Диссертация (1138452), страница 11
Текст из файла (страница 11)
Онтакже достаточно активно обменивается с бюджетным сектором, оставаясь здесьнетто-реципиентом. При этом для бюджетного сектора – это единственнаяактивная линия обмена. Другим фокусом взаимодействия является состояниенеактивности, которое обменивается со всеми, кроме бюджетников.Стоит отметить относительную изолированность бюджетного сектора, вкоторый крайне редко переходят занятые других секторов экономики.
Так,ежегодно лишь 3% работников небюджетного сектора и 2,2% занятых внекорпоративном секторе переходят на бюджетные рабочие места. Еслисоотнести данные потоки с общей численностью населения, то показателистановятся еще меньше – 1,4% и 0,2% соответственно.Матрицы мобильности дают усредненное представление об интенсивностии направлении перемещений и не учитывают неоднородность индивидов.Например, в одну сторону могут двигаться более молодые и образованные, а вдругую – пожилые и менее образованные.
Поэтому следующий вопрос, которыйтребует ответа, звучит так: как влияют характеристики респондентов на выборими соответствующего статуса на рынке труда при условии равенства всехостальных характеристик.В качестве очередного шага в рамках данного эмпирического анализаоценивалась динамическая мультиномиальная логит-модель (ДМНЛ-модель)выбора статуса на рынке труда. Модель выглядит следующим образом:(2.1)( = | , −1 ) =( +−1 )∑=1(( +−1 ))66Зависимая переменная принимает пять значений j = {PB, PR, IF, UN, IN}.Регрессорами служат основные индивидуальные характеристики респондентов(X) (пол, возраст, образование, поселение, семейное положение, наличие детей),год проведения обследования, федеральные округа, а также дихотомическиепеременные для статусов занятости в предшествующем периоде (вектор Zt-1).Коэффициенты при лагированных переменных для статусов характеризуютзависимость от предыдущих состояний16.
Поскольку коэффициенты ДМНЛрегрессии неудобны для интерпретации, далее рассчитываются условныевероятности выбора статуса для индивидов по всем выделенным группам. Дляэтого фиксируются определенные значения лагированнных статусов для всехиндивидови,используяполученныекоэффициенты,мырассчитываемвероятность каждого состояния в настоящем периоде для «усредненного»индивида, зафиксировав для него все прочие характеристики на уровне среднихзначений по выборке.Как показал дескриптивный анализ, бюджетный и небюджетный сектораразличаются по гендерному составу, поэтому для сопоставимого анализа имеетсмысл рассчитывать оценки на двух подвыборках (мужчины и женщины).Помимо этого на мобильность работников могут влиять различия в инфорсментетрудового законодательства. Так, например, женщины, занятые в бюджетномсекторе, имеют фактически более высокий уровень защиты в связи с тем, что внем работодатели более строго соблюдают трудовое законодательство.Оценки коэффициентов ДМНЛ-регрессии представлены в таблице А.2ПриложенияА,аматрицыусловных(симулированных)вероятностеймежстатусных переходов представлены в таблицах А.3 Приложения А и 2.3 ниже.16Мы отдаем отчет в том, что неслучайный отбор на рынке труда может объясняться какдействием ненаблюдаемых характеристик, так и неслучайным выбором статуса в первый годпопадания в панель.
Однако эконометрическое решение этой проблемы связано с наложениемцелого ряда сильных ограничивающих предположений, во многом снижающих ценностьполученных в итоге результатов.67Таблица 2.3– Матрица предсказанных вероятностей переходов, построеннаяна основе симуляций, 2001-2014 гг.t-1МужчиныЗанятые вбюджетном секторе0,531(0,017)tЗанятые внебюджетном секторе0,331(0,015)Занятые внекорпоративном секторе0,052(0,006)БезработныеНеактивные0,024(0,004)0,062(0,006)0,039(0,001)0,746(0,004)0,102(0,002)0,037(0,001)0,076(0,072)0,021(0,002)0,332(0,009)0,433(0,010)0,059(0,004)0,155(0,007)0,027(0,004)0,031(0,003)0,401(0,014)0,319(0,009)0,169(0,009)0,167(0,006)0,222(0,012)0,075(0,004)0,181(0,011)0,408(0,010)Занятые вбюджетном секторе0,670(0,007)tЗанятые внебюджетном секторе0,126(0,004)Занятые внекорпоративном секторе0,027(0,002)БезработныеНеактивные0,018(0,001)0,131(0,005)0,108(0,002)0,557(0,005)0,069(0,002)0,034(0,001)0,232(0,003)0,053(0,004)0,238(0,008)0,393(0,012)0,042(0,003)0,275(0,010)0,088(0,007)Неактивные0,078(0,003)Источник: РМЭЗ-ВШЭ.0,278(0,011)0,173(0,004)0,105(0,007)0,070(0,002)0,162(0,010)0,042(0,002)0,368(0,014)0,637(0,006)ЗанятыевбюджетномсектореЗанятыевнебюджетномсектореЗанятыевнекорпоративном сектореБезработныеНеактивныеt-1ЖенщиныЗанятыевбюджетномсектореЗанятыевнебюджетномсектореЗанятыевнекорпоративном сектореБезработныеПримечание: все коэффициенты значимы на 1% уровне.68Приведённый анализ показывает, что наблюдается разный уровеньмобильности у работников бюджетного сектора, обладающих различнымнакопленным человеческим капиталом (см.
таблицу А.3 Приложения А). Такработники, занимающиеся низкоквалифицированной работой, чаще уходят избюджетного сектора в небюджетный. В свою очередь работники, имеющиедиплом о высшем образовании, занимающие должности, которые болеетребовательны к квалификации и профессионализму, с меньшей вероятностьюпокидают бюджетный сектор. Скорее всего низкоквалифицированному работникулегче найти аналогичную низкооплачиваемую работу в другом секторе, так кактакая работа не будет предъявлять особых требований к специфичным знаниям инавыкам.
В то время как высококвалифицированные сотрудники бюджетногосектора обладают большим уровнем специфического человеческого капитала,который относится к бюджетному сектору, следовательно, им существенносложнее найти себе аналогичную работу в другом секторе, которая бы полностьюих устраивала.Основной вывод из анализа мобильности работников бюджетного инебюджетного секторов заключаются в том, что бюджетный сектор слабо связанпотоками с другими сегментами рынка труда.
Он является донором длянебюджетного сектора, но сам не получает никакого значимого притока извне.Такое «донорство» затрагивает в большей степени мужчин и в гораздо меньшейстепени женщин. Можно говорить о низкой мобильности (с точки зрениямежсекторных переходов) женщин, занятых в бюджетном секторе. Низкаямобильность работников бюджетного сектора усиливает рыночную властьработодателя при установлении заработной платы.Подытоживая все вышесказанное, можно сформулировать ряд тенденций,характерных для оплаты труда работников бюджетного сектора в России запоследнее десятилетие. Во-первых, на уровне средних величин наблюдаетсяустойчивый во времени отрицательный разрыв. Во-вторых, повышения МРОТ невели даже к краткосрочному росту средних относительных заработных плат69бюджетников.
В то же время специальные постановления, направленные наувеличение заработных плат определенных групп работников, приводили ксокращению разрыва в средних заработных платах, хотя и ценой существенногоувеличения нагрузки на федеральный бюджет.В рамках диссертационной работы исследуется также зависимость текущегосостояния (принадлежности к бюджетному / небюджетному сектору) на рынкетруда от прошлого.
Анализ показывает, что если мужчины оставляют бюджетныйсектор, то ради работы в небюджетном; женщины же, покидая его, уходят с рынкатруда совсем. Он подтверждает высокую стабильность занятости в бюджетномсекторе и устойчивый безусловный разрыв в оплате труда.Согласно теории человеческого капитала уровень образования и уровеньквалификации напрямую связаны с получаемой заработной платой. Приведенныйвыше анализ показывает влияние данных характеристик человеческого капиталана вероятность смены сектора занятости. Соответственно, можно ожидать, чтодифференциация в оплате труда работников бюджетного и небюджетногосекторов зависит от уровня доходов. Таким образом, переходя к межсекторномуанализу различий в оплате труда с учетом индивидуальных характеристик,необходимо провести оценивание межсекторного разрыва в различных точкахраспределения заработных плат.70Глава 3 Оценка различий в оплате труда работников бюджетного инебюджетного секторовКак уже было отмечено в первой главе, анализ различий в оплате трудамеждубюджетникамиметодологическихинебюджетникамисложностей,которыесталкиваетсясвязаны,втомсчисле,рядомиснеоднородностью этих двух больших профессионально-отраслевых групп.Сравнение средних отраслевых заработных плат, представленное во второй главе,не дает полного ответа на интересующий нас вопрос о соотношении заработков.
Вданной главе рассмотрена возможная методология решения этой проблемы ипредставлены полученные на её основе эмпирические оценки.3.1 Эконометрическая методология оценки различий в оплате трудаЭмпирическая часть данной главы начинается с оценивания величины идинамики межсекторного разрыва с помощью метода наименьших квадратов(МНК). Далее для получения оценок разрыва вдоль распределения заработныхплат и определения природы межсекторного разрыва используется методологияквантильной регрессии и квантильной декомпозиции.
Данная глава используетданные РМЭЗ-ВШЭ за 2000-2014 гг.На первом этапе анализа оценивается стандартное уравнение заработнойплаты, которое имеет вид:ln Wagei j xij sDi i(3.1)jЗависимойпеременнойявляетсянатуральныйлогарифмденежнойзаработной платы ln Wagei , полученной респондентом за месяц. Вектор Xвключает все контролирующие (объясняющие) переменные индивидуума i; Di –дамми-переменная, которая принимает значение 1, если индивид i является71iбюджетником, и 0 – небюджетником;– независимые и одинаковораспределенные по индивидуумам остатки.Коэффициенты β показывают отдачу на соответствующие индивидуальныехарактеристики. Коэффициент s отражает эффект сектора, но не являетсяхарактеристикой величины разрыва.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
