлений о проблеме безработицы с использованием статистических данных о ситуации на рынке труда и уровне жизни населения.
На рис. 1 представлена общая динамика индекса ожиданий безработицы, который строится на основе ответов респондентов на вопрос (задаваемого с января 1999 г. 1 раз в 2 месяца): "Как Вы думаете, в ближайшие 12 месяцев безработных (людей, которые не имеют работу и ищут ее) будет больше, примерно столько же или меньше?" Индекс измеряется как разность ответов о том, что безработных в предстоящие 12 месяцев станет больше, и ответов о том, что их станет меньше, плюс 100.
Рисунок 1
Динамика ожиданий и уровня безработицы

Источник: опросы ВЦИОМ, ГКС (ОНПЗ).
Как видно из графика, в течение 1999 г. опасения роста безработицы значительно ослабли, затем на протяжении двух последующих лет оставались относительно стабильными, а в 2002 г. вновь стали развиваться по нарастающей (в отличие от динамики реального уровня безработицы).
Возникает вопрос - как формируются ожидания безработицы? Какие факторы являются доминирующими? Каков сам характер ожиданий - являются ли они адаптивно-экстраполятивными, рациональными, имеют смешанный характер или же вообще представляют собой нечто иррациональное, определяемое как необоснованный страх перед безработицей? Поиск ответа на эти вопросы отражает сущность первой задачи проекта.
Теоретические аспекты формирования ожиданий
Формирование ожиданий в целом зависит от двух общих факторов: входящей информации (informational inputs) и самого процесса трансформирования информации в ожидания . Тогда ожидания безработицы можно определить в самом общем виде как:
,
где Uex - ожидания безработицы; верхний индекс указывает на время, когда эти ожидания были сформированы; нижний индекс - период, на который распространяются ожидания; I - совокупность общей и частной информации, используемой людьми.
Процесс формирования ожиданий определяется различиями моделей. В литературе доминируют два главных класса моделей. Первый класс объединяет экстраполятивную, адаптивную и самообучающуюся модели (обозначим их как AE), а второй - модель рациональных ожиданий (RE). В целом, АЕ моделям присуще обращение к прошлому. Адаптивные модели формирования ожиданий представляют собой некоторую относительную прозрачную функцию от прошлых итогов. Модель рациональных ожиданий, напротив, "делает ставку" на оценке опережающей информации, содержащейся в ожиданиях, но не определяет любую специфику в процессе их формирования.
Различные адаптивные, экстраполятивные и самообучающиеся модели (т. е. модели первого класса - АЕ) могут быть суммированы следующим авторегрессионным представлением с распределенным лагом:
,
где Uex - ожидания безработицы; U - уровень безработицы; Z - совокупность других переменных; - стандартная ошибка.
Значения коэффициентов и определяют характеристики различных моделей этого первого класса. "Чистая" экстраполятивная модель подразумевает, что коэффициенты ? и ? равны 0, обозначая тем самым, что ожидания единственным образом зависят от уровня безработицы в прошлом. Соответственно, коэффициент ? является положительным.
Адаптивные или самообучающиеся модели подразумевают, что потребители пересматривают свои ожидания на будущий период, основываясь на ошибках в своих ожиданиях на текущий период. Иными словами, адаптивные модели формирования ожиданий предполагают, что прогнозируемые изменения показателя определяются точностью реализации предыдущих ожиданий. В терминах вышеприведенного уравнения это означает, что используется один и тот же или различные лаги для переменных ожиданий и уровня безработицы, а их коэффициенты приближаются к 1.
В целом, общее обращение этих моделей к прошлой информации является и источником их главного недостатка, заключающегося в систематической прогнозируемой ошибке как результате того, что ожидания будут недооценивать или переоценивать реальные изменения в уровне безработицы всякий раз, когда лежащая в основании переменная будет развиваться по, соответственно, нарастающему или ниспадающему тренду. В ответ на это, в модель включаются другие переменные (объединенные под буквой Z), несущие в себе дополнительную информацию, которая влияет на формирование ожиданий.
В модели рациональных ожиданий (RE) главное внимание фокусируется не на "прошлых" переменных, а на их "будущей реализации". Соответственно, строгая рациональность подразумевает, что в формировании ожиданий вся доступная информация будет использована эффективно и оптимально. В терминах уравнения это выглядит следующим образом:
, при этом ? = 0; ? = 1.
Отдавая себе отчет в нереальности такой абсолютной строгой рациональности, мы будем тестировать модель рациональных ожиданий следующего вида, которая акцентирует внимание на оценке опережающей информации, содержащейся в ожиданиях:

Характеристика данных
1) Источником данных об ожиданиях безработицы являются массовые опросы населения мониторингового характера, проводимых в рамках совместного проекта Фонда ИПН, Центра развития и ВЦИОМ (вопрос задается 1 раз в 2 месяца с января 1999г.). Индекс рассчитывается как разность ответов о том, что безработных в ближайшие 12 месяцев будет больше, и том, что их будет меньше, плюс 100. Соответственно, рост индекса означает усиление опасений роста безработицы, а его снижение - их ослабление.
2) Источником данных об уровне безработицы являются обследования населения по проблемам занятости (ОНПЗ), проводимые Госкомстатом России 1 раз в квартал.
3) Временной период - 1999:2002. Временной интервал - 1 квартал. Поскольку динамика уровня и ожиданий безработицы содержит в себе значительную сезонную составляющую (см. рис.1), на предварительном этапе все данные были статистическими методами "очищены" от сезонности. Соответственно, для анализа использовались динамические ряды с исключением сезонности.
4) Все данные определены как квартальные изменения (первые разности). Использование именно изменений (или различий), во-первых, уничтожает существующую в рядах уровней автокорреляцию первого порядка, а во-вторых, что также важно, позволяет сфокусировать анализ именно на том, как изменения в ожиданиях соотносятся с изменениями в реальной безработице.
Здесь необходимо сделать одну оговорку. Как было сказано ранее, проведенный в работе анализ базируется на ежеквартальных данных за четыре года, которых явно недостаточно, прежде всего, с точки зрения их репрезентативности, для полноценного (т. е. статистически корректного) анализа. Последний требует, в первую очередь, более длинных временных рядов, которых в настоящий момент просто не существует, ибо вопрос об ожиданиях безработицы начал в России задаваться с 1999 года. В полной мере отдавая себе в этом отчет, мы, тем не менее, решились провести данное исследование, которое можно рассматривать как "чистый эксперимент", с тем, чтобы понять - существуют ли, хотя бы "эскизно", какие-либо закономерности в формировании ожиданий безработицы.
Результаты исследования
Первая серия тестов посвящена анализу взаимосвязей между изменениями в уровне реальной безработицы и ее ожиданиями, исключая влияние других потенциальных факторов. Чтобы проверить, содержат ли опросные данные какую-либо значимую дополнительную информацию для прогнозирования будущих изменений в уровне безработицы, было построено несколько регрессионных уравнений с различным временным лагом. В качестве зависимой переменной используется ряд данных об изменениях в сезонносглаженном уровне безработицы (см. табл. 1). Очевидно, что изменения в уровне безработицы в настоящий момент существенно зависят от прошлых изменений. В таблице 1 приведены параметры уравнений, включающих и не включающих ожидания безработицы как самостоятельный фактор для того, чтобы показать, как учет настроений влияет на характеристики модели.
Таблица 1
Изменения в ожиданиях и уровне безработицы:
оценка взаимосвязей

Зависимая переменная: изменения в сезонносглаженном уровне безработицы, (seasadj)
Regression number
(1)
(2)
(3)
Constant
Std. Error
-.002
(.176)
.005
(.141)
-.314
(.258)
(seasadj)

<<

стр. 3
(всего 7)

СОДЕРЖАНИЕ

>>