Диссертация (1138392), страница 7
Текст из файла (страница 7)
Но тенденции изменения аналогичны для обеих составляющих незарегистрированной занятости (рис. 1.7). Эю может говорить о том, что на протяжении анализируемого периода данные группы занятых достаточно изолированы друг от друга. Данное утверждение находит сове подтверждение, если обратиться к матрице переходов на рынке труда (рис.
1.8). Большая часть формально занятых (88%) остались в своем статусе занятости. Незарегистрированно занятые не настолько стабильны, большая 36 0,00 0,00 о й 0,0Д И 0,02 и о 0,01 С~ (от численности экономически активного населения) Источник: расчеты автора на базе Ю МЯ-НЯЕ за период с 1998 по 2009п часть и «добровольно» и «вынужденно» незарегистрированных занятых стремятся к переходу в формальный сектор.
Рис. 1.8. Потоки на рынке труда (процент населения в возрасте 15-72 лет,среднее значение по переходам между двумя соседними периодами ) Источник: расчеты автора на базе КЕМИ-НКЕ за период с 2002 по 2009п Тенденция к сохранению выбранного статуса занятости по отношению к его смене преобладает у экономически неактивного населения и официально оформленных работников.
Безработные наименее «стабильны», причем большинство из них перетекает в официально оформленные занятые и экономически неактивное население. Что касается группы работников, отношения которых с работодателем носят незарегистрированный характер, то они примерно в равных долях сохраняют свой статус, оформляются официально и становятся экономически неактивным населением. Относительно малая часть населения из данной группы становится безработными — около 6%-7%. У них почти в четыре раза больше шансов попасть в экономически неактивное население (24%-29%), чем пополнить ряды безработных. Если рассматривать процентные соотношения, поведение не оформленных официально работников похоже на поведение безработных.
37 1.3. Эмпирические модели выбора незарегистрированной занятости Роль незарегистрированной занятости в России интересна с точки зрения лучшего понимания создания механизма рабочих мест на рынке труда. В то же время выявление факторов, влияющих на выбор незарегистрированной занятости, и последствий ее выбора экономическими агентами важно для проведения эффективной политики на рынке труда, эффективного регулирования рыночных отношений.
Эмпирический анализ факторов, связанных с выбором агентами незарегистрированной занятости проведен в препринте А.В. Аистова, Л.А. Леоновой, 2010 и в статье А.В. Аистов, Л.А. Леонова, 2011. В настоящей работе для выявления незарегистрированных занятых нами используется ответ респондентов на вопрос анкет КЬМЯ-НЯЕ о том, зарегистрирован ли работник по месту занятости официально, или — нет. С учетом вышесказанного можно сделать вывод, что анализируемая нами группа занятого населения близка к правовому определению неформально занятых работников. Очевидно, работники выбирают незарегистрированную форму занятости по разным причинам.
Кто-то добровольно ищет реализации своих неординарных способностей; кто-то лишен иных возможностей получения доходов и вынужден устраиваться наемным работником без официальной регистрации трудовых отношений. Рост и масштаб неформальной занятости во многих странах традиционно приписывается смещением занятых к незащищенным формам рынка труда, как к единственной существующей альтернативе безработицы. Однако эта форма занятости также может предлагать рабочим лучшие финансовые возможности и/или лучшие условия работы, такие как выбор рабочего времени. Так что можно выделить две обширные группы; неформально оплачиваемые рабочие и те, кто занят независимой работой. В любом случае, незарегистрированная активность может быть свободна выбрана некоторыми рабочими.
Эти индивидуумы либо воспринимают государственную социальную защиту скудной «платой за деньги», либо не желают иметь условия работы строго 38 ограниченными регуляторами рынка труда. Альтернативно они могут быть привлечены удовлетворением от будущей работы или от потока доходов, или могут считать, что относительные выгоды от незарегистрированной активности перевешивают риски обнаружения. В качестве основной проверяемой гипотезы выдвинуто предположение, что для большинства участников российского рынка труда незарегистрированная занятость являлась вынужденной формой трудоустройства. На начальном этапе исследования нами получены результаты с использованием бинарных 1о8й-моделей на выборках 1998, 2002, 2006 и 2007 гг.
Зависимая переменная — наличие незарегистрированной занятости принимала два значения: 1 — незарегистрированная занятость, 0 — работник оформлен официально. С целью контроля смещений оценок, вызванных наличием ненаблюдаемых индивидуальных эффектов, выполнено сравнение полученных результатов с оценками в рамках моделей, учитывающих панельный характер данных (1998 — 2007 гг.). Набор регрессоров включает в себя возраст, пол (1 — мужчины, 0— женщины), уровень образования (три бинарных переменных: среднее, среднее специальное, высшее образование; образование ниже среднего принято в качестве базовой категории). Исходя из исследования Международной Организации Труда и исследований некоторых авторов, связывающих незарегистрированный характер рабочих отношений и урбанизацию, включена бинарная переменная, отвечающая за тип поселения (1 — городской житель, 0— сельский).
Введены две переменные, характеризующие семью респондента: бинарная переменная состояния в браке (1 — состоит в гражданском или официальном браке и проживает совместно, 0 — нет) и количество детей. Наличие семьи, и тем более присутствие в ней зависимых людей, может влиять на принятие решений о форме занятости. С одной стороны, наличие семьи требует стабильности и гарантий, сопровождающих зарегистрированную занятость. С другой стороны, незарегистрированная занятость для некоторых 39 категорий людей (преимущественно с низким уровнем образования) может обеспечивать больший доход, либо являться единственной возможностью получения дохода, для содержания семьи, либо большую свободу в выборе рабочего времени. Важной объясняющей переменной является доход индивидуума.
Однако, уровень дохода является эндогенной переменной в моделях выбора, поэтому в качестве первого шага нами были выполнены оценки уравнений доходов Минсеровского типа. Уравнение Минсеровского типа связывает логарифм доходов с длительностью обучения, трудовым стажем и другими объясняющими и контролирующими переменными. В качестве контролирующих в регрессию включены переменные, отражающие пол, отрасль, регион и др.
перечисленные выше. Для контроля региональных различий зависимой переменной использованы бинарные переменные; в качестве базовой категории выбрано проживание респондента в Приволжском федеральном округе (табл. П1.3, П1.4, см. Приложение). Оценки позволили спрогнозировать доходы индивидуумов для их возможных состояний в зарегистрированной и незарегистрированной занятостях. Разницы полученных прогнозов были подставлены в качестве объясняющих переменных в модели выбора, аналогично работе Аистов (2005).
Уравнения доходов оценивались для различных статусов занятости, что вызвало необходимость корректировок смещений оценок параметров моделей, вызванных самоотбором наблюдений. Для этого использовались процедуры Хэкмана, подразумевающие оценки параметров двух уравнений — уравнения отбора и основного уравнения (уравнения дохода) с подставленными в него дополнительными регре ссорами, учитывающими правдоподобие попадания наблюдения в данную выборку (на основе уравнения отбора). В табл. 1.3 приведены результаты оценок бинарных моделей выбора по данным 1998, 2002, 200б и 2007 гг. 40 Таблица 1.3.
Модели выбора незарегистрированной занятости 1998 2002 2007 Объясняющие пе еменные 2006 Пол (1- муж,, 0- жен. 0.595ввв -0.014 0.404вв* -0.071вв 0352в** -0.084вв* 0.504вв* -0.127вв* Возраст 0.078** 0.118*в* (Возраст) /100 -0.022 0.047 Проживание в го оде 0.623 в в в 0.381ввв 0.295 в* 0.144 Образование среднее общее -0.207* -0.179 0.042 0.016 Среднее специальное образование -0.241 в" -0.321вв* -0.349вв" 0.053 -0.669*** -0.754*в* -0.487в** 0.064 Высшее образование -0.486** -0.368*** -0.019 -0.587*** -0.019 Состояние в б аке Количество детей 0.189 Разность прогнозов логарифмов доходов в статусах незарегистрированн ои— зарегистрированной занятости -0.401*в* -0.081 0.097 0.015 Уровень безработицы 0.037в -0.002 -0.002 -2.076 -0.884 -0.219 Константа Число наблюдений 0.606 3941 4940 4751 4820 Ь08 Ьйе1йоос1 -940.1 -1245.4 -1338.2 -1230.5 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 РгоЬ> х Значимость коэффициентов; * - на 10%, ** - 5%, *** - 1% уровнях.
Источник: расчеты автора на базе КЕМИ-НЯЕ за 1998г., 2002г., 2006г. и 2007г. Для мужчин (при прочих равных условиях) вероятность относиться к 8 Здесь и далее термин «вероятность» следует понимать ках отношение шансов находиться в незарегистрированной занятости к шансам нахождения в зарегистрированной занятости. 41 незарегистрированной занятости значимо выше, чем для женщин. Стоит отметить, что этот вывод находит свое подтверждение в развитых странах.
В развивающихся станах ситуация противоположная (доклад МОТ, 2002). В них женщины составляют статистическое большинство представителей неформального сектора. Они сконцентрированы в наиболее низкооплачиваемых сегментах — становятся наемными рабочими, сиделками, домработницами и т.п. В России же можно говорить, о том, что мотивом выбора неформального сектора является не столько отсутствие лучших альтернатив и возможностей, сколько поиск лучших условий работы как материальных, так и нематериальных.
Вероятность быть незарегистрированным занятым выше для городских жителей, при прочих равных условиях. По-видимому, это объясняется большим предложением соответствующих рабочих мест в городах. Возрастная зависимость вероятности нахождения незарегистрированной занятости статистически не значима в 1998 году, но в дальнейшем прослеживается ее Б-образный вид. По полученным оценкам наименьшая доля респондентов в рамках незарегистрированной занятости имеет возраст 53 лет. Рост уровня образования снижает вероятность нахождения в незарегистрированной занятости, только в 1998 году этот фактор оказался не значим.
Несомненно, образование дает более широкий круг возможностей в поиске и выборе рабочих мест. В большинстве оценок присутствует статистически значимая связь между состоянием в браке (совместном проживании) и вероятностью находиться в занятости. Вероятность незарегистрированной состоянии 42 незарегистрированной занятости выше для одиноких людей. Что соответствует предположению, что индивиды предпочитают зарегистрированную занятость в случае, если присутствуют люди, которые рассчитывают на их стабильные доходы и социальную защищенность. Регрессор, отражающий количество детей, введен в модели для 200б и 2007 годов. Данный фактор оказался незначимым, поскольку существует сильная коллинеарность этого регрессора с семейным положением.
Разница прогнозов доходов в качестве объясняющей переменной оказалась статистически значимо отрицательной в 200б году. Это свидетельствует о том, что в среднем люди были вынуждены уходить в незарегистрированную занятость (с понижением дохода) при невозможности найти официальные рабочие места, спасаясь от безработицы. При анализе панельных данных нами был использован тот же набор регрессоров и те же зависимые переменные. Для сравнения в табл.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
