Диссертация (1138452), страница 15
Текст из файла (страница 15)
Это означает, что их потери от работы вбюджетном секторе относительно больше, чем у их менее оплачиваемых коллегпо сектору. Такая тенденция характерна для многих стран, для которых естьсоответствующие оценки на основе модели квантильной регрессии ([Melly, 2005]для Германии, [Mueller, 1998] для Канады, [Gorodnichenko, Sabirianova Peter,2007] для Украины, [San, Polat, 2012] для Турции).Декомпозиция межсекторного разрываВ поисках объяснения механизмов, создающих разрыв в оплате труда междубюджетниками и небюджетниками, и следуя за литературой, обратимся кметодологии декомпозиции безусловных различий. В.
Гимпельсон и А. Лукьянова[Гимпельсон, Лукьянова, 2007], используя декомпозицию Оаксака-Блайндера,приходят к выводу, что в начале 2000-х гг. более 70% наблюдавшегосямежсекторного разрыва объяснялось различиями в отдачах на характеристики, аостальное приходилось на эффект характеристик. Лишь две характеристикипозволяли бюджетникам рассчитывать на премию – это профессия и образование.В данной главе используется методология декомпозиции, предложенная вработе Дж.
Мачадо и Дж. Мата [Machado, Mata, 2005], и развитая в работахБ. Мелли и В. Черножуковым [Chernozhukov et al., 2013]. Данная декомпозицияобъединяет подход Оаксака-Блайндера и технику квантильной регрессии,позволяя получать разложения на эффекты характеристик и коэффициентов длякаждого заданного квантиля распределения.В таблице 3.2 и на рисунке 3.3 приведены результаты разложениямежсекторногоразрываспомощьюдекомпозицииМачадо-Мата(сконтролирующими переменными из базовой спецификации). В таблицах указаныоценки эффектов характеристик и коэффициентов для каждого дециля в каждомгоду.
Как видно, отдача на характеристики (эффект коэффициентов) в среднем90объясняют 75-80% разрыва, тогда как вклад собственно характеристик играетвторостепенную роль. Оба эффекта дают значимый отрицательный вклад воценку разрыва, т.е. в бюджетном секторе не только структура «хуже», но иотдача на характеристики также ниже. Данный результат в целом согласуется свыводами в [Гимпельсон, Лукьянова, 2007], вытекающими из декомпозицииОаксака-Блайндера, но дает более объемную картину за более продолжительныйпериод времени.Таблица 3.2 – Результаты декомпозиции разрыва Мачадо-Мата – базоваяспецификация (базовая категория – работники небюджетного сектора)Эффект коэффициентовКвантильГод0,10,20,30,40,50,60,70,80,9КвантильГод0,10,20,30,40,50,60,70,80,920002001200220032004200520062007-0,090-0,175-0,252-0,314-0,363-0,407-0,445-0,475-0,496-0,155-0,264-0,337-0,394-0,426-0,458-0,480-0,499-0,5170,030-0,060-0,124-0,186-0,249-0,300-0,351-0,398-0,452-0,169-0,235-0,282-0,312-0,349-0,379-0,415-0,451-0,497-0,192-0,297-0,335-0,349-0,355-0,355-0,367-0,392-0,426-0,226-0,266-0,305-0,335-0,358-0,381-0,404-0,430-0,464-0,225-0,275-0,302-0,316-0,337-0,359-0,376-0,396-0,402-0,217-0,266-0,287-0,302-0,323-0,340-0,357-0,367-0,3622008200920102011201220132014-0,272-0,321-0,344-0,356-0,366-0,382-0,403-0,417-0,416-0,090-0,160-0,195-0,218-0,238-0,260-0,290-0,320-0,324-0,178-0,245-0,287-0,313-0,330-0,342-0,351-0,348-0,307-0,194-0,274-0,319-0,350-0,361-0,366-0,368-0,352-0,310-0,137-0,208-0,242-0,265-0,275-0,279-0,288-0,302-0,289-0,163-0,191-0,212-0,220-0,228-0,240-0,255-0,266-0,263-0,184-0,199-0,209-0,211-0,216-0,216-0,218-0,219-0,22691Эффект характеристикКвантиль2000200120022003200420052006Год-0,109 -0,098 -0,130 -0,142 -0,194 -0,154 -0,1700,1-0,096 -0,081 -0,119 -0,133 -0,153 -0,152 -0,1440,2-0,073 -0,065 -0,103 -0,115 -0,138 -0,133 -0,1290,3-0,068 -0,051 -0,083 -0,099 -0,129 -0,122 -0,1220,4-0,063 -0,039 -0,066 -0,084 -0,127 -0,109 -0,1120,5-0,062 -0,027* -0,047 -0,073 -0,126 -0,097 -0,1000,6-0,058 -0,013 -0,031 -0,055 -0,117 -0,081 -0,0880,7-0,059 -0,005 -0,015 -0,037* -0,103 -0,066 -0,0770,8-0,045* 0,002 0,008 -0,005 -0,081 -0,040* -0,0670,9Квантиль2008200920102011201220132014Год-0,167 -0,116 -0,110 -0,130 -0,143 -0,115 -0,1370,1-0,154 -0,112 -0,109 -0,119 -0,140 -0,118 -0,1370,2-0,141 -0,108 -0,101 -0,105 -0,130 -0,115 -0,1290,3-0,129 -0,104 -0,090 -0,094 -0,117 -0,108 -0,1190,4-0,114 -0,096 -0,080 -0,089 -0,107 -0,099 -0,1100,5-0,095 -0,090 -0,068 -0,082 -0,097 -0,088 -0,1040,6-0,072 -0,078 -0,056 -0,074 -0,087 -0,076 -0,0990,7-0,052 -0,062 -0,044 -0,067 -0,078 -0,065 -0,0950,8-0,029*-0,048 -0,035 -0,065 -0,067 -0,05 -0,0920,92007-0,167-0,160-0,149-0,144-0,134-0,121-0,111-0,095-0,073Источник: РМЭЗ-ВШЭ, 2000-2014 гг.Примечание: * уровень значимости 10%, все остальные коэффициенты значимы на 1%уровне.Далееподробнеерассмотримповедениеэффектовхарактеристикикоэффициентов в зависимости от расположения в условном распределениизаработных плат.
Эффект коэффициентов характеризует величину отдачи рынкана характеристики работников при одинаковом составе секторов. Его величинаотрицательна, т.е. рынок труда (в данном случае в бюджетном секторе) ценитхарактеристики своих работников ниже, чем аналогичные характеристикиоценены в небюджетном секторе. В целом эффект коэффициентов дает разрыв от8 до 40%, что составляет, как уже отмечалось, 2/3 всего суммарного разрыва, иявляется определяющим фактором в формировании и устойчивом сохранениистатистически значимого отставания бюджетников по оплате труда.922000200120022003-.1-.1-.1-.1-.3-.3-.3-.3-.5-.5-.5-.5.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .9.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .9.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .9.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .92004200520062007-.1-.1-.1-.1-.3-.3-.3-.3-.5-.5-.5-.5.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .9.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .9.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .9.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .92008200920102011-.1-.1-.1-.1-.3-.3-.3-.3-.5-.5-.5-.5.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .9.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .9.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .9201220132014-.1-.1-.1-.3-.3-.3-.5-.5.1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .9.1 .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 рисунках темно-синие столбцы показывают величину эффектакоэффициентов, красные – эффекта характеристик.Рисунок 3.3 – Оценки межсекторного разрыва, полученные с помощьюдекомпозиции Мачадо-Мата – вся выборка, базовая спецификацияВклад эффекта коэффициентов растет (по модулю) при движении слеванаправо вдоль распределения заработных плат (то есть от «менее способных» к«более способным»). Другими словами, бюджетный сектор не имеет какого бы тони было механизма (или этот механизм не работает), который позволял бывыявлять более способных работников и устанавливать им, при прочих равных,более высокую заработную плату по сравнению с менее способными коллегамипо сектору.Эффект характеристик оценивает структуру занятости секторов при равныхотдачах на характеристики работников.
Его оценка также является отрицательной93величиной, что говорит о «худшем» составе бюджетного сектора по сравнению снебюджетным. Он обеспечивает разрыв от 3 до 15%, что составляет около третиот всего суммарного разрыва. Величина эффекта характеристик уменьшается (помодулю) при движении вдоль распределения заработных плат. Другими словами,разница в составе секторов сокращается (или даже сходит на нет) у болееспособных работников.Вывод о том, что бюджетный сектор имеет «худший» состав, т.е. в немсосредоточены работники с меньшим человеческим капиталом, не кажетсяинтуитивно убедительным.
Дескриптивный анализ показал, что в бюджетномсекторе более образованные работники и с большим специальным стажем, т.е.имеющие больший человеческий капитал по сравнению с небюджетниками.Вероятно, этот вывод вытекает из того, что гендерно сектора разные;сравниваются мало сопоставимые индивиды. Регрессионный анализ показал, чтогендерный и межсекторный разрывы накладываются при оценке всей выборки.Эти два разрыва возможно разделить путем использования двух подвыборок:женщин и мужчин. Далее представлены результаты декомпозиции Мачадо-Матадля гендерных групп (таблицы Б.3 и Б.4 Приложения Б).После того как выборка была разбита на две части, как и ожидалось,поведение и оценки эффекта характеристик сильно изменились. В целом, эффектхарактеристик увеличивается при движении слева направо вдоль распределениязаработных плат.
У женщин в первых двух децилях эффект характеристик либонебольшой отрицательный, либо незначимо отличается от нуля, а начиная стретьего дециля становится положительным. Другими словами, состав женскойчасти бюджетного сектора «лучше», чем небюджетного: 1) среди наименееспособныхработниковлибосуществуетнебольшоепреимуществоунебюджетного сектора над бюджетным (порядка -2% суммарного разрыва), либосостав секторов одинаков; 2) среди более способных работников, составбюджетного сектора оценивается выше, чем состав небюджетного (порядка 11%суммарного разрыва).
На подвыборке мужчин получились абсолютно другие94результаты: в 2000-2003 гг. эффект характеристик положителен для всех децилейраспределения, т.е. бюджетный сектор «лучше» по своему составу; в 20042006 гг. оценка эффекта характеристик имела как положительный, так иотрицательный знак, но в целом не сильно отличалась от нуля, т.е. сектора в тотпериод были равными по составу. После 2007 г. эффект характеристик становитсяотрицательным, т.е. состав мужской части бюджетного сектора стал «хуже», чемнебюджетного.Эффект коэффициентов также по-разному проявляется у женщин и умужчин, однако он отрицателен на протяжении всего исследуемого периода и длявсех децилей.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
