CC BY
203
ТРУД И ЗАНЯТОСТЬ
А. Г. Коровкин, И.Б. Королев
ДИНАМИКА И СТРУКТУРА ЗАНЯТОГО НАСЕЛЕНИЯ РОССИИ ПО ПОЛУ: ОПЫТ МАКРОЭКОНОМИЧЕСКОЙ ОЦЕНКИ
В статье анализируются направления и интенсивность структурных сдвигов в занятости по полу. Приводится опыт построения функций занятости с учетом фактора пола для экономики в целом и отдельных ее отраслей. Исследуется влияние макроэкономических и социальных факторов на численность занятых мужчин и женщин. Проводится анализ масштабов сегрегационных процессов в экономике России. Дается вариантный прогноз численности мужской и женской занятости на перспективу.
Взаимосвязанное рассмотрение всех макроэкономических процессов включает в себя формирование структур занятости населения и изменение параметров занятости под действием таких экономических факторов, как динамика конечного спроса или инвестиционная активность. Кроме того, социальные и демографические процессы также оказывают влияние на направленность и интенсивность сдвигов на рынке труда. Всестороннее изучение социально-демографических аспектов занятости населения в макроэкономическом контексте позволяет проанализировать различные сегменты рынка труда в части взаимодействия субъектов спроса на труд и его предложения, обладающих различными характеристиками.
Одним из важнейших направлений исследований в этой области является изучение состояния и динамики занятого населения и рынка труда с учетом фактора пола. Женская рабочая сила имеет свою специфику. В законодательстве России установлен трудоспособный возраст женщин на 5 лет меньше, чем мужчин. Реально отработанное время у женщин сокращается также за счет отпусков по беременности и родам, уходу за ребенком в малолетнем возрасте и в случае его болезни. Это влияет на тенденции изменения спроса и предложения труда, изменение гендерной структуры занятости по отраслям. Формирование этой структуры в рамках современных экономических и социально-демографических детерминант является одной из приоритетных задач государственной политики занятости.
Актуальность гендерной проблематики в современной российской ситуации возрастает в условиях спада рождаемости и сокращения численности населения. Особенно острой является проблема сочетания потребностей женщин в активной экономической деятельности и выполнении детородных функций. Для планового хозяйства были характерны высокие стандарты как экономической активности, так и социальной защищенности работников обоих полов. В настоящее время отмечается тенденция к уменьшению экономической активности и снижению роли социальной защиты работника. В переходной экономике работники вынуждены приспосабливаться к быстро меняющимся (часто в неблагоприятную сторону) условиям, искать новые сферы применения своих способностей и навыков, принимать решения о степени участия на рынке труда или переходе в состав экономически неактивного населения.
В 90-е годы ситуация на рынке труда коренным образом изменилась [1, с. 646-651; 2, с. 9-59]. Экономический спад повлек за собой снижение занятости и возникновение
1 Статья подготовлена при финансовой поддержке Российского гуманитарного научного фонда (проект № 02-02-00202а).
безработицы. Значительно сократилась доля работников, занятых в промышленности, строительстве, науке. Причем наиболее интенсивные структурные сдвиги отмечаются именно в занятости по полу. Например, если в 1980 г. почти треть занятых женщин работала в промышленности, то к 2000 г. - только 20% (табл. 1). В то же время в таких отраслях, как оптовая и розничная торговля, общественное питание, сбыт и заготовки (далее - торговля); государственное и муниципальное управление, финансы и кредит, страхование (далее - управление и финансы); здравоохранение, физическая культура, социальное обеспечение, образование, культура, искусство (далее - социальнокультурные услуги), доля женщин в общей занятости значительно увеличилась.
Тенденция существенного сокращения численности занятых в промышленности и науке характерна и для мужчин. Аналогично изменениям в структуре женской занятости растет численность мужчин, работающих в торговле, управлении и финансах. В целом происходит перераспределение рабочей силы из отраслей материального производства в отрасли сектора услуг.
Структурные сдвиги в мужской и женской отраслевой занятости. Интенсивность этих сдвигов оценивается в данной работе с помощью индекса, характеризующего разброс отраслевых приростов значений того или иного показателя как интегральную величину [3]:
1Е 2>й( А 1пЕ1( -Д 1пЕ()2 , (1)
где Ец - величина показателя для отрасли г в году t; Ег - общая величина показателя для всех отраслей экономики в году V, еи=Еи / Е( - доля отрасли г в суммарной величине показателя для всей экономики (элемент отраслевой структуры); п - число выделяемых отраслей.
Опыт использования индекса структурных сдвигов в анализе общей отраслевой структуры занятости рассмотрен в работе [4], где в качестве исследуемых показателей выступают данные об отраслевой структуре занятости, в том числе с разделением по полу [5, 6]2 Индекс показывает, насколько изменения численности занятых в отдельных отраслях соответствуют изменению численности занятых в экономике в целом. Чем больше несоответствие, тем заметнее структурные сдвиги в экономике. Сопоставление значений индексов для мужской и женской занятости позволяет оценить различия в структурных сдвигах в занятости по полу.
Динамика индекса структурных сдвигов представлена на рисунке. В период с 1970 по 1987 г. для структуры занятости в экономике характерно незначительное нарастание степени изменений5. При этом структура занятости по полу отличалась следующими основными особенностями:
- с 1970 по 1978 г. наблюдалось большее изменение структуры мужской занятости, при этом изменения в структуре занятости по полу носили взаимопо-гашающий характер, что выражалось в более низкой интенсивности структурных сдвигов в общей занятости, чем в занятости по полу;
- с 1979 по 1985 г. интенсивнее менялась структура женской занятости, что, вероятно, связано с попытками качественных изменений в использовании женского труда в народном хозяйстве [8]. Направления структурных сдвигов в мужской и женской занятости стали, по-видимому, совпадать в большей степени. Соответственно возросла интенсивность структурных сдвигов в общей занятости.
2 При расчете индекса выделялось 10укрупненных отраслей: промышленность; сельское и лесное хозяйство;
строительство; транспорт и связь; оптовая и розничная торговля, сбыт и заготовки; жилищно-
коммунальное хозяйство, бытовое обслуживание населения; здравоохранение, образование, культура, искусство, социальное обеспечение; наука и научное обслуживание; финансы, кредитование, страхование, управление; прочие отрасли.
5 Более подробный анализ интенсивности структурных сдвигов в общей занятости см. в [7].
Структура занятости по полу в отраслях народного хозяйства России, %
Отрасль Женщины Мужчины
1980 г. 1985 г. 1990 г. 1995 г. 1996 г. 1997 г. 1998 г. 1999 г. 2000 г. 1980 г. 1985 г. 1990 г. 1995 г. 1996 г. 1997 г. 1998 г. 1999 г. 2000 г.
Промышленность 30,7 30,2 28,6 21,9 21,2 19,1 17,9 17,9 18,0 34,4 34,5 32,0 29,4 28,0 26,6 26,1 26,4 26,9
Строительство 5,4 5,2 6,3 4,5 4,4 4,3 4,0 4,0 3,9 13,9 14,0 17,8 13,7 13,0 12,8 11,6 11,6 11,4
Сельское и лесное хозяйство 11,9 11,2 10,1 10,6 10,2 9,1 9,2 9,5 9,8 18,3 17,5 16,5 19,1 18,3 17,8 18,4 17,5 16,7
Транспорт и связь 5,9 5,9 4,9 5,5 5,4 5,4 5,2 5,2 5,3 13,5 13,9 10,6 10,1 10,2 10,2 9,8 10,0 10,1
Торговля 12,8 12,7 12,2 13,5 13,5 17,5 18,9 18,8 18,8 3,5 3,6 3,2 7,0 7,4 9,9 10,7 10,7 10,8
Социально-культурные услуги 20,1 21,2 23,8 29,7 30,4 30,0 30,1 30,2 29,7 5,5 5,3 6,4 6,8 6,7 6,9 7,0 7,0 7,1
Жилищно-коммунальное хозяйство, бытовое обслуживание населения 4,1 4,3 4,3 4,1 4,7 5,0 5,1 5,0 5,0 3,7 3,9 4,2 4,8 5,0 5,4 5,6 5,4 5,3
Управление и финансы 3,0 3,1 3,7 5,5 6,1 6,0 6,1 6,0 5,9 1,1 1,1 1,5 2,8 4,4 4,4 5,0 5,3 5,5
Наука и научное обслуживание 4,1 4,1 3,9 2,7 2,4 2,3 2,1 2,0 1,9 4,0 4,0 3,6 2,4 2,2 2,1 2,0 1,8 1,8
Прочие отрасли 2,0 2,1 2,1 1,9 1,7 1,4 1,4 1,5 1,7 1,9 2,2 4,1 3,9 4,8 3,8 3,8 4,3 4,5
/вх 100
Рисунок. Динамика индекса структурных сдвигов в отраслевой занятости:
-■- женщины; -♦- мужчины; -▲- все занятые
В дальнейшем, как и в 70-е годы, характерны более выраженные структурные изменения в мужской занятости.
В 90-е годы структура общей занятости стала значительно более нестабильной, индекс увеличился с 2-4 до 6-7. Изменение интенсивности структурных сдвигов объясняется падением объема производства, значительным сокращением инвестиций в экономике и начавшимся в связи с этим процессом высвобождения рабочей силы, в первую очередь из отраслей материального производства. При этом мужская занятость характеризовалась большей степенью мобильности. За исключением 1992 г., когда интенсивность структурных сдвигов в общей занятости оказалась ниже структурных сдвигов в занятости по полу, изменения в структуре отраслевой занятости по полу уже не носили упомянутого выше взаимопогашающего характера.
В то же время в период 1998-2000 гг. индекс снизился, проявилась тенденция к стабилизации структуры занятости. Так, в 1999 г. произошло падение индекса структурных сдвигов в занятости для всех ее форм; для общей и мужской занятости эта тенденция сохранилась и в 2000 г. Полученные для 1999-2000 гг. значения соответствуют уровню 70-80-х годов.
Исследование изменений в структурах занятости позволяет сделать следующие основные выводы:
- небольшие структурные изменения в общей занятости сопровождаются более масштабными изменениями в структуре занятости по полу, причем мужская занятость, как правило, отличается более высоким уровнем изменения структуры;
- в пореформенный период интенсивность структурных сдвигов возросла, при этом изменения в структуре общей занятости и занятости по полу стали сопоставимыми, т.е. диапазон, в котором взаимопогашаются сдвиги в структуре мужской и женской занятости, существенно уменьшился;
- после кризиса 1998 г. наблюдается тенденция к снижению уровня интенсивности структурных сдвигов и стабилизации структуры занятости по отраслям.
Оценка отраслевых функций занятости населения по полу. Определение зависимости изменения объемов женской и мужской занятости от колебаний макроэкономических показателей имеет прикладной аспект [9]. При определенном наборе таких показателей (например, валовой выпуск и основной капитал) речь может идти о моделировании аналога производственной функции. Получение значимой,
экономически интерпретируемой и устойчивой эконометрической модели позволяет использовать ее для прогнозирования динамики занятости и рынка труда, а также для определения или уточнения политики занятости.
Рассмотрим функциональную зависимость отраслевой занятости от макроэкономических факторов:
Е=¥(Т, К, ЯР, Т),
где Е - численность занятых в отрасли; Т - объем валового внутреннего продукта в сопоставимых ценах; К - объем основных фондов в экономике в сопоставимых ценах; ЯР - фонд оплаты труда в реальном выражении; Т - тренд, представленный натуральным рядом.
Исследуемая модель может быть представлена:
для женской занятости:
WEt=a0+a1Yt+a2Kt+a3ЯWt+a4T+еt , (2)
где РЕг - численность занятых женщин в отрасли; ег - случайная ошибка регрессии, е ~ N (0;ае 2Е);
для мужской занятости:
М^=Ь0+ЬЛ+^+ЬзЯ^+Ь4Т+^ ■ (3)
где МЕ( - численность занятых мужчин в отрасли; ^ - случайная ошибка регрессии, N (0;а^Е).
Уравнения (2) и (3) были оценены с помощью метода наименьших квадратов. Оценка проводилась для экономики России в целом и для 9 укрупненных отраслей за период с 1980 по 2000 г. Результаты оценки для уравнений женской и мужской занятости представлены в табл. 2.
Анализ результатов расчетов на данном этапе исследования позволяет сделать выводы о том, что для большинства исследованных отраслей удалось выявить значимые, экономически интерпретируемые взаимосвязи. Так, факторами, оказывающими влияние на масштаб мужской и женской отраслевой занятости, являются объемы валового выпуска и основных фондов соответствующей отрасли. Для объяснения динамики занятости в ряде отраслей значимым фактором оказался временной тренд, отражающий долговременные тенденции рассматриваемых показателей и позволяющий более достоверно оценить влияние других переменных. Под влиянием трендовой составляющей наиболее сильно изменяется численность мужской занятости в промышленности, строительстве, управлении и финансах, торговле. Значительно влияние трендовой составляющей в промышленности и на женскую занятость.
Реальный фонд оплаты труда оказывает влияние на динамику занятости как мужчин, так и женщин в управлении и финансах, занятости женщин - также в сельском и в жилищно-коммунальном хозяйствах. Объясняется это тем, что реальные доходы работающих в управлении и финансах значительно выросли, особенно во второй половине рассматриваемого периода, что стало одной из основных причин расширения занятости в этих секторах экономики.
Сфера жилищно-коммунального хозяйства не относится к числу наиболее привлекательных (с точки зрения, например, условий труда), однако здесь имеются значительные возможности для увеличения занятости (новое строительство расширяет жилищный фонд и требует дополнительных ресурсов жилищно-коммунального сектора, в том числе и работников). Таким образом, в период недостатка рабочих мест этот сектор может стать вполне конкурентоспособным, при этом степень его конкурентоспособности, безусловно, зависит от величины заработной платы.
Параметры уравнений занятости для народного хозяйства в целом и отдельных его отраслей
Отрасль Женская занятость Мужская занятость
Єстґ У К ЯШ Т Я2 Єоп.чґ У К ЯШ Т Я2
Промышленность 5827,42 0,00082 0,001211 -413,05 0,99 1,32 8088,5 0,00034 0,00141 -346,06 0,97 0,92
^статистика 11,78 8,76 4,93 -4,93 13,66 3,03 4,79 -6,76
Строительство 540,27 0,00076 0,00208 -56,73 0,92 2,08 27,44 0,00195 0,00844 -148,34 0,91 2,15
^статистика 2,29 6,11 4,18 -4,11 0,04 6,46 6,89 -4,48
Сельское и лесное хозяйство 4494,71 0,00194 -80,86 0,93 0,93 6210,78 0,0006 -0,0036 -83,90
^статистика 23,57 2,34 -8,94 24,7 4,83 -4,57 -6,51 0,72 1,16
Торговля 8519,65 174,13 -0,02 0,59 0,82 127,53 0,0043 -120,90 0,75 0,19
^статистика 10,39 5,11 -4,83 0,25 0,83 6,54
Транспорт и связь 2401,86 -0,00006 -39,39 0,91 0,67 5830,91 0,00113 -0,0015 0,91 0,52
^статистика 19,10 -0,42 -10,49 15,44 3,35 -10,46
Социально-культурные
услуги 5778,51 0,00358 0,96 1,59 548,31 0,00256 0,00104 0,90 2,40
^статистика 42,13 22,13 3,07 3,14 6,73
Жилищно-коммунальное
хозяйство, бытовое об-
служивание населения 713,808 0,00193 -0,0003 0,00196 -41,82 0,82 1,65 1393,08 -0,0007 0,00127 -29,15 0,98 1,74
^статистика 6,14 3,80 -4,40 3,12 4,36 23,6 -3,66 3,68 -25,41
Управление и финансы 1085,953 0,0064 0,71 1,18 3032,9 -0,0199 0,0055 152,80 0,92 1,37
^статистика 16,39 6,23 6,21 -6,18 3,19 8,72
Наука и научное обслужи-
вание 980,87 0,0079 -40,89 0,96 1,74 721,51 0,0092 -32,11 0,97 1,51
^статистика 7,65 8,86 -9,36 6,12 11,05 -8,00
Народное хозяйство в целом 29694,20 0,00108 -243,23 0,99 1,44 29350,2 0,00025 0,00059 -330,57 0,97 2,17
^статистика 54,85 21,66 -15,263 65,21 5,61 9,49 -9,48
В сельском хозяйстве, вероятно, положительная зависимость численности занятых женщин от объема реального фонда оплаты труда является следствием того, что увеличение фонда оплаты труда может рассматриваться как свидетельство улучшения ситуации в этом секторе, что стимулирует занятость. В целом можно отметить, что влияние размера реального фонда оплаты труда на динамику занятости мужчин и женщин по отраслям локализовано.
Представляют интерес результаты, полученные для сектора социально-культурных услуг, где выявлена статистически значимая положительная зависимость численности занятых женщин от объема основных фондов в отрасли. В определенной степени это следствие отраслевой специфики, поскольку возможности замещения труда капиталом здесь достаточно ограничены.
Выявленные регрессионные зависимости для мужской и женской занятости аналогичны по структуре для промышленности, строительства, науки и научного обслуживания. Сравнительный анализ коэффициентов для этих уравнений показал, что в промышленности при росте валового выпуска женская занятость увеличивается в большей степени, чем мужская; рост основных фондов больше стимулирует рост мужской занятости, среднегодовая численность занятых женщин сокращается более интенсивно, чем мужчин. Для строительства характерна аналогичная тенденция при изменении основных фондов, для остальных факторов выявлены противоположные соотношения. Увеличение валового выпуска в науке и научном обслуживании оказало более сильное повышающее воздействие на численность занятых мужчин.
Спецификация уравнений для мужской и женской занятости в остальных отраслях не совпадает. Не удалось получить интерпретируемого уравнения динамики женской занятости для транспорта и связи, для торговли уравнение характеризуется невысоким коэффициентом детерминации. Кроме того, неудовлетворительные результаты получены при моделировании мужской занятости в сельском хозяйстве и жилищно-коммунальном комплексе.
При верификации найденных зависимостей была выполнена их оценка для периода 1980-1997 гг. По полученным адекватным уравнениям был построен ретроспективный прогноз занятости на период до 2000 г. В качестве интегрированной оценки качества прогноза использован коэффициент несоответствия Тейла [10, с. 36]. Оценки для народного хозяйства и большинства его отраслей (табл. 3) свидетельствуют о хорошей прогностической способности уравнений. В то же время для отдельных отраслей относительные ошибки слишком высоки.
Оценка уровня сегрегации. Представленные эконометрические модели, к сожалению, не позволяют в полной мере проводить сравнительный анализ сбалансированности структуры занятости в разрезе гендерных групп. Индексный подход к исследованиям в этой области предполагает применение показателей сегрегации (искусственное разделение по определенному признаку) и позволяет сравнить структуры женской и мужской занятости. Идеальной можно считать ситуацию, когда занятые обоих полов равномерно распределены по всем выделяемым отраслям, т.е. когда пропорция между занятыми в экономике мужчинами и женщинами аналогична и для каждой отрасли. В реальной жизни это условие невыполнимо в силу различных социальных ролей, обусловленных психофизиологическими особенностями мужчин и женщин.
Сравнительный мониторинг положения групп особенно важен, потому что усиление тенденций гендерной сегрегации может привести (и фактически приводит) к концентрации занятых одного пола в совершенно определенных отраслях. Так, в России отмечается значительная концентрация женской занятости в сфере социально-культурных услуг, например, в образовании, здравоохранении, социальном
обеспечении. Для данных отраслей характерны низкий уровень оплаты труда (средняя номинальная начисленная заработная плата здесь ниже среднероссийского уровня (табл. 4)) и продолжительные периоды задержек в выплате заработной платы. Нестабильные условия развития экономики в определенном смысле усиливают действие института «традиционных гендерных ролей» (общество традиционно приписывает представителю данного пола определенную социальную роль и влияет на выбор индивидом рода своих занятий). Эти условия препятствуют усилиям общества или отдельных его индивидов по преодолению сложившихся «со-
~ 4
циальных ролей» .
Таблица 3
Относительные ошибки прогноза и коэффициент Тейла для уравнений занятости, %
Отрасль Относительные ошибки Коэффициент Тейла Относительные ошибки Коэффициент Тейла
1998 г. 1999 г. 2000 г. 1998 г. 1999 г. 2000 г.
Женщины Мужчины
Народное хозяйство в целом -0,86 -0,25 1,63 0,78 -0,59 0,46 0,89 0,59
Промышленность 1,28 9,82 19,03 3,24 -0,48 5,53 9,75 2,78
Строительство 3,94 9,93 16,34 4,43 -1,59 1,12 3,10 3,30
-10 16 4 05
Сельское и лесное хозяйство -4,31 0,72
Торговля 17,27 16,77 17,80 9,37 -5,13 -3,18 -3,73 4,38
Социально-культурные услуги -2,81 -1,98 0,53 1,39 1,02 1,26 -0,47 1,60
Жилищно-коммунальное хозяйство,
бытовое обслуживание населения 9,18 6,68 3,89 3,32
Управление и финансы -0,54 -7,27 -13,81 5,91 16,14 14,85 -3,04 13,79
Наука и научное обслуживание -10,29 -5,82 0,13 5,31 -4,84 -5,19 -3,93 5,33
Таблица 4
Отношение среднемесячной номинальной начисленной заработной платы работников предприятий и организаций к среднероссийскому уровню, %
Отрасль 1980 г. 1985 г. 1990 г. 1995 г. 1996 г. 1997 г. 1998 г. 1999 г. 2000 г. 2001 г. 2002 г.*
Народное хозяйство в целом 100 100 100 100 100 100 100 100 100 100 100
Промышленность 110 110 103 112 110 111 115 121 123 127 120
Строительство 121 124 124 126 122 128 127 118 126 124 119
Транспорт 124 120 115 156 144 141 144 151 150 137 139
Торговля Здравоохранение, физкультура 84 80 85 76 77 79 80 80 71 73 65
и социальное обеспечение 77 71 67 74 77 70 69 64 62 60 67
Образование 80 78 67 65 70 65 63 58 56 55 64
Наука и научное обслуживание 102 102 113 77 83 94 99 110 122 122 120
Финансы, кредит, страхование 99 96 135 163 193 177 199 231 244 278 275
Управление * По данным на октябрь 2002 г 97 90 120 107 120 131 129 123 120 117 121
Стандартный путь оценки уровня гендерной сегрегации - расчет специальных индексов, например, индекса диссимиляции Дункана (ІБ) [11]. Исследование сегрегации по полу в экономике России было проведено за временной период с 1980 по 2000 г. в
4 Под преодолением груза социальных ролей понимается не кардинальное изменение системы, а корректировка, исключающая по возможности ситуацию, когда выполнение социальной роли становится для человека тяжелым бременем.
разрезе 10 отраслей экономики по данным Госкомстата РФ об отраслевой структуре. Индекс Дункана вычислялся следующим образом:
i=1
где Fi, F - численность женщин, занятых соответственно в отрасли i и в экономике; Mi, M - численность мужчин, занятых соответственно в отрасли i и в экономике; n - количество отраслей в экономике.
ID показывает долю работников одного пола, при смене сферы занятости которыми (например, при переходе мужчин в образование, здравоохранение) структура занятости становится гендерно-нейтральной, при этом работники другого пола остаются на своих рабочих местах. Индекс симметричный, поэтому вывод верен одновременно и для женщин, и для мужчин.
Для анализа используются и другие показатели гендерной сегрегации - например, индекс женской занятости (WEI), который показывает, насколько фактическое распределение женской занятости в отрасли соответствует теоретическому (пропорциональному долям отраслей в структуре общей занятости) [12]:
WEI = Y\f/f - %\ , (5)
i=1
где Fi, F - численность женщин, занятых соответственно в отрасли i и в экономике в целом; Ni , N - численность занятых в отрасли i и в экономике; n — количество выделяемых отраслей.
Если аналогично индексу женской занятости определить индекс мужской занятости (MEI), то окажется, что рассмотренный раннее индекс диссимиляции Дункана есть среднее от WEI и MEI:
id=о,5 J |ff - m/m\=о,5£ |ff - mm+nn - nn| ; (6)
i=1 i=1
Iff - mm+nn - nn| s \f/f - nn|+\% - m/m\ . (7)
Поскольку отраслевые доли занятости принимают неотрицательные значения, для выражения (7) выполняется равенство.
При таком рассмотрении агрегированная оценка неравномерности отраслевого распределения занятости по полу распадается на составляющие: женской и мужской занятости.
Динамика ID (табл. 5) в экономике России с 1980 по 2000 г. характеризуется следующими основными тенденциями:
- 1980-1989 гг. - гендерная сегрегация постоянно увеличивалась;
- 1990-1991 гг. - отмечалась некоторая стабилизация значений индекса;
- 1992-1995 гг. - обозначилось усиление сегрегации, видимо, под воздействием сокращения занятости и структурных сдвигов;
- 1996-2000 гг. - наметилось движение к некоторому снижению значений индекса, что, вероятно, говорит о некотором улучшении сложившихся в экономике негативных тенденций. Возможно, это связано с относительной стабилизацией структуры в новых условиях хозяйствования.
Вклад отдельных отраслей в значение индекса различен. Отметим те из них, для которых были отмечены наибольшие различия в доле занятых мужчин и женщин. Прежде всего, это социально-культурные услуги. Меньшим разбросом долей характеризовались строительство, сельское хозяйство, промышленность, торговля. Причем
разброс долей для промышленности заметно увеличился в пореформенный период, что объясняется в первую очередь относительно большим сокращением женской занятости в данной сфере. Сравнительно невелик вклад в динамику индекса таких отраслей, как управление и финансы, наука, жилищно-коммунальное хозяйство и бытовое обслуживание.
Таблица 5
Значения индексов сегрегации для экономики России
Индекс 1980 г. 1985 г. 1990 г. 1991 г. 1992 г. 1993 г. 1994 г. 1995 г. 1996 г. 1997 г. 1998 г. 1999 г. 2000 г.
Ю МЕІ ЖЕІ 26,22 26,87 25,56 28,31 29,19 27,43 28,19 28,56 27,81 28,39 28,97 27,81 29,81 29,37 30,25 30,01 29,48 30,55 30,92 29,85 31,99 32,13 30,64 33,63 31,23 29,67 32,79 31,90 30,29 33,50 32,61 31,01 34,20 31,99 30,54 33,46 31,26 29,95 32,60
Рассмотренные отрасли можно распределить на две группы, различающиеся по степени симметричности распределения занятости по полу; неопределенное в этом распределении положение промышленности является, по-видимому, результатом взаимного погашения (уравновешивания) отклонений на уровне ее отдельных отраслей.
Динамика индекса женской занятости сходна с динамикой индекса Дункана: за исключением последних двух лет гендерная сегрегация за рассматриваемый период растет (см. табл. 5). Данный индекс позволяет помимо проверки полученных ранее результатов ответить на вопрос, какова величина отклонения регистрируемых долей занятых женщин в отрасли от ожидаемых. Так, фактическая доля меньше ожидаемой в промышленности, строительстве, сельском хозяйстве. В то же время чрезмерная ориентация на женскую рабочую силу проявляется в торговле, отрасли социальнокультурных услуг.
Рассмотрение занятых по полу в профессиональном разрезе позволяет уточнить те сферы, где интенсивнее применяется женский или мужской труд. Сопоставление результатов оценки сегрегации в отраслевом и профессиональном разрезах показывает, что во втором случае уровень сегрегации по полу значительно выше. Так, значения индекса Дункана в 1996-2000 гг. равны 45-48% (для 39 профессий). Женщины мало представлены в органах власти и управления, в то же время относительно высокая их доля наблюдается среди специалистов среднего звена со средним уровнем квалификации среди неквалифицированных рабочих. Преимущественно мужской труд используется в таких профессиях, как водители и машинисты подвижного оборудования, рабочие горной, металлорежущей и машиностроительной промышленности. Женщины преобладают среди работников в области образования, специалистов среднего уровня квалификации и вспомогательного персонала естественных наук и здравоохранения, среднего персонала в области финансово-экономической, административной и социальной деятельности, продавцов, демонстраторов товаров. Полученные результаты свидетельствуют о том, что оценка уровня показателя сегрегации только на отраслевом уровне недостаточна, необходимо исследование в профессионально-квалификационном разрезе.
Аналогично показателю объема структурной безработицы, рассмотренному в работе [7, с. 44], показатель диссимиляции может быть представлен как доля занятых определенного пола в «неправильном» секторе. В данном случае под «неправильным» понимается сектор, который «необоснованно» ориентируется на использование рабочей силы преимущественно одного пола. На данном этапе не пред
ставляется возможным предложить однозначный критерий «обоснованности». В то же время, если зафиксировать исходный уровень гендерной асимметрии (например, на дореформенном уровне), то его повышение, отмеченное в экономике России, можно трактовать как негативный процесс, поскольку структурные изменения занятости по полу проходили на фоне существенного роста безработицы и значительного снижения производительности труда.
Для уточнения характера гендерных процессов в занятости в России целесообразно обратиться к опыту международных сопоставлений. Для приведенных в табл. 6 стран характерны различные состояния и динамика гендерных процессов на отраслевом уровне. Так, наиболее симметричной структурой занятости по полу с некоторой тенденцией к увеличению гендерной асимметрии характеризуется экономика Японии. Самые высокие показатели индекса Дункана зафиксированы для Германии и Канады. Скорее всего, это связано с особенностями проводимой в этих странах политики занятости. В Германии, например, до последнего времени экономическая политика стимулировала ограниченное участие женщин в производстве [13]. Отчасти это было связано с высокими показателями безработицы и необходимостью достижения некоторой разрядки на рынке труда. В экономике США проявляется тенденция движения к более сбалансированной отраслевой структуре. Весьма сходна с российской динамикой гендерная сегрегация в Чехии. Увеличение показателя сегрегации по полу в этой стране может быть следствием трансформации плановой экономики в рыночную и связанными с этим структурными сдвигами.
Таблица 6
Значения индекса Дункана для некоторых стран мира, %
Страна 1980 г. 1985 г. 1990 г. 1995 г. 1997 г.
США 27,97 27,26 26,78 25,95 26,15
Германия 29,20 29,53 29,45 31,42 31,24
Япония 18,50 17,34 17,76 20,44 20,98
Канада 30,47 28,99 29,11 28,18 28,00
Чехия 23,72 25,72 26,17 26,01 28,38
Подводя итоги, можно констатировать, что показатель сегрегации по полу в России за рассматриваемый период увеличился. Особенно сильно сегрегация проявляется при рассмотрении профессиональной структуры. Рост показателя носит, скорее, негативный характер, если только сдвиги в отраслевой структуре не вызваны проведением специальной политики и не сопровождаются дополнительными гарантиями и мерами, которые нивелируют возможные негативные проявления.
Рост значений ID и WEI показывает, что рыночные преобразования в целом имели отрицательное воздействие на симметричность распределения занятости по полу в экономике. В последние 2-3 года отмечается некоторая стабилизация в развитии сегрегационных процессов. Уровень сегрегации по полу в России в целом соответствует международному, однако интенсивность этого процесса значительно выше. Можно предположить, что на данный момент достигнута некоторая стабилизация на достаточно высоком уровне.
Рассчитанные индексы диссимиляции показывают, что структура занятости в экономике России могла бы стать симметричной по половому признаку, если около 30% (для 2000 г.) работников одного (любого) пола поменяли бы рабочие места при условии сохранения первоначального распределения по отраслям для остальных работников. Учитывая сложившуюся структуру занятости населения по полу, на развитии сегрега
ционных процессов благоприятно сказалось бы расширение мужской занятости в социально-культурных услугах и женской - в управлении и финансах, сельском хозяйстве.
В то же время проведенный анализ выявил ряд ограничений описанного подхода. В частности, индексная оценка уровня сегрегации не позволяет определить основные причины и экономические механизмы, влияющие на изменения в структуре занятого населения по полу. Кроме того, достаточно ограничены возможности сопоставительного анализа изменений численности занятых женщин и мужчин.
В этой связи представляется актуальным исследование процесса формирования объемов предложения труда каждой гендерной группы на макроэкономическом уровне, а также оценка характера взаимодействия женской и мужской занятости на рынке труда.
Эконометрический подход позволяет проанализировать положение одной гендерной группы по отношению к другой, включая в число объясняющих переменных новые факторы, например, численность населения в трудоспособном возрасте и в распределении по полу в соответствующий период5. Указанные факторы должны отражать общую нагрузку на экономику со стороны трудоспособного населения, иными словами, представлять собой фактор предложения рабочей силы. В условиях, когда предложение труда превышает предъявляемый на него спрос, неизбежна конкуренция за рабочие места. Она проявляется и при рассмотрении процесса в гендерном разрезе.
Рассмотрим регрессионную модель, в которой параметр - численность мужчин в трудоспособном возрасте (МТ) - дает макроэкономическое приближение объема предложения труда со стороны мужчин. Оцениваемая модель имеет вид:
^Е(=С0 +с1У,+с7МТ, +Лг , (8)
где - ошибка регрессии; л ~ N (0;а^Е).
Уравнение (8) оценено для экономики России за период с 1980 по 2000 г. (см. табл. 7, 1-я строка). Полученная статистически значимая зависимость обладает высокой объясняющей способностью, о чем, в частности, свидетельствует значение коэффициента детерминации. Для исправления автокорреляции первого порядка к уравнению был применен обобщенный метод наименьших квадратов.
Представляется следующая содержательная интерпретация уравнения: объем женской занятости в экономике положительно зависит от объемов совокупного спроса и отрицательно - от предложения труда конкурентной половой группы. При увеличении численности мужчин в трудоспособном возрасте на 1000 чел. при прочих равных условиях происходит сокращение женской занятости на 3250 чел. Следовательно, ужесточение конкурентной борьбы за рабочие места приводит к тому, что женская рабочая сила уступает в ней. По данным результатам может быть получен только приблизительный вывод об исходе конкурентной борьбы, так как в расчет принимаются все потенциальные конкуренты (на уровне отдельных сегментов взаимосвязь, возможно, более сложная и менее очевидная6). Тем не менее уже на данном уровне рассмотрения ясно, что взаимодействие гендерных групп в экономике носит конкурирующий характер.
Для выявления зависимости мужской занятости от объема предложения труда со стороны женской части населения в качестве объясняющего фактора использовались данные о динамике лиц женского пола в трудоспособном возрасте (1¥Т). Оценивалась модель следующего вида:
5 Попытка построения статистической зависимости численности занятых определенной гендерной группы от численности лиц этой группы в трудоспособном возрасте не дала положительных результатов как для мужчин, так и для женщин.
6 На данном этапе исследования на отраслевом уровне не удалось выявить зависимостей, которые описывают отношения конкуренции между гендерными группами.
MEt=do +diYt+d2WTt +щ , (9)
где yt - случайная ошибка регрессии; у ~N (0;av2E).
Таблица 7
Параметры уравнений зависимости численности женской и мужской занятости от объемов предложения труда соответствующей гендерной группы
Модель Const Y MT WT TOW TOM R2 DW
1 WEt=F(Yt ;MTt) t-статистика 168528,90 5,99 0,001073 9,14 -3,253 -5,18 0,96 1,72
2 MEt=F(Yt ;WTt) t-статистика 56391,91 7,26 0,00044 6,08 -0,6011 -3,24 0,82 2,13
3 WEt=*(Yt ;WT) t-статистика 9168,21 0,53 0,001642 11,81 0,326 0,79 0,89 0,22
4 MEt=F(Yt ;MTt) t-статистика 33906,31 3,1 0,000528 7,35 -0,0059 -0,24 0,90 0,65
5 WEt=(Yt ;TOW) t-статистика -114845,70 -4,26 0,001076 9,13 14,89 5,12 0,96 1,71
6 WEt=(Yt ;TOMt) t-статистика 168528,9 5,99 0,001073 9,14 - 13,48 -5,18 0,96 1,70
7 MEt=(Yt ;TOMt) t-статистика 21426,24 4,30 0,000547 10,1 0,92 1,98 0,92 0,60
8 MEt=(Yt ;TOWt) t-статистика 40576,45 8,37 0,000546 10,07 -1,00 1,90 0,92 0,59
Результаты оценивания с учетом корректировки на автокорреляцию (см. табл. 7, 2-я строка) показывают наличие статистически значимой отрицательной зависимости численности занятых мужчин от объема предложения труда женщин. Увеличение числа женщин в трудоспособном возрасте на 1000 чел. ведет к снижению аналогичного показателя для мужчин примерно на 600 чел. Этот результат служит дополнительным подтверждением выдвинутой гипотезы о конкурентном характере взаимодействия мужской и женской рабочей силы. Отметим, что мужчины, вероятно, на данном этапе выигрывают в конкурентной борьбе: при одинаковом росте предложения труда мужчин и женщин численность женской занятости сокращается на большую величину.
Уравнения (8) и (9) имеют существенное ограничение, поскольку не раскрывают, как объемы занятости по полу зависят от структуры предложения труда по полу. Чтобы учесть влияние вариации населения в трудоспособном возрасте обоих полов, введем в состав объясняющих факторов переменную TO - отношение численности населения в трудоспособном возрасте одной гендерной группы к другой. Так, переменная TOM - отношение численности мужчин в трудоспособном возрасте к численности женщин в трудоспособном возрасте, а TOW - отношение численности женщин к численности мужчин этой возрастной группы соответственно. Использование новой переменной позволяет учитывать совместные изменения в предложении труда обеих гендерных групп (см. табл. 7, строки 5-я и 6-я). Полученные уравнения характеризуются статистически значимой взаимосвязью переменных и высоким коэффициентом детерминации. Выявленные зависимости показывают, что рост отношения численно -сти мужчин в трудоспособном возрасте к численности женщин в трудоспособном возрасте приводит к сокращению занятости женщин, что подтверждает вывод о том, что увеличение предложения со стороны конкурентной группы отрицательно сказывается на объемах женской занятости. Попытка построения аналогичных уравнений для муж
ской занятости оказалась неудачной: коэффициент при переменной, отражающей влияние соотношения предложения труда, оказался незначимым.
Для повышения качества оценивания приведенные в табл. 7 зависимости были протестированы на временном периоде 1980-1997 гг., построен ретроспективный прогноз занятости до 2000 г. Ретроспективный прогноз строился только для тех уравнений, в которых значимыми оказались факторы, отражающие зависимость численности занятых определенного пола от объемов предложения труда соответствующей гендерной группы (строки 1-2, 5-6 в табл. 7). Относительные ошибки ретроспективного прогноза и значения коэффициента Тейла приведены в табл. 8. Как следует из этой таблицы, для полученных уравнений в целом характерно высокое качество прогноза, за исключением модели зависимости численности занятых мужчин от валового выпуска и численности женщин в трудоспособном возрасте.
Таблица 8
Относительные ошибки прогноза и коэффициент Тейла для уравнений с учетом влияния объемов предложения труда соответствующей гендерной группы, %
Модель Относительные ошибки Коэффициент Тейла
1998 г. 1999 г. 2000 г.
№Е,=Е(У, ;МТ) -2,18 -2,31 -2,32 1,35
ШЕ,=(У, ;ТОШ) -2,19 -2,33 -2,38 1,37
ЖЕ,=(У, ТОМ) -2,18 -2,31 -2,32 1,35
МЕ,=Е(У, ;ШТ) -13,53 -12,45 -11,43 7,11
Использованный инструментарий позволяет выполнять прогнозные расчеты численности занятых по полу на среднесрочную перспективу. При этом прогноз возможен на основе моделей (2)-(3) и (8)7. В первом случае, исходя из прогнозных сценариев изменения основных макроэкономических параметров, рассчитывается соответствующая перспективная занятость. Во втором случае дополнительно учитывается конкурентный характер отношений между гендерными группами на рынке труда. В прогнозных расчетах были использованы 3 сценария (табл. 9), которые можно охарактеризовать следующим образом. Сценарий 1 исходит из сохранения текущих тенденций изменения основных макроэкономических параметров до 2005 г. Сценарий 2, который может быть охарактеризован как пессимистический, предполагает постепенное сокращение темпов роста валового выпуска и объема основных фондов. Сценарий 3 предполагает увеличение темпов роста объемов валового выпуска и основных фондов.
Результаты прогноза численности занятых на основе уравнений (2)-(3) приведены в табл. 9. Первый из предложенных - сценарий 1 - выражается в весьма умеренных темпах изменения занятости: положительных для женщин и отрицательных для мужчин. Таким образом, можно констатировать, что сохранение существующих темпов изменения основных макроэкономических параметров не обеспечивает увеличения занятости обоих полов в среднесрочной перспективе. Согласно сценарию 2 - со снижающимися темпами роста объема валового выпуска и объема основных фондов - численность занятых обоих полов сокращается, при этом темпы сокращения мужской занятости превышают темпы сокращения женской. Сценарий 3, предусматривающий интенсификацию экономического роста, дает и бо
7 В силу неудовлетворительных результатов тестирования модели (9) за период 1998-2000 гг. прогнозные расчеты по ней не проводились.
лее оптимистическую оценку: численность занятых мужчин остается практически неизменной, а занятых женщин увеличивается за 5 лет почти на 800 тыс. чел.
Расчет перспективной численности занятых по полу с использованием модели (8) дает результаты, отличающиеся от полученных ранее на основе моделей (2)-(3) (табл. 9). Так, для всех сценариев характерна выраженная тенденция сокращения численности занятых в экономике женщин. Для сценария 2 (пессимистического) среднегодовые темпы сокращения занятости превышают 4%, для сценария 3 (оптимистического) -3%. Таким образом, при сохранении существующих макроэкономических тенденций перспективная численность занятых в экономике женщин сократится.
Таблица 9
Темпы изменения основных макроэкономических параметров и прогнозные темпы изменения занятости по полу, %
Модель 2001 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г. 2005 г.
Сценарий 1
У 5,10 4,60 4,60 4,60 4,60
К 1,70 1,50 1,50 1,50 1,50
МТ 0,36 0,72 1,19 1,20 0,87
ЖТ 1,03 0,57 0,49 0,16 -0,18
ЖЕ (У,Т) 0,23 0,2 0,2 0,3 0,3
МЕ (У,К,Т) -1,32 -0,4 -0,3 -0,3 -0,3
ЖЕ (У МТ) 0,72 -2,4 -4,7 -4,9 -3,4
ЖЕ (У ТОЖ) 5,48 0,3 -2,0 -3,5 -3,5
ЖЕ (У ТОМ) 5,50 0,2 -2,1 -3,6 -3,8
МЕ (У ЖТ) -0,92 -0,1 0,0 0,3 0,6
Сценарий 2
У 5,10 4,60 3,60 2,60 1,60
К 1,70 1,50 1,30 1,10 0,90
МТ 0,36 0,72 1,19 1,20 0,87
ЖТ 1,03 0,57 0,49 0,16 -0,18
ЖЕ (У,Т) 0,23 0,2 0,009 -0,2 -0,4
МЕ (У,К,Т) -1,32 -0,4 -0,5 -0,6 -0,7
ЖЕ (У МТ) 0,72 -2,4 -4,9 -5,5 -4,3
ЖЕ (У ТОЖ) 5,48 0,3 -2,2 -3,9 -4,3
ЖЕ (У ТОМ) 5,50 0,2 -2,3 -4,1 -4,6
МЕ (У ЖТ) -0,92 -0,1 -0,1 0,1 0,3
Сценарий 3
У 5,10 4,60 5,60 6,60 7,60
К 1,70 1,50 1,70 1,90 2,10
МТ 0,36 0,72 1,19 1,20 0,87
ЖТ 1,03 0,57 0,49 0,16 -0,18
ЖЕ (У,Т) 0,23 0,2 0,5 0,8 1,1
МЕ (У,К,Т) -1,32 -0,4 -0,2 -0,1 0,0
ЖЕ (У МТ) 0,72 -2,4 -4,4 -4,4 -2,5
ЖЕ (У ТОЖ) 5,48 0,3 -1,8 -3,0 -2,7
ЖЕ (У ТОМ) 5,50 0,2 -1,9 -3,2 -3,0
МЕ (У ЖТ) -0,92 -0,1 0,1 0,5 0,9
Прогнозные расчеты демонстрируют зависимость полученных результатов от принятых предположений о характере взаимоотношений различных гендерных групп на рынке труда. Использование в качестве объясняющего фактора численности соответственно женщин или мужчин в трудоспособном возрасте позволяет получить прогноз с учетом развития конкурентных отношений между гендерными группами. Последний пессимистически оценивает возможности расширения занятости в целом и предсказывает значительное высвобождение женской рабочей силы, что, прежде всего, говорит о потенциальных последствиях соперничества за рабочие места. Хотя количественные оценки сокращения женской занятости, веро
ятно, сильно завышены, принципиальный вывод о характере взаимоотношений двух групп работников остается в силе.
Проведенное исследование показало, что как на народнохозяйственном, так и отраслевом уровне существует тесная взаимосвязь между динамикой занятости по полу и основными макроэкономическими факторами. Происходящие макроэкономические изменения по-разному влияют на численность занятых мужчин и женщин и отраслевое размещение рабочей силы обоих полов. Развитие этих процессов, вероятно, мало соответствует логике развития сбалансированной экономической системы. Так, эконометрический анализ показывает, что объемы предложения труда одной гендерной группы оказывают негативное влияние на динамику занятости другой, и возникает вопрос о путях одновременного расширения занятости для этих групп на рынке труда. Зафиксированный рост уровня показателя сегрегации показывает усиление неравномерного характера распределения занятых различного пола по отраслям. При этом вспомогательный анализ и сопоставление полученных результатов для экономики России с аналогичными показателями для других стран подтверждают актуальность задачи достижения более целостного и равномерного использования рабочей силы обоих полов, необходимого для эффективной реализации и развития потенциала имеющихся в экономике трудовых ресурсов.
Литература
1. Управление социально-экономическим развитием России. Концепции, цели, механизмы. М.: Экономика, 2002.
2. Занятость и рынок труда: новые реалии, национальные приоритеты, перспективы /Под ред. Л.С. Чижовой. М. :Наука, 1998.
3. Lilien DM. Sectoral Shifts and Cyclical Unemployment//Journal ofPolitical Economy. V. 90. № 4.1982.
4. Коровкин А.Г. Согласование динамики вакантных рабочих мест и рабочей силы в России // Проблемы прогнозирования. 1999. №2.
5. Российский статистический ежегодник. М.: Госкомстат РФ, 2001.
6. Труд и занятость. М.: Госкомстат РФ, 2001.
7. Коровкин А.Г. Динамика занятости и рынка труда. Вопросы макроэкономического анализа и прогнозирования. М.: Макс Пресс, 2001.
8. Багрова И.В. Трудовой потенциал женщин: социально-экономический аспект. Автореф. Днепропетровск: ДГУ. 1990.
9. Коровкин А.Г, Зайцев Н. М., Парбузин К. В., Полежаев А. В. Перспективы отраслевой занятости населения РФ: опыт оценки //Проблемы прогнозирования. 1999. №4.
10. Тейл Г. Прикладное экономическое прогнозирование /Под ред. Э.Б. Ершова. М.: Прогресс, 1970.
11. Rubery Jill, Smith Mark, Colette Fagan. Women's Employment in Europe:Trends and Prospects. L.: Routlegde. 1999.
12. Занятость отдельных социально-демографических групп населения в переходной экономике России / Под ред. Р.П. Колосовой, Т.О. Разумовой. М.: ТЕИС, 1998.
13. Knapp Ulla, MildeRegina, Buchholz-Will Wiebke. FvrEinen GeschlechterpolitischenModellwechsel. GMH. 2/2001.
