Диссертация (1138452), страница 14
Текст из файла (страница 14)
разрыв составлял -21,1%.Наибольшая величина разрыва у женщин наблюдалась в 2001 г. (-34,1%), а в2000 г., 2003-2005 гг. и 2008 г. (-30,2%) разрыв превышал 30% уровень. Он былнаименьшим по величине в 2009 г. (-22,1%) и в 2002 г. (-22,8%). В период 20082009 гг. разрыв сократился более чем на 8 п.п.: с -30,2% до -22,1%. В 2010 г.разрыв у женщин (как и на всей выборке) вновь возрос и составил -24,8%, аначиная с 2012 г. постепенно снижался до -18,2% в 2014 г.Наибольшей величины у мужчин (в отличие от женщин) разрыв достиг в2008 г.
(почти -36%). Его оценки превышали уровень в 30% в 2001 г., 20042006 гг. и 2014 г. Наоборот, он был наименьшим по величине в 2009 г. (-21,4%),как и у всей выборке. Относительно «небольшим» разрыв был в 2000 г., когдасоставлял «лишь» -24,0%. В 2009 г. он снизился по сравнению с предыдущимгодом более чем на 14 п.п.: с -35,7% до -21,4%, но в 2010 г. опять вырос исоставил -28,4%.Затем до 2013 г. разрыв оставался на уровне 28-29%, а в 2014 г. вотличии от женщин и всей выборки оценка разрыва у мужчин демонстрируетрезкий скачок более чем на 4 п.п. – до -32,1%. В этот же год достигаетсямаксимальнаяразницамеждумужчинами84иженщинамиповеличинемежсекторного разрыва (-32,1% у мужчин против -18,2%у женщин).
Возможноеобъяснение увеличения межсекторного разрыва для мужчин связано с тем, чтосреди мужчин-бюджетников по сравнению с женщинами-бюджетниками гораздовыше доля тех, чья заработная плата не затрагивается повышением в связи смайским указом.Оценка динамики межсекторного разрыва – расширенная спецификацияПредставленные выше оценки получены из базовой спецификации уравнения(3.1), которая не включала некоторые дополнительные переменные, потенциальновлияющие как на выбор занятости, так и на характеристики полезности рабочихмест.
Среди таких переменных – наличие вторичной занятости и наблюдаемыхнеденежных составляющих общего вознаграждения за труд. Если предположить,что у бюджетников эти характеристики могут иметь компенсирующий характер,то вероятно мы будем наблюдать сокращение оценок межсекторного разрыва.Если же разрыв не изменится (или увеличится), то эти характеристики либонейтральны в отношении бюджетного сектора, либо даже добавляют ценностирабочим местам в небюджетном секторе.Оценки на основе расширенной спецификации приведены в столбце«расширенная спецификация» таблице 3.1.
Хотя величина разрыва оказываетсянесколько меньше, это сокращение не кажется значительным. Динамика оценокразрыва во времени также аналогична той, что получилась на основе базовойспецификации. Можно заключить, что наличие вторичной занятости инаблюдаемыенеденежныеопределяющимдиссертационномфакторомсоставляющиеприисследованиивыборенекомпенсациисекторабудетнезанятости.использованаявляютсяДалееврасширеннаяспецификация, так как (1) полученные с помощью нее оценки близки к оценкам,полученным на основе базовой спецификации, (2) она ограничивает временнойинтервал оценивания.853.4Межсекторныйразрыввзаработнойплате–результатыквантильного оцениванияОценки, полученные ранее с помощью МНК-регрессий, не учитываютненаблюдаемыеиндивидуальныеспособностииндивидов,которыемогутнапрямую влиять на величину заработной платы, и являются оценками в точкесреднего.Дляустраненияэтихнедостатковприменяетсяметодологияквантильных регрессий для оценки межсекторного разрыва.В таблице В.3 Приложения В приведены соответствующие оценки разрывовдля каждого квантиля (от 0,1 до 0,9), стандартные ошибки и величины разрыва впроцентном выражении, а их графическая иллюстрация приведена на рисунке 3.2.На графиках пунктирной линией изображены оценки, полученные с помощьюМНК-модели в точке среднего, сплошной линией – оценки, полученные спомощью квантильной регрессии.Согласно анализу приведенному в второй главе мы ожидаем, чтомежсекторный разрыв будет варьироваться вдоль распределения, отражая эффектненаблюдаемых характеристик.
В ряде исследований, посвященных оценкемежсекторного разрыва, уже использовалась модель квантильной регрессии(например, Р. Мюллер на данных по Канаде [Mueller, 1998], Б. Мелли дляГермании [Melly, 2005b], Ю. Городниченко и К. Сабирьянова-Петер для Украины[Gorodnichenko, Sabirianova Peter, 2007]).Основной вывод, который позволяют сделать эти оценки, заключается вследующем.
При движении вдоль распределения заработной платы слева направоувеличивается относительный разрыв между бюджетниками и небюджетниками.Это означает, что при прочих равных, получатели относительно высокихзаработных плат оказываются «оштрафованы» в большей мере, чем обладателинизких заработных плат. Другими словами, бюджетник, находящийся в первомдециле условного распределения заработных плат, будет иметь меньшие потери взаработной плате (по отношению к аналогичному по характеристикам и децилюработнику небюджетного сектора) по сравнению с бюджетником во втором86дециле; у работника бюджетного сектора, находящегося в девятом децилераспределения заработных плат, потери оказываются максимальными.Оценки разрыва варьируются по квантилям и по годам от -15,5% до -37,9%.В первом дециле оценка разрыва колебалась от -15,5% до -30,3%; во втором - от 17,4% до -31,1%; в третьем – от -18,0% до -31,3%; в четвертом – от -21,7% до 34,4%; в пятом – от -22,1% до -35,8%; в шестом – от -22,5% до -35,7%; в седьмом– от -23,4% до -35,1%; в восьмом – от -22,6% до -37,4%; и, наконец, последнем,девятом – от -25,7% до -37,9%.
Другими словами, переход от квантиля кквантилю слева направо увеличивает разрыв (на рисунке 3.2 это демонстрируетотрицательный наклон линии).2000200120022003-.1-.1-.1-.1-.2-.2-.2-.2-.3-.3-.3-.3-.4-.4-.4-.4-.5-.5-.5.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .9.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .92004-.5.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .92005.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .920062007-.1-.1-.1-.1-.2-.2-.2-.2-.3-.3-.3-.3-.4-.4-.4-.4-.5-.5-.5.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .9.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .92008-.5.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .92009.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .920102011-.1-.1-.1-.1-.2-.2-.2-.2-.3-.3-.3-.3-.4-.4-.4-.4-.5-.5-.5.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .9.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .920122013.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .92014-.1-.1-.1-.2-.2-.2-.3-.3-.3-.4-.4-.4-.5-.5.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .9-.5.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .9-.5.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .9.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .9Источник: РМЭЗ-ВШЭ, 2000-2014 гг.Примечание: На графиках пунктирной линией изображены оценки, полученные спомощью МНК, сплошной линией – оценки, полученные с помощью квантильной регрессии.Рисунок 3.2 – Оценки межсекторного разрыва, полученные с помощьюквантильной регрессии – базовая спецификация87Одно из преимуществ квантильного анализа состоит в том, что появляетсявозможность сравнить разрыв для работников, находящихся в крайних квантиляхраспределения, и медианных работников (т.е.
таких, которые находятся в пятомдециле). В среднем за весь анализируемый период оценка разрыва в первомдециле меньше (по модулю) на 6 п.п. по сравнению с пятым децилем (-21,7%против -27,9%); однако в 2001 г. разница превышала 11 п.п. (-24,6% против 35,8%), а в 2008 г. составляла менее 1 п.п. (-30,3% против -31,1%). Кроме того, в2004-2007 гг. оценки разрыва в первом и пятом децилях демонстрируют разныетенденции к росту/снижению: так в 2004 г.
разрыв в первом дециле вырос на 2,5п.п. по отношению к аналогичной величине в 2003 г., а в пятом дециле – снизилсяна 1,2 п.п. В 2005 г. тенденции поменялись на противоположные – первый децильдемонстрирует существенно снижение величины разрыва на 9,9 п.п. поотношению к предыдущему году, а медианный – повышение на 0,8 п.п.; в 20132014 гг.
снова наблюдается сокращение оценки разрыва для первого дециля допрактически минимального уровня в 16% в 2014 г.Сравнивая величины разрыва в последнем (девятом) и медианном (пятом)децилях, стоит отметить, что результаты демонстрируют более «сглаженное»поведение. В среднем за весь анализируемый период оценка разрыва в девятомдециле была больше (по модулю) на 4 п.п. по отношению к медиане, хотя в2002 г. разница составляла 13,8 п.п. (-37,0% против -23,2%), а в 2012 г.наблюдается ситуацию, когда оценка разрыва в девятом дециле была меньше (помодулю) по сравнению с пятым децилем на 1,9 п.п. Ситуация 2012 г. объясняетсярезультатом специального постановления, благодаря которому произошлосущественноеповышениезаработныхплатработниковгосударственногоуправления.
В данном виде деятельности весьма высокая концентрация рабочихмест, которые предъявляют высокие требования к квалификации, знаниям инавыкам работников, что позволяет работникам, занимающим эти места,располагаться в верхних квантилях нашего распределения.88Приведенный выше анализ показывает, что в России на протяжениипоследнего десятилетия наблюдается значимый и устойчивый во времениотрицательный межсекторный разрыв.
Относительная недоплата работникамбюджетногосекторанаблюдаемымипоотношениюхарактеристиками)ксопоставимымработникамв(саналогичныминебюджетномсекторесоставляла в среднем около 30%. Сокращение разрывов в верхних квантилях в2013-2014 гг. является прямым следствием реализации майского указа, когдазаработная плата целого ряда высококвалифицированных профессиональныхгрупп получила привязку к региональным средним значениям заработных плат.Оценивание разрыва на отдельных гендерных подвыборках позволяетотделить гендерный разрыв в заработных платах, который в России по даннымисследований представляет собой значительную величину (женщины получают всреднем 70% от заработной платы мужчин [Ощепков, 2007]), от межсекторного,которыйявляетсяпредметомданнойработы.Результатыоцениваниямежсекторного разрыва для гендерных групп показывают, что величина разрыва,полученного на подвыборке мужчин, в среднем больше (по модулю), чем наподвыборке женщин (-29,9% против -28,8%).
Другими словами, женщиныбюджетники страдают относительно меньше, т.е. имеют меньший «штраф» заработу в бюджетном секторе. Это в целом согласуется с выводами исследователейпо развитым странам, где женщины по сравнению с мужчинами обычно имеютбольшую «премию», т.е. получают большую выгоду за работу в бюджетномсекторе [Bargain, Melly, 2008; Dell’aringa et al., 2007; Lucifora, Meurs, 2006].Однако в работах, посвященных переходным экономикам, не существует четкойтенденции влияния гендерного разрыва на межсекторный [Lausev, 2014].
Так,например, в Украине у женщин «штраф» за работу в бюджетном сектореоказывается больше, чем у мужчин [Gorodnichenko, Sabirianova Peter, 2007].Использование модели квантильной регрессии (как уже отмечалось выше)позволяет оценить разрыв с учетом как наблюдаемых характеристик работника иего рабочего места, так и ненаблюдаемых способностей индивида (которые, как89предполагается, выше в верхних квантилях распределения по заработной плате).Приведенный анализ показывает, что работники с наиболее высоким уровнемненаблюдаемых производительных характеристик имеют больший «штраф» (поотношению к «менее способным»).
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
