В тени регулирования

Для разложения коэффициента Джини на вклад часов и часовых ставок мы используем метод, предложенный в работе Дуарона и Баретта [Doiron, Barrett, 1996]. В его основе лежит модифицированная декомпозиция коэффициента Джини по источникам доходов (см.: [Lerman, Yitzhaki, 1985]). Для целей декомпозиции заработная плата представляется как сумма четырех слагаемых:

где μ(.) обозначает среднее значение переменной, стоящей в скобках.

В своей работе [Lerman, Yitzhaki, 1985] авторы показали, что коэффициент Джини можно выразить через эти четыре слагаемых следующим образом:

где R(A_j) – коэффициент корреляции между компонентом A_j из формулы (8–2) и распределением месячных заработков (R(A_j) = Cov(A_j,F(mw))/Cov(A_j,F(A_j))); S_j – доля компонента A_j в общих заработках (Sj=μ(A_j)/μ(mw)); Gini(A_j) – коэффициент Джини для для компонента Aj. Для последнего компонента (A₄) коэффициент Джини равен нулю, так как произведение средних равно константе. Оставшиеся три компонента Дуарон и Баретт интерпретируют как вклад неравенства в часовых ставках (A ₁), вклад неравенства в рабочем времени (A ₂) и совместное влияние этих двух факторов (A₃).

В таблице П8-6 представлены результаты декомпозиции коэффициента Джини и дисперсии лог-зарплат для всей выборки и отдельно для формальной и неформальной занятости[150]. Результаты выражены в процентах: по каждому году сумма компонентов, связанных с неравенством часовых ставок, рабочего времени и их совместного влияния, равна 100 %. Величины, превышающие 100 %, компенсируются выравнивающим влиянием других факторов – эти компоненты имеют отрицательный знак. В наших расчетах стабильно отрицательно на неравенство влияет совместное распределение часов работы и часовых ставок. Из этого следует, что люди с высокими часовыми ставками, как правило, работают меньшее количество часов, чем люди с низкими часовыми ставками.

Общий уровень неравенства месячных заработков в случае формальной занятости фактически полностью определяется дифференциацией часовых ставок. Различия в продолжительности рабочего времени играют достаточно скромную роль и заметны лишь на хвостах распределения.

В случае неформальной занятости влияние различий в продолжительности рабочего времени на неравенство заметно выше. Для коэффициента Джини вклад часовых ставок и вклад рабочего времени сопоставимы между собой. На концах распределения лог-зарплат вариация рабочего времени имеет более существенное влияние на неравенство (измеренное дисперсией лог-зарплат), чем вариация часовых ставок. Этот вывод означает, что при анализе неравенства среди неформально занятых особое внимание следует обращать на различия в продолжительности рабочего времени.

Рисунок П8-7 иллюстрирует изменения, произошедшие в структуре неравенства в 2000–2010 гг. В формальной занятости доминирующей причиной снижения неравенства было сокращение дифференциации часовых заработков: график для часовых заработков для 2010 г. расположен левее графика для 2000 г. Распределение рабочего времени в случае формальной занятости не претерпело изменений – графики для 2000 и 2010 гг. практически идентичны. В случае неформальной занятости сокращение неравенства шло по двум каналам – сократились как дифференциация часовых ставок, так и различия в продолжительности рабочего времени. При этом наиболее существенное сокращение произошло за счет работников с небольшим числом часов работы, что могло быть связано с изменением структуры неформальной занятости, в частности, с сокращением доли работников без регулярной занятости. Эту гипотезу мы проверим в следующем разделе.

8.4. Неравенство заработков: изменения в структуре неформальной занятости

Как показал анализ, представленный в двух предыдущих разделах, неформальная занятость является внутренне неоднородной. Три подгруппы внутри нее – работники без трудового контракта, занятые не на предприятиях, работники с нерегулярными приработками – ведут себя по-разному, особенно это касается последней подгруппы. Более того, за 2000-е годы структура неформальной занятости существенно изменилась, в частности, заметно снизилась доля работников без регулярной работы.

В данном разделе мы попытаемся оценить эффект этих структурных изменений, а также проанализируем роль различий в продолжительности рабочего времени и часовых ставках. Для этого ограничимся одним показателем – дисперсией лог-зарплат. Проведение аналогичного анализа для коэффициента Джини возможно, но сопряжено с большими методологическими трудностями.

Дисперсию в период времени (Var(y_t)) можно выразить следующим образом [Juhn et al., 1993]:

где t – индекс времени; y_t = ln(mw_t); f_jt – доля работников 7-й подгруппы (J= 1,2…., К); Var(y_Jt) – дисперсия заработков в j-й подгруппе; y_Jt – средняя заработная плата работников j-й подгруппы; y_t – средняя заработная плата по всем работникам.