В тени регулирования

Эффект состава показывает, насколько изменилось неравенство за счет изменения наблюдаемых характеристик индивидов (табл. П8-13). Отрицательные величины означают, что соответствующие изменения способствовали снижению неравенства между 2000 и 2010 гг., положительные означают, что они способствовали росту неравенства в тот же период. Мы видим, что эффект состава для переменной неформальной занятости является статистически незначимым для всех показателей неравенства – изменения в уровне неформальной занятости с 2000 по 2010 гг. не оказывали влияния на неравенство. Заметим, что в нашей выборке изменение в доле неформально занятых за этот период составило всего 1,1 п.п. (см. табл. П8-1), поэтому отсутствие эффекта от столь небольшого изменения не является удивительным.

Вообще суммарный эффект изменений в составе занятых значим только для нижней части распределения, тогда как в верхней части изменения по отдельным характеристикам взаимопогашались. Суммарный эффект состава значим и для обобщающих показателей неравенства – коэффициента Джини и дисперсии, но это происходило за счет значимых изменений в нижней части распределения. Из изменений в структуре занятости сильнее всего снижению общей дифференциации заработков способствовало уменьшение вариации в продолжительности рабочего времени. Особенно сильно выравнивающий эффект от рабочего времени проявился среди работников с низкими заработками.

Основную роль в сокращении всех показателей неравенства в период между 2000 и 2010 гг. играли изменения в отдачах от характеристик. Изменения в отдачах от неформальности имели некоторое влияние на изменения в уровне неравенства в нижней части распределения – эффект отдачи от неформальности значим только для децильного коэффициента 50–10 на 10-процентном уровне, т. е. они способствовали снижению неравенства заработков лишь среди низкооплачиваемых работников.

Таким образом, все изменения, происходившие в сфере неформальной занятости в рассматриваемый период, имели крайне незначительное влияние на изменение общего уровня неравенства заработных плат. Значительное сокращение дифференциации заработков происходило за счет других причин. Важно отметить, что изменения в сфере неформальной занятости не имели и обратного влияния, т. е. они не противодействовали выравнивающим факторам и не вели к усилению неравенства. Вклад неформальности в снижение неравенства ограничивался небольшим выравнивающим эффектом в нижней части распределения за счет снижения разрыва в отдачах между низкооплачиваемыми и медианными работниками.

Как мы уже неоднократно убеждались, общий эффект от неформальности может маскировать важные изменения внутри этой пестрой группы работников. Таблица П8-14 показывает, что снижение доли работников с нерегулярными приработками имело значимое влияние на снижение неравенства в 2000-е годы. Этот эффект отчасти нивелировался противоположным эффектом от роста доли занятых в других типах неформальной занятости – для отдельных показателей неравенства есть значимые положительные коэффициенты при дамми-переменных занятости без официального контракта и занятости не на предприятиях. Изменения в отдачах играли меньшую роль с точки зрения влияния на неравенство. Значимым оказывается только один коэффициент – при дамми-переменной для работников без регулярной работы в декомпозиции дисперсии лог-зарплат (см. нижнюю панель табл. П8-14).

8.9. Самозанятость и занятость по найму: есть ли отличия во влиянии на неравенство?

Рассмотрим более детально влияние отдельных компонентов неформальности на неравенство заработков. С точки зрения двухъярусной теории неформального сектора [Fields, 1990] наиболее интересно выделить самозанятость и занятость по найму. К сожалению, в РМЭЗ это выделение возможно только для постоянной (регулярной) работы, а потому в этом разделе нам придется работать только с этой подвыборкой. Все остальные ограничения выборки, а также определения переменных, описанные в разделе 8.2, остаются в силе. Для разных лет подвыборка имеющих постоянную основную работу составляла 90–95 % от полной выборки.