CC BY-NC-ND
67
О развитии некоторых форм самозанятости в России в 1994-2002 годах1)
Аистов А.В.
Примеры развитых и переходных экономик показывают, что уровень самозанятости является достаточно противоречивым экономическим показателем. Это заложено в самом определении самозанятости (под это определение попадают и талантливые предприниматели, и неудачники, отчаявшиеся найти какую-либо работу по найму). Высокий уровень самозанятости может быть индикатором либерализации экономики и успешных институциональных реформ и, наоборот, может отражать институциональные проблемы, несовершенство контрактов и избыток предложения наемной рабочей силы. Переход к рыночным отношениям в России породил добровольный уход талантливых, склонных к риску граждан в разряд работодателей и «выдавил» отдельных «неудачников», а также потенциальных будущих работодателей в индивидуальную самозанятость. В рамках статьи это подтверждено эмпирическим анализом данных «Российского мониторинга экономического состояния и здоровья населения» (РМЭЗ). Исследование позволило дополнить известный обобщенный социально-экономический портрет самозанятого и проанализировать изменения, произошедшие в 1998 г. Анализ проведен на основе уравнений доходов типа уравнения Минсера и моделей выбора.
1. Введение
В основе используемых в различных странах определений занятости обычно лежат рекомендации МОТ [5]. Рекомендуемое определение предполагает деление всех занятых на занятых по найму и самозанятых [9].
1) Работа над статьей была поддержана исследовательским грантом ГУ ВШЭ 2004-2005 гг. «Эмпирический анализ занятости в России переходного периода» и индивидуальным грантом № И03-1031 Консорциума экономических исследований и образования - Россия и СНГ (ЕЕИС) с фондами Европейского международного сообщества (с финансированием от Агентства международного развития США), Института «Открытое общество», Фонда Сороса, Мирового банка, Глобальной сети развития (СОШ), Корпорации Карнеги, правительств Финляндии и Швеции.
Автор выражает искреннюю благодарность В.Е. Гимпельсону за обсуждение и полезные замечания в ходе подготовки данной статьи и Э.Б. Ершову за ценные поправки в ее последней редакции.
Аистов А.В. - к. ф.-м. н., доцент, Нижегородский филиал ГУ ВШЭ. Статья поступила в Редакцию в марте 2005 г.
В группу самозанятых включаются: а) работодатели (использующие наемный труд); б) индивидуальные предприниматели, работающие индивидуально или с привлечением неоплачиваемого труда членов своих семей; в) члены производственных кооперативов; г) неоплачиваемые работники семейных предприятий (помогающие индивидуальным предпринимателям члены их семей); д) лица, занятые производством товаров и услуг для собственного потребления или потребления в домашнем хозяйстве, если производимые ими блага составляют важную часть потребления их семей.
Такая классификация закреплена в резолюции 15-й Международной конференции по статистике труда (1993 г.) и является общепринятой, хотя и не абсолютно бесспорной [15]. Этому определению в целом следуют и российские Методологические положения по статистике [4]. Согласно этим положениям, кромг перечисленных выше категорий, к самозанятым следует отнести и занятых производством в домашнем хозяйстве товаров или услуг, предназначенных для продажи.
Из определений видно, что в категорию самозанятых попадают как талантливые предприниматели, добровольно избравшие этот статус, так и неудачники, отчаявшиеся найти какую-либо другую работу на рынке наемного труда. В результате высокий уровень самозанятости может быть индикатором либерализации экономики и успешных институциональных реформ и, наоборот, мэжет отражать институциональные проблемы, несовершенство контрактов и избыток предложения наемной рабочей силы.
Это подтверждают уровни и изменения уровней самозанятости в развитых странах (см. табл. 1). Значительный разброс этих параметров по странам говорит, что не существует единственного ведущего фактора, общего для всех стран, такого, как, например, технологический прогресс или реструктуризация промышленности, который обуславливает тренды и уровни самозанятости [30].
Таблица 1.
Доля несельскохозяйственных самозанятых в общей численности населения в 1990 г. и ее изменение по отношению к значению в 1983 г.2) [29], в процентах
Страна 1990 1983-1990
Италия 22,3 1,6
Португалия 18,5 1,5
Испания 17,1 0,1
Ирландия 13,3 2,6
Бельгия 12,9 0,6
Австралия3) 12,4 0,3
Великобритания4) 11,6 3,0
Япония3) 11,5 -1,8
Франция3) 10,3 -0,2
Финляндия 8,8 1,8
2) В выборку не включены зарегистрированные в качестве юридических лиц.
3) За исключением владельцев-управляющих предприятий с правом юридического лица.
4) За исключением некоторых владельцев-управляющих предприятий с правом юридического лица.
Продолжение таблицы
Страна
1990
1983-1990
Германия США3'
Канада3) Дания
7,7
7,4 7,2 7,1 7,0
7,6
0,3 -0,1 0,3 -1,3 -1,7 2,2 -1,7 -0,7
Люксембург
Швеция Австрия
6,4
Норвегия3)
6,1
Более согласованная легко объяснимая тенденция роста уровня самозанятости (и одновременно уровня безработицы) наблюдалась в странах бывшего соцлагеря в ходе реформ после краха плановой системы хозяйствования и либерализации экономической активности [14]. Этот рост, очевидно, обусловлен двумя процессами. С одной стороны, благодаря успешному проведению институциональных реформ, происходил добровольный уход наиболее талантливой активной на рынке труда части населения в разряд работодателей. Скорее всего, эти граждане должны обладать склонностью к риску и иметь возможность преодолеть некоторые институциональные и финансовые ограничения для выбора соответствующего рода деятельности. С другой стороны, в ходе тех же реформ происходило сокращение спроса на рабочую силу в традиционных для бывшей плановой экономики секторах, и это приводило к «выдавливанию» отдельных работников в сферу индивидуальной занятости в случае, если им по ряду причин не удалось обеспечить себе другой способ достойного существования. Исследование этих процессов представляет несомненный интерес, поскольку оно может быть основой для оценки эффективности проводимых рыночных реформ и выявления факторов, способствующих экономическому росту.
Актуальность данной темы подтверждают работы других авторов, анализировавших развитие самозанятости в странах Восточной Европы и в России. К сожалению, многие исследования относятся к начальному этапу реформ. Так, например, в работе [14] приведены результаты до 1993 г. включительно; в [9] охвачен период 1992-1996 гг.; в [10] - результаты до 1998 г. включительно; в [1] - до 1999 г. включительно. Представляет интерес дальнейшая эмпирическая проверка основных выводов, полученных этими авторами, на основе данных, соответствующих более позднему периоду реформ. Заметим, что пример России интересен благодаря наличию в нем кризиса 1998 г. С целью получения несмещенных внутригруппэвых оценок и повышения их эффективности разумно использовать панельный опрос населения. Поэтому в качестве источника данных для настоящего исследования выбран «Российский мониторинг экономического состояния и здоровья населения» (РМЭЗ)5). При этом следует отдавать себе отчет в том, что его вопросники явно не были предназначены для четкого, согласно рекомендациям МОТ, обследования занятости населения. Абсолютные оценки уровней статусов занятости будут явно
5) В дополнение к сказанному интересно отметить, что упомянутый кризис находится ровно посредине в рассматриваемых раундах второй волны данного опроса.
смещенными, но, тем не менее, выявленные статусные группы можно будет использовать в качестве, пусть несовершенных, но все-таки прокси-переменных, описывающих динамику интересующих нас статусов занятости в рамках эмпирического анализа.
Настоящая работа посвящена анализу развития самозанятости в России в 1994-2002 гг. При этом самозанятые дисагрегируются на работодателей и индивидуальных самозанятых. Авторы работы [14] показали, что для европейских бывших социалистических стран, за исключением России и Словакии, эти категории различаются по причинам «выбора» соответствующего статуса занятости. Согласно их эмпирическим оценкам индивидуальные самозанятые вынужденно приняли этот статус как средство ухода от безработицы. Одной из целей настоящей работы является проверка справедливости этого утверждения в отношении российских самозанятых.
2. Самозанятые - кто они?
В настоящее время существует достаточно много публикаций, затрагивающих проблемы самозанятости. Если ставить цель - получить всестороннюю ознакомительную информацию о самозанятости в России, то наиболее удачными с этой точки зрения являются работы [1, 5, 10].
Авторы работы [10] на основе данных РМЭЗ, Института социально-экономических проблем народонаселения России (ИСЭПН) и Всероссийского центра изучения общественного мнения (ВЦИОМ) составили обобщенный портрет российского самозанятого 1991-1999 гг. В ходе анализа авторы разделили малых предпринимателей и индивидуальных самозанятых. В соответствии с российским законодательством к малым предпринимателям отнесены руководители малых предприятий и индивидуальные предприниматели, не регистрирующие юридическое лицо. Группа предпринимателей обладает повышенной внутренней неоднородностью, разброс количественных параметров в ней достаточно велик. Но в отношении других социально-профессиональных групп предприниматели выступают как относительно однородная общность. Типичный предприниматель является трудоголиком, но в труде наиболее важным мотивом для него служит доход. Предприниматели заметно обходят другие группы по уровню образования, по всем параметрам материального благосостояния и по основным формам социально-экономической активности. Они в среднем более квалифицированны, лучше обеспечены материально, более мобильны. Уровень образования индивидуальных самозанятых ниже, чем у предпринимателей, высокие материальные притязания не всегда подкреплены соответствующим достатком, индивидуальные самозанятые демонстрируют повышенную трудовую мобильность, они менее всех прочих привязаны к основному месту работы. По некоторым признакам индивидуальные самозанятые примыкают к предпринимателям, а по другим - к наемным работникам.
Достоинством работы [5] является удачная (скорее всего первая в России) попытка представить и проанализировать основные определения и методологию измерения занятости6). Кроме этого авторы приводят данные, показывающие рост доли самозанятых с 1988 по 2000 гг. Доля неоплачиваемых семей-
6) Российская статистика оперирует несколькими рядами показателей, характеризующими занятость, которые рассчитываются по-разному и количественно не совпадают.
ных работников в эти годы оставалась почти неизменной, а доля работодателей медленно повышалась. Основную часть самозанятых составляли индивидуальные предприниматели («челноки», «ПБОЮЛы»). Их доля несколько сократилась после кризиса 1998 г., но затем вновь подскочила. Авторы работы обращают внимание на то, что данные Выборочного обследования населения по проблемам занятости (ОНПЗ) имеют тенденцию занижать распространенность всех нестандартных форм занятости, в том числе самозанятости.
Одним из важнейших индикаторов структурных сдвигов в экономике является развитие нового частного сектора [1]. Согласно официальным оценкам, в России доля занятых в частном секторе (включая совместные предприятия) выросла с
1991 по 1999 гг. с 13,5 до 45,3%. Две наиболее динамичные категории работающих в частном секторе - занятые на малых предприятиях и самозанятые. Доля лиц, работающих не по найму (самозанятых) увеличилась с 4,3% в 1991 г. до 10,5% в 1996 г. Во всех переходных экономиках, в том числе и российской (см. [1]), расширение сферы ненаемного труда выполняло важную функцию «поглотителя» потенциальной безработицы. Так, при сохранении в России доли самозанятых на уровне
1992 г. масштабы общей безработицы в 1996 г. были бы примерно в полтора раза выше фактически наблюдавшихся. Однако в России, по сравнению со странами ЦВЕ, абсорбирующая роль самозанятости была выражена слабее. Согласно приведенным оценкам, в России сокращение численности наемных работников компенсировалось ростом самозанятости на 26%. Примерно таким же было это соотношение в Венгрии и Польше, которые еще до начала реформ имели достаточно представительный частный сектор. Но в странах с изначально слабым частным сектором этот процент был существенно выше: 52% - в Чехии, 61% - в Румынии.
Известные из печатных публикаций теоретические модели можно использовать для объяснения возникновения той части самозанятых, которые в настоящей работе выделены в категорию работодателей. Одним из используемых подходов является описание равновесия на рынке труда. Так, например, в [28] предложены одно- и двухсекторные модели выбора предпринимательства как формы занятости и экономического роста, обусловленного этим выбором. Модели подтверждают, что в условиях избыточного предложения труда наилучшие работники стремятся стать предпринимателями. Более способные люди руководят более крупными фирмами. Они выбирают ту сферу деятельности и тот сектор, где возрастает отдача от их предпринимательской способности. Выводы, следующие из теоретических моделей, авторы подтвердили на срезе данных ЮНЕСКО по большому количеству стран.
Следует помнить о значимости бюджетных ограничений, препятствующих входу в предпринимательскую деятельность. Это подтверждено в работе [16]. В рамках модели с оценкой структурных параметров на данных NLS (the National Longitudinal Survey of Young Men) авторы приходят к выводу о значимости бюджетных ограничений для входа в предпринимательство. В работе показано, что большинство индивидуумов выбирают самозанятость7), используя количество капитала ниже оптимального8). Выводы авторов согласуются с аргументами работы [25] о
7) Что касается терминологии - авторы не делают различий между самозанятостью и предпринимательством.
8) Авторы отдают себе отчет в том, что необходимо провести дополнительное исследование для проверки того, что оценки структурных параметров модели робастны к смене спецификации и выборки.
том, что рискованное поведение является одной из важных черт предпринимательства9'. Фактор предпринимательского риска вводится во многих теоретических работах (см., например, [23]).
Среди экономистов нет однозначного мнения о зависимости склонности к самозанятости от возраста. Согласно данным NLS, вероятность стать самозанятым не зависит от возраста и трудового стажа для мужчин до 40 лет [16]. Более обширная выборка из CPS (the Current Population Study) подтверждает, что эта вероятность не зависит от возраста вплоть до 50 лет. Эти выводы не согласуются с моделями [20, 21, 26]. В перечисленных работах авторы предполагали, что именно молодые индивидуумы выбирают более рискованную занятость, такую, как пре д-принимательство.
В то же время авторы работы [16] на основе NLS обнаружили, что средний самозанятый мужчина в рассмотренной ими выборке зарабатывал меньше по сравнению с наемным рабочим. Это подтверждает, что большинство людей в развитых странах вынужденно выбирают индивидуальную самозанятость как защиту от угрозы стать безработным.
Если же говорить об осознанном выборе, например статуса работодателя, то, несомненно, человек решает задачу максимизации ожидаемого потока будущих доходов. Такая модель развита в [26] на основе идей фундаментальной работы [17], точнее - их теореме о процессе - «многоруком бандите».
Среди удачных находок Миллера [26] следует отметить немонотонное влияние образования на выбор стать самозанятым. Это явление подтверждено рядом исследователей, выявивших U-образную форму уровня самозанятости в зависимости от уровня образования (см. [12, 30]).
Говоря об экономических мотивах выбора самозанятости, следует отметить, что самозанятость предоставляет индивидууму возможности сокрытия доходов от налогообложения [13]. Так, например, в США и Канаде увеличение ставки подоходного налога, соответствующей средним доходам, имеет сильное положительное влияние на уровень мужской самозанятости (см. [30]). Большее влияние в этих странах оказывает средняя ставка налога на людей с более высокими доходами, а также на людей с более высоким уровнем образованности и тех, кого можно отнести к «неформальным» сферам. Заметим, что, как и доход, индивидуальные налоговые обязательства являются эндогенным параметром.
Если говорить о причинах выбора индивидуумом статуса самозанятого, то следует еще раз подчеркнуть, что этот статус может отражать несостоятельность человека найти удовлетворительную регулярную работу на рынке наемного труда. Такие люди могут вынужденно принять самозанятость как средство борьбы с безработицей - это большая часть индивидуальных самозанятых [14]. Но самозанятый может быть и предпринимателем, использующим новые возможности, изобретающим и улучшающим продукцию, производственные процессы и пути реализации - это свойственно работодателям. Авторы [14] изучали характер самозанятости, выбирая данные из опросов домохозяйств по шести переходным экономикам. В соответствии со степенью добровольности выбора самозанятости они выделили и проанализировали два типа самозанятых: работодатели и индивидуальные самозанятые. В рассматриваемой работе авторы привели оценки долей индивидуумов
9) См. [22-24] с примерами моделей с идеями Найта.
в различных статусах занятости, дали их сравнительные характеристики, а также выявили факторы, влияющие на выбор занятости. В качестве инструментов эмпирического исследования были использованы неупорядоченная логит-модель и уравнение доходов типа уравнения Минсера. Статус индивидуальных самозанятых в большинстве рассмотренных стран являлся промежуточным; по большинству характеристик индивидуальные самозанятые находятся между наемными работниками и работодателями.
3. Сконструированные переменные и характеристики выборки
Данное исследование выполнено на основе У-Х1 раундов РМЭЗ (1994-2002 гг.). Из этого опроса использованы сведения о домохозяйствах и индивидуумах10). Кроме этого используется информация о безработице из Российского статистического ежегодника [7], дополненная сведениями из базы данных «Регионы России» [6].
С эконометрической точки зрения база данных РМЭЗ обладает потенциальным преимуществом перед наблюдениями, проводимыми Федеральной службой государственной статистики, ВЦИОМ, Министерством труда и социального развития Российской Федерации; это преимущество заключается в панельном характере РМЭЗ. Оно позволяет провести более точный анализ с точки зрения смещенности внутригрупповых оценок. Кроме того, панельный характер данных позволяет восполнить пропуски в ответах на вопросы анкет, которые наблюдаются у некоторых респондентов в отдельных раундах. Пропуски заполнялись на основе информации, полученной от респондента при ответах на аналогичные вопросы в других раундах. Это относится к таким вопросам, как уровень образования, стаж работы, стаж работы на последнем месте, ретроспективные вопросы о доходах и занятиях респондента в 1985 и 1990 гг., сведения о родителях и т.п.
К сожалению, РМЭЗ обладает и недостатком с точки зрения цели, намеченной в рамках данного исследования. Вопросы анкет РМЭЗ не позволяют выделить статусы занятости в строгом соответствии с рекомендациями МОТ. Это, в частности, относится и к самозанятым. Абсолютные оценки уровней статусов занятости оказались несколько смещенными (для самозанятых - заниженными) по отношению к конвенционным определениям1^. Но при этом, как уже было отмечено, выделенные специфические группы могут быть использованы в качестве прокси для соответствующих статусов занятости в ходе эконометрического исследования.
Процедуры выделения групп, относящихся к различным статусам занятости, с указанием соответствующих вопросов анкет, приведены в Приложении в разделе «Статусные группы». Разделить самозанятых на индивидуальных самозанятых и работодателей нас побудили результаты авторов работ [10, 14], показавших, что эти категории отличаются по степени «добровольности» принятия своих статусов и по своим социально-экономическим характеристикам. Объемы полученных выборок по статусам занятости представлены в табл. 2.
10) http://www.cpc.unc.edu/projects/rlms/data.html
11) Особенности основных массовых обследований, содержащих сведения о занятости в России, и причины количественного расхождения ряда официальных оценок хорошо описаны в [5].
Таблица 2.
Объемы выборок по статусам занятости среди опрошенных в возрасте 15-72 лет12)
Наемные работники Самозанятые
Раунд Год Безработные работодатели индивидуальные Всего
N % N % N % N % N
V 1994 427 7,98 4790 89,57 30 0,56 101 1,89 5348
VI 1995 405 8,12 4447 89,12 46 0,92 92 1,84 4990
VII 1996 465 9,55 4251 87,34 48 0,99 103 2,12 4867
VIII 1998 526 10,95 4074 84,8 58 1,21 146 3,04 4804
IX 2000 433 8,73 4308 86,85 89 1,79 130 2,62 4960
X 2001 447 8,02 4876 87,52 85 1,53 163 2,93 5571
XI 2002 441 7,63 5060 87,5 108 1,87 174 3,01 5783
Годы
1 — работодатели, по оценкам автора; 2 — работодатели, по данным Госкомстата [5]; 3 — индивидуальные самозанятые, по оценкам автора; 4 — индивидуальные самозанятые, по данным Госкомстата [5].
Рис. 1. Динамика самозанятости (в процентах от численности экономически активного населения)
На рис. 1 приведены уровни выделенных форм самозанятости в процентах от численности экономически активного населения. Из рисунка видна сохраняющаяся тенденция роста самозанятости в России.
Реальные ежемесячные доходы по видам занятости в ценах июня 1992 г., полученные по данным РМЭЗ, представлены на рис. 2. Алгоритм получения оценок значений этих показателей и статистика ответов приведены в Приложении в
12) В 1997 и 1999 гг. опросы РМЭЗ не проводились.
разделе «Доходы». Для всех статусов занятости наблюдается схожая динамика доходов. В среднем все они снижаются к 1998 г., а затем растут. Такое согласованное поведение может быть свидетельством наличия каналов обмена информацией между отдельными рынками рабочей силы. Но вместе с этим абсолютные значения доходов различаются, что говорит о наличии институциональных, психологических или экономических барьеров, которые препятствуют свободному переходу населения из одного статуса занятости в другой.
14000
12000
10000
3 <м
о ^
и -4
о к
4 и & 2
м
8000
6000
4000
2000
0
1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002
Годы
1 — безработные; 2 — наемные работники; 3 — индивидуальные самозанятые; 4 — работодатели.
Рис. 2. Динамика реальных ежемесячных среднедушевых доходов, по оценкам автора
Приведенные данные подтверждают результаты других авторов, которые говорят, что индивидуальные самозанятые находятся на промежуточном месте по своим доходам между наемными работниками и работодателями (за исключением, может быть, Польши (см. [14]), где самозанятые зарабатывали меньше наемных работников). Превышение доходов индивидуальных самозанятых над доходами наемных работников (в дальнейшем это будет подтверждено тестами), на первый взгляд, противоречит тезису о том, что индивидуальная самозанятость носит вынужденный характер и играет роль защиты от безработицы. Этому противоречию может быть дано несколько объяснений. Вполне возможно, наемных работников удерживает на своем рабочем месте вера в некоторую стабильность в условиях переходного периода и они «платят» за это снижением доходов. Другим объяснением может быть изначальная нацеленность самозанятых на получение более высоких доходов, они не привязаны к какой-либо определенной профессии, и их предпринимательский ресурс находит более эффективное использование, чем в условиях найма.
Для достижения целей исследования были созданы переменные, отражающие демографические характеристики, человеческий капитал, собственную само-
оценку и др. Многие переменные имеют самообъясняющие или общепринятые названия (например, «мужчина» - гендерный признак). Смысл переменных с нестандартными названиями пояснен в табл. 3. Отдельных комментариев заслуживает переменная «Уровень безработицы». Известно, что выборка домохозяйств РМЭЗ создана по принципу последовательного случайного выбора. В качестве первичных единиц выборки использованы административные районы областей и крупных городов. Информация о соответствующих идентификаторах местности проживания респондентов была предоставлена организаторами РМЭЗ после заключения соответствующего соглашения об использовании этих конфиденциальных данных для проведения настоящего исследования. На основе этой информации было выяснено, в какой местности проживает респондент с точностью до названия области, республики, края, автономного округа или города (для каждого респондента была идентифицирована одна из перечисленных единиц). На основе информации, представленной в [6, 7], полученной по материалам выборочных обследований населения по проблемам занятости, в переменную «Уровень безработицы» были занесены значения общей безработицы среди взрослого населения в возрасте 15-72 лет в соответствующей проживанию респондента области, республике, крае, автономном округе или городе (последнее относится только к Москве или Санкт-Петербургу).
Таблица 3.
Переменные, требующие комментариев
Название
Краткое описание
Высшее образование родителей
Успех родителей в собственном бизнесе
Образование
Взятки
Может улучшить свою жизнь
Соблюдает закон
Фаталист
Уровень безработицы
Бинарная переменная равна 1, если кто-либо из родителей респондента (в том числе приемных) получил высшее образование; в остальных случаях - 0. Бинарная переменная равна 1, если кто-либо из родителей респондента (в том числе приемных) пытался открыть собственное предприятие, начать собственное дело, и оно было удачным; в остальных случаях - 0. 1 - начальное и неполное среднее, 2 - среднее и среднее профессиональное, 3 - техникум, медицинское, музыкальное, педагогическое, художественное училище, 4 -высшее, включая аспирантуру и ординатуру. Бинарная переменная равна 1, если респондент на основе своего жизненного опыта утверждает, что люди вынуждены давать взятки чиновникам; в остальных случаях - 0.
Бинарная переменная равна 1, если респондент считает, что может самостоятельно улучшить свою жизнь; в остальных случаях - 0.
Необходимо соблюдать закон даже в отсутствии наказания: 1 - полностью не согласен, 2 - частично не согласен, 3 - частично согласен, 4 - полностью согласен. Респондент является фаталистом - переменная создана усреднением ответов на шесть вопросов и имеет градации: 1 - совсем не согласен, 2 - не согласен, 3 - согласен, 4 - полностью согласен.
Уровень общей безработицы на территории первичной единицы выборки РМЭЗ (см. комментарии в тексте).
Средние по формам занятости значения созданных переменных (кроме уровня безработицы) приведены в табл. 4. Значимое влияние переменных на выбор статуса занятости будет обсуждено позднее при представлении результатов регрессионного анализа.
Таблица 4.
Средние значения переменных
Безработные Наемные работники Индивидуальные самозанятые Работодатели
Мужчина 0,46 0,48 0,60 0,64
Возраст 33,9 39,2 35,5 37,0
Одинокий 0,45 0,25 0,24 0,17
Высшее образование
родителей 0,10 0,04 0,07 0,05
Попытка родителей
организовать собственный
бизнес 0,07 0,02 0,06 0,03
Успех родителей
в собственном бизнесе 0,02 0,01 0,03 0,02
Годы обучения 12,1 13,0 13,4 14,4
Задерживались на каком-
либо этапе обучения
дольше обычного 0,01 0,02 0,02 0,05
Образование 2,3 2,6 2,7 3,1
Трудовой стаж 12,4 20,1 15,1 17,4
Стаж работы на послед-
нем месте - 7,8 3,3 4,7
Администратор, круп-
ный чиновник в 1990 г. 0,02 003 0,04 0,09
Неквалифицированный
труд в 1990 г. 0,07 0,07 0,06 0,07
Взятки 0,89 0,90 0,94 0,97
Может улучшить свою
жизнь 0,51 0,37 0,59 0,67
Соблюдает закон 2,63 2,67 2,57 2,59
Фаталист 2,34 2,30 2,15 2,06
Сельское хозяйство - 0,04 0,02 0,07
Строительство - 0,09 0,05 0,09
Образование - 0,07 0,03 0,02
Финансы - 0,07 0,04 0,04
Здравоохранение - 0,07 0,01 0,01
Индустрия - 0,18 0,08 0,04
Управляющий, админи-
стратор - 0,009 0,004 0,028
Наука - 0,019 0,014 0,000
Торговля - 0,06 0,31 0,40
Транспорт - 0,10 0,06 0,02
4. Оценки потоков на рынке труда
Несомненный интерес представляет оценка влияния кризиса 1998 г. Предварительное сравнение данных РМЭЗ по периодам 1994-1996 и 2000-2002 гг. показывает сохранение тенденции роста (почти удвоение) доли самозанятых в общей численности населения и незначительный рост доли экономически неактивного населения (табл. 5). Заметно некоторое снижение доли безработных и наемных работников. По-видимому, отток из этих категорий занятости в статус самозанятых и экономически неактивного населения преобладает над притоком. Подтверждение данного предположения можно получить из оценок вероятностей смены статусов занятости. Эти оценки, выполненные на основе анкет РМЭЗ, представлены на рис. 3 и 4.
Таблица 5.
Структура населения в возрасте 15-72 лет, %
Период (годы) Безработные Наемные работники Индивидуальные самозанятые Работодатели Экономически неактивное население
1994-1996 5,2 57,4 1,1 0,5 35,8
2000-2002 4,3 54,4 1,9 1,1 38,3
Из диаграмм (рис. 3, 4) видно, что тенденция к сохранению выбранного статуса по отношению к его смене преобладает у наемных работников и экономически неактивного населения. Вслед за ними по степени проявления тенденции к сохранению своего статуса следуют работодатели. Как и следовало ожидать, безработные наименее стабильны в этом плане - у них преобладает стремление выйти из этого статуса, причем оно возросло после кризиса 1998 г. К сожалению, около 40% из них пополняло ряды экономически неактивного населения.
Рис. 3. Потоки на рынке труда в 1994-1996 гг.
После кризиса вдвое снизилась доля безработных, уходящих в индивидуальную занятость. Но статус индивидуального самозанятого стал более стабильным; если до кризиса (1994-1996 гг.) только четверть из них сохраняла этот вид занятости, то в период с 2000 по 2002 гг. их процент возрос до пятидесяти. Несколько возрос процент экономически неактивного населения, уходящего в индивидуальную занятость. Снизились доли индивидуальных самозанятых, уходящих в безработные и экономически неактивное население. Незначительно возросли доли наемных работников, уходящих в индивидуальную самозанятость и в работодатели. Несколько возросла доля индивидуальных самозанятых, переходящих в статус работодателей.
Рис. 4. Потоки на рынке труда в 2000-2002 гг.
5. Эмпирические оценки
Целью проведенного эконометрического исследования являлось выявление факторов, определяющих выбор рассматриваемых форм самозанятости населением России с 1994 по 2002 гг.
В рамках традиционного подхода, широко используемого для аналогичных эмпирических исследований занятости, оцениваются два уравнения. Одно из них соответствует биномиальной или мультиномиальной [18, 19] модели выбора занятости и включает следующие объясняющие и контролирующие переменные: возраст, количество лет обучения, капитал, доход, гендер, семейный статус, образование родителей, терпимость к риску, уверенность в собственных возможностях повлиять на свою судьбу, опыт занятий коммерческой деятельностью в предшествующие годы, уровень безработицы. Несомненно, что уровень дохода является эндогенной переменой в рамках данного исследования, и поэтому вторым уравнением является уравнение доходов. Это уравнение доходов типа уравнения Минсера [27, 11], о котором речь пойдет ниже.
Для получения согласованного решения этой системы уравнений воспользуемся следующим приемом. Оценим вначале уравнения доходов и затем используем полученные по ним прогнозы доходов индивидуума в различных статусах занятости (точнее - их разности) в качестве объясняющих переменных в моделях выбора. Экономический смысл данной операции пояснен ниже.
Таблица 6.
Уравнения доходов
Наемные Самозанятые
Объясняющие работники индивидуальные работодатели
переменные коэффи- станд. коэффи- станд. коэф- станд.
циент ошибка циент ошибка фициент ошибка
Мужчина 0,3473) 0,018 0,4063) 0,135 0,3354 0,185
Годы обучения 0,0433) 0,003 -0,003 0,019 0,0802) 0,033
Трудовой стаж 0,0203) 0,002 0,0502) 0,023 -0,000 0,038
(Трудовой стаж)2/100 -0,0293) 0,004 -0,0991) 0,057 -0,022 0,088
Стаж работы
на последнем месте 0,0033) 0,001 0,005 0,010 0,005 0,013
Город 0,4693) 0,020 0,5433) 0,154 0,6182) 0,245
Москва и С.-Петербург 0,4483) 0,024 0,6133) 0,146 0,7033) 0,254
Север и Северо-Восток 0,4903) 0,028 0,106 0,320 0,6362) 0,252
Восточная Сибирь
и Дальний Восток 0,1423) 0,032 0,4813) 0,160 0,6133) 0,181
Сельское хозяйство -0,3593) 0,058 -0,811 0,722 -1,0521) 0,581
Строительство 0,1303) 0,029 0,050 0,168 0,103 0,203
Образование -0,0873) 0,030 0,4852) 0,235 0,006 0,512
Финансы 0,2173) 0,033 -0,503 0,531 -0,886 0,596
Промышленность 0,0953) 0,023 0,059 0,156 -0,5991) 0,331
Наука 0,1332) 0,059 0,074 0,305
Торговля 0,1683) 0,033 0,032 0,160 -0,4202) 0,181
Транспорт 0,0872) 0,035 0,3411) 0,192 0,363 0,402
1994 0,6003) 0,022 0,6633) 0,144 0,7992) 0,348
1995 -0,1523) 0,045 -0,8712) 0,422 -0,949 0,615
1996 0,4613) 0,024 0,3112) 0,141 0,7353) 0,262
2000 0,2013) 0,022 0,2341) 0,140 0,3891) 0,220
2001 0,4253) 0,021 0,4483) 0,129 0,4752) 0,211
2002 0,5893) 0,021 0,5673) 0,116 0,5162) 0,200
Константа 5,8563) 0,047 6,7103) 0,260 6,5463) 0,672
N 26341 738 365
R2 0,137 0,154 0,229
Adj. R2 0,137 0,126 0,177
5 1,252 1,522 1,535
F-test 174,182 4,915 6,170
Примечания: 1) уровень значимости 10%; 2) уровень значимости 5%; 3) уровень значимости 1%. Указаны робастные оценки стандартных ошибок.
Одной из целей эконометрического исследования является получение ответа на вопрос о том, носил ли выбор самозанятости добровольный или вынужденный характер в России рассматриваемого периода. Ответ может быть получен следующим образом. Во-первых, в модели выбора статуса занятости в наборе объясняющих переменных присутствует уровень общей безработицы на территории первичной единицы выборки РМЭЗ (см. табл. 3 и комментарии к ней в тексте статьи). Положительное влияние уровня безработицы на уровень самозанятости будет являться подтверждением демпфирующего влияния самозанятости на безработицу. Во-вторых, в набор объясняющих переменных включены разности логарифмов прогнозов доходов индивидуума при смене им статуса занятости. Сравнение влияний упомянутых разностей логарифмов в соответствующих моделях выбора позволяют сделать заключение о вынужденном или добровольном характере ухода индивидуума в самозанятость. Предполагается получить подтверждение добровольности выбора индивидуумом статуса работодателя и смешанном характере выбора статуса индивидуального самозанятого.
Утверждение об отсутствии структурных изменений в стимулах и причинах ухода в самозанятость после кризиса 1998 г. будет проверено сравнением регрессий, оцененных на подвыборках до и после 1998 г.
5.1. Уравнения доходов
Как уже было упомянуто выше, доход является эндогенной характеристикой занятости, поэтому в рамках исследования вначале были оценены уравнения типа уравнения Минсера [27, 11] для различных статусов занятости:
(1) ln J,- = bo + bA + b x,. + bx2 + ßr +a'zi + e,
где у, — ежемесячные доходы респондента с номером i, s, — его годы обучения, x, — стаж работы, r, — стаж работы на последнем месте, z, - вектор контролирующих переменных, а - вектор коэффициентов наклона. Результаты этих оценок для объединенной выборки (1994-2002 гг.) приведены в табл. 6. В качестве зависимых переменных использованы логарифмы реальных ежемесячных доходов (создание этих переменных и способ дефлирования описан в Приложении в разделе «Доходы»).
Несмотря на значимые различия в уровне доходов в различных статусах занятости (об этом будет сказано ниже), влияние ряда факторов на величину этих доходов одинаково. При прочих равных условиях, определяемых включенными в модель объясняющими переменными, мужчины во всех статусах занятости в среднем получали более высокие доходы. Доходы в городах, мегаполисах (Москва, Санкт-Петербург), районах Восточной Сибири и Дальнего Востока - выше. Во все рассмотренные годы, за исключением 1995 г., доходы во всех статусах занятости были выше, чем в 1998 г.
Видны и явные отличия. Доходы индивидуальных самозанятых оказались не чувствительны к количеству лет обучения, а работодателей - общему трудовому стажу. По-видимому, для первых это можно объяснить отсутствием обязательных требований к уровню человеческого капитала, а для вторых - наличием прослойки относительно молодых предпринимателей, склонных к риску и, в результате, относительно легко приспособившихся к новым экономическим условиям. Для всех самозанятых характерно отсутствие зависимости их доходов от стажа
работы на последнем месте. Зависимости по отраслям достаточно очевидны. Уход в сельское хозяйство снижает доходы. Положительный знак коэффициента при бинарной переменной, соответствующей работе в сфере образования, у индивидуальных самозанятых, в отличие от отрицательного - у наемных работников, является подтверждением того, что, например, частные образовательные услуги оплачиваются выше, чем работа преподавателей по найму. Несколько неожиданным оказался результат снижения доходов при переходе работодателя в торговлю из других сфер занятости, за исключением сельского хозяйства и промышленности.
Таблица 7.
Уравнения доходов
Объясняющие 1994- -1996 2000- -2002
переменные коэффициент станд. ошибка коэффициент станд. ошибка
Мужчина 0,17а1) 0,028 0,3121) 0,013
Наемный работник 0,702^ 0,028 0,7031) 0,014
Индивидуальный самозанятый 0,9661) 0,152 1,2221) 0,048
Работодатель 1,3281) 0,284 1,4931) 0,059
Город 0,4221) 0,032 0,3531) 0,015
Москва и С.-Петербург 0,2721) 0,043 0,3791) 0,020
1994 0,4831) 0,023
2001 0,2091) 0,016
2002 0,3251) 0,016
Константа 6,3361) 0,036 6,4381) 0,017
N 17445 21313
R2 0,076 0,232
Adj. R2 0,076 0,232
5 1,739 0,928
F-test 215,172 905,993
Примечания: зависимые переменные — логарифмы реальных ежемесячных доходов; 1) — уровень значимости 1%. Указаны робастные оценки стандартных ошибок.
Таблица 8.
Тесты Вальда
1994- -1996 2000- -2002
Н0: Наемный работник = Индивидуальный самозанятый = Работодатель Н0: Индивидуальный самозанятый = Работодатель H0: Наемный работник = Индивидуальный самозанятый Н0: Индивидуальный самозанятый = Работодатель
F-statistics 3,941) 1,28 120,812) 13,212)
Prob > F 0,0195 0,2583 0,0000 0,0003
Результат теста Н0 отклоняется Н0 не отклоняется H0 отклоняется Н0 отклоняется
Примечания: в формулировке нулевой гипотезы подразумевается равенство коэффициентов при соответствующих регрессорах; 1) — уровень значимости 5%; 2) — уровень значимости 1%.
Таблица 9.
Детерминанты выбора статуса индивидуального самозанятого
Объясняющие переменные 1994-2002 1994-1996 2000-2002
Роо1е<1 РЕ ИЕ Poo1ed РЕ ИЕ Poo1ed РЕ ИЕ
Мужчина 0,1 0,3 0,41) 0,6 0,1 0,4
Возраст 0,23) 0,02 0,23) 0,22) 0,4 0,2 0,43) 1,11) 0,83)
(Возраст)2/100 -0,33) 0,1 -0,33) -0,33) 0,1 -0,42) -0,53) -0,9 -1,13)
Одинокий -0,1 0,01 -0,2 -0,1 1,4 0,2 -0,2 -0,2 -0,3
Образование -0,1 -0,06 -0,1 -0,1 0,3 -0,04 0,02 0,4 -0,01
Высшее образо-
вание родителей 0,52) -0,7 0,6 -0,1 -0,2 0,83) 0,5 1,52)
Успех родителей
в собственном
бизнесе 0,93) 1,61) 0,7 1,4 0,93) 4,13)
Администратор,
крупный чинов-
ник в 1990 г. 0,73) 0,5 0,82) 1,3 0,73) 1,41)
Неквалифици-
рованный труд
в 1990 г. -0,1 -0,4 -0,4 -0,5 0,06 0,5
Взятки 0,63) 0,2 -0,1 -0,5 0,93) 2,53)
Может улучшить
свою жизнь 0,63) 1,13) 0,63) 0,82) 0,53) 1,53)
Соблюдает
закон -0,23) -0,2 -0,33) -0,41) -0,23) -0,3
Фаталист -0,53) -0,51) -0,3 -0,5 -0,33) -0,4
Уровень
безработицы 0,13) 0,04 0,13) -0,03 0,002 -0,05 0,23) 0,01 0,23)
Разности прогно-
зов логарифмов
доходов в стату-
сах инд. самоза-
нятый - наем-
ный работник -0,53) -1,02) -0,82) -0,2 0,92) -0,2 -1,53) 1,5 -1,81)
Разности прогно-
зов логарифмов
доходов в ста-
тусах работода-
тель - наемный
работник 0,1 0,72) 0,52) -0,04 0,51) -0,08 0,33) 0,5 0,6
Константа -7,53) -11,23) -4,63) -7,32) -11,23) -26,43)
Число
наблюдений 15507 963 15507 5548 136 5548 7831 243 7831
Число
индивидуумов 211 3530 54 2359 90 3098
Продолжение таблицы
Объясняющие переменные 1994-2002 1994-1996 2000-2002
Pooled FE RE Pooled FE RE Pooled FE RE
Log L -1881 -332 -1503 -519 -44 -475 -1032 -84 -812
s 3,58 3,27 5,01
Р 0,795 0,76 0,88
Примечания: 1) — уровень значимости 10%; 2) — уровень значимости 5%; 3) — уровень значимости 1%. Pooled — пул-модель, FE — модель с фиксированными эффектами, RE — модель со случайными эффектами.
Кризис 1998 г. сохранил различия в доходах наемных работников и самозанятых (см. табл. 7). Но снизилась внутренняя неоднородность в отдельных статусах занятости с точки зрения получаемых доходов. Одним из свидетельств снижения этой неоднородности является появление значимого различия средних доходов индивидуальных самозанятых и работодателей. Поясняющие это тесты Валь-да на равенство коэффициентов при соответствующих объясняющих переменных регрессий из табл. 7 приведены в табл. 8. Об этом снижении неоднородности свидетельствует и возрастание Аф.К2 в регрессиях после кризиса (см. табл. 7).
5.2. Детерминанты выбора статуса индивидуального самозанятого
Оценки значимости отдельных факторов, объясняющих выбор статуса занятости, были выполнены в рамках логит-моделей. Детерминанты выбора между статусами «наемный работник - индивидуальный самозанятый» приведены в табл. 9. Зависимая переменная была равна нулю для наемного работника и единице - для индивидуального самозанятого.
Для моделей, оцененных по данным за 1994-2002 гг., тест правдоподобия (ЬИ-тест) показал наличие индивидуальных эффектов, статистика х2 в этом тесте равна 755,12. Статистика в тесте Хаусмана при тестировании модели со случайными эффектами против модели с фиксированными эффектами, равная 42,1, отражает значимое (на любом разумном уровне значимости) отличие коэффициентов при следующих переменных: возраст, квадрат возраста, семейный статус, образование, образование родителей, уровень безработицы, разности прогнозов логарифмов доходов в статусах «индивидуальный самозанятый - наемный работник» и «работодатель - наемный работник». Это говорит в пользу модели с фиксированными эффектами - о несостоятельности оценок коэффициентов в модели со случайными эффектами.
Коэффициент при одной из интересующих нас переменных - уровне безработицы - в модели с фиксированными эффектами по оценкам за 1994-2002 гг. значимо отличен от нуля лишь на уровне значимости 20%.
Тесты для оценок, полученных по данным за 1994-1996 гг., дали следующие результаты. Наличие индивидуальных эффектов подтверждено ЬИ-тестом со статистикой, равной 87,04. Статистика в тесте Хаусмана на равенство коэффициентов в модели с фиксированными и случайными эффектами равна 13,71. Согласно этому тесту коэффициенты при регрессорах - возраст, квадрат возраста, семейный статус, образование, уровень безработицы, разности прогнозов логарифмов доходов в статусах «индивидуальный самозанятый - наемный работник» и «работо-
датель - наемный работник» - в сравниваемых моделях значимо отличаются на уровне значимости 6% (статистика в рамках нулевой гипотезы подчинена асимптотическому ^2-расперделению с семью степенями свободы). На этом уровне значимости, согласно результатам данного теста, можно предпочесть модель с фиксированными эффектами ввиду несостоятельности оценок коэффициентов в модели со случайными эффектами.
ЬИ-тест показал необходимость учета индивидуальных эффектов и в модели для 2000-2002 гг. (статистика в тесте равна 440,89). Тест Хаусмана выявил значимое отличие соответствующих коэффициентов в моделях с фиксированными и случайными эффектами (статистика - 24,37) на уровне значимости 1%. То есть и для этого периода времени рассмотренная модель со случайными эффектами дает несостоятельные оценки коэффициентов.
Несмотря на то, что, согласно формальным тестам, можно предпочесть модели с фиксированными эффектами, не следует делать это безоговорочно. Вернемся к экономическому смыслу этих моделей и входящих в них объясняющих переменных. К сожалению, из оставшихся в моделях с фиксированными эффектами переменных только уровень безработицы и разности прогнозов доходов могут, по крайней мере теоретически, достаточно существенно изменяться во времени для отдельного индивидуума. Остальные переменные, включенные в модели в качестве объясняющих, либо растут исключительно благодаря течению времени (возраст, квадрат возраста), либо изменяются незначительно, точнее говоря, редко. Эти изменения в краткосрочном периоде не влияют на решение отдельных индивидуумов сменить свой статус занятости. Именно с точки зрения краткосрочного воздействия на индивидуума будут интерпретированы результаты, полученные в рамках моделей с фиксированными эффектами.
Для более полного понятия экономической ситуации, несмотря на то, что на 5-процентном уровне значимости это будет противоречить двум из трех результатов тестов Хаусмана, можно рассмотреть экономический смысл оценок коэффициентов в моделях со случайными эффектами. Поскольку в алгоритме выполнения этих оценок присутствует доля межгрупповых оценок, то ряд переменных (не значимых в модели с фиксированными эффектами) приобретает новый экономический смысл. Они становятся контролирующими в рамках межгруппового анализа. То есть выявляют различия в поведении отдельных индивидуумов, отличающихся по своим социально-экономическим характеристикам. Термин «группа» в данном случае использован в эконометрическом смысле, в рамках данного исследования - это отдельный индивидуум.
Наличие индивидуальных эффектов привело к занижению стандартных ошибок в пул-моделях. В результате в приведенных в табл. 9 пул-моделях занижены уровни значимости оценок коэффициентов. Хотя, как и следовало ожидать, оценки большинства коэффициентов в этих моделях достаточно близки к оценкам, полученным в моделях со случайными эффектами.
Из оценок в рамках модели с фиксированными эффектами видно, что, если оценивать ситуацию на рынке труда в течение всего рассматриваемого периода времени, с 1994 по 2002 гг., то наблюдается тенденция вынужденного «выбора» статуса индивидуального самозанятого. Индивидуальные самозанятые приняли свой статус, отказываясь от статуса наемного работника, несмотря на прогнозирование снижения доходов при этом выборе по отношению к доходам в статусе наемного работника (см. оценку коэффициента при прогнозе логарифмов соответствующих
доходов). Интерпретация оценок аналогичных коэффициентов, полученных для Болгарии, Чехии, Венгрии и Польши, приведена в работе [14]: снижение разности прогнозов доходов в этой работе повышало отношение вероятности выбрать статус индивидуального самозанятого к вероятности выбрать статус наемного работника. По словам авторов, это - один из признаков вынужденного выбора. Но можно дать и другую интерпретацию данного коэффициента. Повышение разницы между прогнозируемыми доходами индивидуума в статусе индивидуального самозанятого и наемного работника (а мы помним, что эта разница положительная, см. рис. 2 и табл. 7) снижает отношение вероятности стать индивидуальным самозанятым к вероятности стать наемным работником. Это может быть результатом того, что повышение разницы доходов, очевидно, подразумевает и повышение барьеров входа в этот статус.
Вместе с этим, судя по оценкам, приведенным в табл. 9, есть еще одно интересное явление. Прогноз более высоких доходов в статусе работодателя по отношению к доходам наемного работника увеличивает вероятность стать индивидуальным самозанятым по отношению к вероятности стать наемным работником. Это можно объяснить тем, что среди индивидуальных самозанятых все-таки существует значительная доля людей, которые осознанно выбрали этот статус как способ повышения доходов с надеждой в дальнейшем стать работодателями. Напомним, в данном случае речь идет об оценках в рамках модели с фиксированными эффектами за весь период времени, с 1994 по 2002 гг.
Идея о смешанном характере статуса индивидуального самозанятого, с точки зрения добровольности выбора этого статуса, отчасти подтверждается тем, что уровень безработицы оказывается значим только на 20-процентном уровне значимости и то только по оценкам за весь период времени - с 1994 по 2002 гг. То есть лишь для части индивидуумов уход в индивидуальную самозанятость явился скрытой формой безработицы - вынужденным выбором в условиях невозможности найти работу в качестве наемного работника.
Интересные результаты дает модель с фиксированными эффектами, если ее использовать для сравнения поведения индивидуумов до и после кризиса 1998 г. (табл. 9). До кризиса прогноз более высоких доходов индивидуума в статусе индивидуального самозанятого по сравнению со статусом наемного работника увеличивал шансы работника уйти в индивидуальную самозанятость. Это видно по росту отношения вероятности выбора статуса индивидуального самозанятого к вероятности выбора статуса наемного работника при увеличении разности прогнозов соответствующих доходов13' до 1998 г. По-видимому, в тот период времени выбор индивидуальной самозанятости был осознанным способом защиты от наблюдавшегося снижения реальных доходов (см. рис. 2). Статус работодателя, по-видимому, играл роль альтернативной занятости, и увеличение разности прогнозов доходов в статусе работодателя и доходов в статусе наемного работника уводило людей из индивидуальной самозанятости. Оценки после кризиса по этим параметрам оказались, к сожалению, не значимы.
Рассмотрим оценки коэффициентов в рамках моделей со случайными эффектами. Согласно тестам Хаусмана, они не являются состоятельными, тем не ме-
13) Авторы работы [14] оценивали подобный эффект по данным за 1993 г. (не использовали панельных наблюдений), но, к сожалению, в их работе этот эффект для России по результатам двухстороннего <:-теста оказался статистически незначим.
нее, как уже было сказано выше, они интересны из-за наличия в них доли межгрупповых эффектов.
Примененная ко всей выборке, с 1994 по 2002 гг., модель со случайными эффектами подтвердила, что для многих индивидуальных самозанятых выбор их статуса носил вынужденный характер - оценки коэффициентов при разностях прогнозов доходов практически совпадают с оценками, полученными в рамках модели с фиксированными эффектами. Вместе с этим учет межгрупповых отличий позволил показать, что уровень безработицы все-таки имеет положительное влияние на выбор индивидуальной самозанятости, это также говорит о вынужденном характере этого выбора как ухода от безработицы.
Оценки коэффициентов при других переменных являются вполне логичными и хорошо согласуются с предварительными ожиданиями. Например, оказывается, что возраст, в котором человек имеет наибольшую склонность стать индивидуальным самозанятым по отношению к склонности стать наемным работником, примерно равен 33 годам (это видно из оценок коэффициентов при переменных возраст и квадрат возраста). Успех родителей в собственном бизнесе повышает относительную вероятность стать индивидуальным самозанятым. Индивидуальным самозанятым свойственна уверенность в том, что они могут улучшить свою жизнь, и они в меньшей степени являются фаталистами, чем наемные работники.
Таблица 10.
Детерминанты выбора статуса работодателя
Объясняющие 1994-2002 1994-1996 2000-2002
переменные Роо1е<1 ЕЕ ИЕ Роо1е<1 ЕЕ ИЕ Роо1е<1 ЕЕ ИЕ
Мужчина 0,43) 1,63) 1,03) 2,3 0,31) 0,5
Возраст 0,33) 0,3 0,53) 0,1 -2,6 -0,2 0,33) 0,9 0,93)
(Возраст)2/100 -0,33) 0,07 -0,63) -0,2 6,2 0,2 -0,43) -1,2 -1,33)
Одинокий -0,04 -0,7 -0,3 -0,04 0,4 -0,1 -2,4 -1,42)
Образование 0,63) -0,3 1,73) 0,93) 2,52) 0,53) -1,9 1,23)
Высшее образование родителей 0,2 -0,4 -1,83) 0,2 -0,9 0,3 2,1 0,2
Успех родителей в собственном бизнесе 1,53) 2,52) 1,42) 4,53)
Администратор, крупный чиновник в 1990 г. 0,4 1,52) 0,3 1,2 0,72) 0,4
Неквалифицированный труд в 1990 г. 1,03) 2,13) 1,11) 2,6 1,03) 3,13)
Взятки 1,43) 2,53) 32,33) 1,02) 3,03)
Может улучшить свою жизнь 1,13) 2,63) 0,92) 3,42) 1,03) 2,73)
Соблюдает закон -0,23) -0,63) -0,3 -0,4 -0,21) 0,1
Фаталист -1,03) -1,63) -1,53) -2,72) -0,73) -3,73)
Продолжение таблицы
Объясняющие 1994-2002 1994-1996 2000-2002
переменные Pooled FE RE Pooled FE RE Pooled FE RE
Уровень
безработицы 0,02 0,04 -0,03 0,003 -0,79 0,27 0,03 0,14 0,12)
Разности прогно
зов логарифмов
доходов в ста-
тусах работода-
тель - наемный
работник -0,63) -1,12) -0,2 -0,43) -0,4 -0,5 -1,13) -9,93) -7,13)
Разности прог-
нозов логариф-
мов доходов:
работодатель -
индивидуаль-
ный самозаня-
тый 0,41) 1,2 -0,4 0,32) -0,2 0,4 1,33) 11,03) 7,73)
Константа -10,23) -25,63) -6,01) -47,6 -113) -25,83)
Число
наблюдений 15296 375 15296 4921 45 5472 7737 138 7737
Число
индивидуумов 83 3502 17 2329 51 3065
Log L -1035 -115 -696 -188 -10 -161 -707 -40 -497
s 4,99 5,75 6,97
Р 0,88 0,91 0,94
Примечания: 1) — уровень значимости 10%; 2) — уровень значимости 5%; 3) — уровень значимости 1%. Pooled — пул-модель, FE — модель с фиксированными эффектами, RE — модель со случайными эффектами. Робастные стандартные ошибки для пул-моделей.
Если говорить об изменениях, произошедших в 1998 г., то можно отметить, что вынужденный характер выбора статуса индивидуального самозанятого как ухода от безработицы подтвержден только после 1998 г. Но заметим, что отрицательное влияние разности прогнозов доходов в статусе индивидуального самозанятого и наемного работника, как уже упоминалось выше, носит двойственный характер. С одной стороны, это может говорить, о вынужденном выборе - он происходит даже при прогнозе снижения доходов. С другой стороны, отрицательный знак коэффициента может свидетельствовать о том, что после 1998 г. возросли барьеры входа в статус самозанятого и рост разности прогнозов доходов в статусе индивидуального самозанятого и наемного работника соответствует росту барьеров входа в статус индивидуального самозанятого, тем самым снижает относительную вероятность стать индивидуальным самозанятым.
Интересно отметить, что после 1998 г. возраст, соответствующий наибольшей склонности входа в индивидуальную самозанятость, равен примерно 36 годам, что несколько выше, чем за все время наблюдения - с 1994 по 2002 гг.
В дополнение к сказанному, судя по значимости коэффициентов, модель со случайными эффектами позволила выявить, что после 1998 г. в статусе индивидуальных самозанятых увеличилась доля индивидуумов, чьи родители имели выс-
шее образование и успех в организации собственного бизнеса, и индивидуумов, имевших опыт административной работы. Кроме того, после кризиса 1998 г. индивидуальные самозанятые чаще, чем наемные работники сталкивались с необходимостью давать взятку.
5.3. Детерминанты выбора статуса работодателя
Аналогичное исследование было проведено для выбора между статусами наемный работник - работодатель. В табл. 10 приведены оценки соответствующих логит-моделей. Зависимая переменная принимала значения: ноль - наемный работник, единица - работодатель.
Для моделей, оцененных по данным за 1994-2002 гг., ЬИ-тест показал наличие индивидуальных эффектов, статистика %2 в этом тесте равна 677,48. Статистика в тесте Хаусмана при тестировании модели со случайными эффектами против модели с фиксированными эффектами равна 32,18. Это говорит о значимом (на однопроцентном уровне значимости) отличии коэффициентов при соответствующих переменных в сравниваемых моделях. То есть оценки коэффициентов в модели со случайными эффектами несостоятельны и формально, согласно тесту Хаус-мана, следует предпочесть модель с фиксированными эффектами.
Для моделей, оцененных по данным за 1994-1996 гг., ЬИ-тест показал наличие индивидуальных эффектов, статистика %2 в этом тесте равна 55,36. Статистика в тесте Хаусмана на равенство коэффициентов в моделях с фиксированными и случайными эффектами равна 8,13. Согласно этому тесту, коэффициенты при регрессорах в сравниваемых моделях значимо отличаются лишь на уровне значимости 15% (статистика в рамках нулевой гипотезы подчинена асимптотическому %2-распределению с пятью степенями свободы). То есть на 5-процентном уровне значимости, согласно результатам данного теста, следует предпочесть модель со случайными эффектами ввиду ее эффективности.
Для моделей, оцененных по данным за 2000-2002 гг., ЬИ-тест показал наличие индивидуальных эффектов, статистика %2 в этом тесте равна 419,10. Тест Хаусмана не выявил значимое отличие соответствующих коэффициентов в моделях с фиксированными и случайными эффектами (статистика - 11,95). Согласно этому тесту о значимом отличии коэффициентов при соответствующих регрессо-рах можно говорить лишь на уровне значимости 16%. То есть и для этого периода времени на 5-процентном уровне значимости можно сделать вывод об эффективности модели со случайными эффектами.
Так же, как и выше, индивидуальные эффекты привели к занижению стандартных ошибок в пул-моделях, и мы не будем обсуждать экономический смысл полученных оценок коэффициентов в этих моделях.
Рассмотрим результаты, полученные по данным за 1994-2002 гг. В соответствии с тестом Хаусмана состоятельными для этого периода времени являются оценки коэффициентов в модели с фиксированными эффектами. К сожалению, значимым оказался только коэффициент при разнице между прогнозами логарифмов доходов индивидуума, если бы он занял статус работодателя и наемного работника. Отрицательный знак означает, что повышение разницы между прогнозами соответствующих доходов снижает отношение вероятности выбрать статус работодателя к вероятности выбрать статус наемного работника. По-видимому, это объясняется тем, что повышение разницы в доходах сопровождается рос-
том барьеров входа в статус работодателя. С ростом разницы в доходах снижается процент людей, которые могут преодолеть эти барьеры.
Дальнейший анализ коэффициентов, оцененных для периодов 1994-1996 и 2000-2002 гг., можно провести в рамках модели со случайными эффектами, не нарушая канонов эконометрики - не противореча тестам Хаусмана. Коэффициенты при большинстве переменных в рамках этой модели до 1998 г. оказались незначимы. Знаки значимых коэффициентов совпадают со знаками соответствующих коэффициентов после 1998 г. Поэтому ограничимся анализом ситуации после 1998 г.
Прежде всего, хочется отметить положительное влияние разницы прогнозов доходов в статусах работодателя и индивидуального самозанятого на склонность стать работодателем. Скорее всего, это влияние объясняется тем, что для большинства работодателей вход в самозанятость был сознательным стремлением к более высоким доходам, а не выдавливанием с рынка наемного труда. Выборочное знакомство с историями трудовой деятельности работодателей в рамках рассматриваемой панели данных подтверждает, что для многих респондентов статус работодателей явился продолжением развития их предпринимательских способностей в статусе индивидуальных самозанятых. По-видимому, статус индивидуальных самозанятых позволил им получить больше информации о рынке, приобрести необходимые связи, накопить необходимый капитал для перехода в предприниматели. После этого они развили собственный бизнес, перешли в статус работодателя, это сопровождалось повышением доходов.
Из полученных оценок коэффициентов при возрасте и его квадрате видно, что наибольшую склонность стать работодателем имели индивидуумы в возрасте примерно 34,5 лет.
Смысл остальных коэффициентов достаточно очевиден. Одиночество не свойственно работодателям. Более высокое образование и успех родителей в собственном бизнесе повышают шансы индивидуума оказаться в статусе работодателя. Интересно отметить, что занятие неквалифицированным трудом в 1990 г. (до выбора статуса занятости) повышает относительную вероятность выбора в пользу работодателя при альтернативе остаться наемным работником. Это можно объяснить тем, что вход в статус работодателя сопряжен с рисками, например риском не найти вновь работу после возможной неудачи в собственном бизнесе. Людям неквалифицированного труда нечего терять. Недостатка подобных рабочих мест, по их мнению, нет на рынке.
Из оценок также видно, что работодатели в большей степени, чем наемные работники, сталкивались в своей жизни с необходимостью давать взятки. Работодатели в большей степени, чем наемные работники, верят в то, что могут улучшить свою жизнь. Им не свойственно быть фаталистами.
6. Заключение
Изменение структуры рынка труда является одним из признаков приспособления общества к новым экономическим условиям, индикатором проводимых институциональных реформ и помогает предсказать их социально-экономические последствия.
Работа посвящена изучению лишь одного из сегментов рынка труда России 1994-2002 гг. - развитию самозанятости.
Эмпирическое исследование, выполненное на основе РМЭЗ, позволило выявить ряд характеристик, свойственных самозанятым.
Было показано, что среди индивидуальных самозанятых есть не только люди, вынужденно принявшие этот статус, не найдя применения своих способностей на рынке наемной рабочей силы в условиях роста безработицы, но и осознанно добровольно организующие собственное дело с целью повышения своих доходов и с перспективой стать работодателями.
Статус работодателя - результат добровольного выбора человека, обладающего более высоким человеческим капиталом, лучше умеющего приспосабливаться к меняющимся экономическим условиям, при необходимости способным нарушить закон и подкупить чиновников. Это выбор более высоких доходов и более высокой отдачи от своих предпринимательских способностей.
Кризис 1998 г. сохранил барьеры входа в самозанятость. По-видимому, рост барьеров входа в статус работодателя привел к тому, что мотивы входа в самозанятость, как способа повышения реальных доходов, проявились во времени по-разному для индивидуальных самозанятых и работодателей. Для индивидуальных самозанятых мотив повышения доходов выявлен в докризисный период, а для работодателей - после кризиса. Очевидно, последним требовалось больше времени для накопления начального капитала и организации собственного более масштабного бизнеса.
* * *
СПИСОК ЛИТЕРАТУРЫ
1. Капелюшников Р.И. Российский рынок труда: адаптация без реструктуризации. М.: ГУ ВШЭ, 2001.
2. Карцева М.А. Влияние образования на вероятность нахождения работы в России: Препринт № BSP/2002/058 R. М.: Российская экономическая школа, 2002.
3. Куприянова 3., Хахулша Л. Предпринимательская деятельность как основная и дополнительная работа // Экономические и социальные перемены: мониторинг общественного, мнения: Информ. бюл. 1998. № 2. С. 22-29.
4. Методологические положения по статистике. Вып. 1. М.: Госкомстат России, 1996.
5. Обзор занятости в России. Вып. 1 (1991-2000 гг.). М.: ТЕИС, 2002.
6. Регионы России. М.: Госкомстат России, 2002.
7. Российский статистический ежегодник. М.: Госкомстат России, 2003.
8. Сабиръянова К. Микроэкономический анализ динамических изменений на российском рынке труда // Вопросы экономики. 1998. № 1. С. 42-58.
9. Современные международные рекомендации по статистике труда. М.: Финстат-информ, 1994.
10. Средний класс в России: количественные и качественные оценки / Авт. коллектив: Е.М. Авраамова, Л.М. Григорьев, Т.П. Космарская и др. М.: ТЕИС, 2000.
11. Björklund A., Kjellström C. Estimating the Return to Investments in Education: How Useful is the Standard Mincer Equation? // Economics of Education Review. 2002. Vol. 21. P. 195-210.
12. Blanchflower D.G. Self-Employment in OECD Countries // Labour Economics. 2000. Vol. 7. P. 471-505.
13. Bruce D. Effects of the United States Tax System on Transitions into Self-Employment // Labour Economics. 2000. Vol. 7. P. 545-574.
14. Earle J.S., Sakova Z. Business Start-Ups or Disguised Unemployment? Evidence on the Character of Self-Employment from Transition Economies // Labour Economics. 2000. Vol. 7. P. 575-601.
15. Employment Outlook / OECD. Paris: OECD. 1992.
16. Evans D.S., Jovanovic B. An Estimated Model of Entrepreneurial Choice under Liquidity Constrains // The Journal of Political Economy. 1989. Vol. 97. P. 808-827.
17. Gittins J.S., Jones D.M. A Dynamic Allocation Index for the Sequential Design of Experiments // Progress in Statistics / Ed. by J.M. Gani. Amsterdam: North-Holland, 1974.
18. Greene W.H. Econometric Analysis. Prentice Hall, 2000.
19. Hosmer D.W., Lemeshow S. Applied Logistic Regression. John Wiley & Sons, 2000.
20. Johnson W.R. A Theory of Job Shopping // The Quarterly Journal of Economics. 1978. Vol. 92. P. 261-278.
21. Jovanovic B. Job Matching and the Theory of Turnover // The Journal of Political Economy. 1979. Vol. 87. P. 973-990.
22. Kanbur S.M. Of Risk Taking and the Personal Distribution of Income // The Journal of Political Economy. 1979. Vol. 87. P. 769-797.
23. Kanbur S.M. Entrepreneurial Risk Taking, Inequality, and Public Policy: An Application of Inequality Decomposition Analysis to the General Equilibrium Effects of Progre s-sive Taxation // The Journal of Political Economy. 1982. Vol. 90. P. 1-21.
24. Kihlstrom R.E., Laffont J-J. A General Equilibrium Entrepreneurial Theory of Firm Formation Based on Risk Aversion // The Journal of Political Economy. 1979. Vol. 87. P. 719-748.
25. Knight F.H. Risk, Uncertainty and Profit. N. Y.: Houghton Mifflin, 1921.
26. Miller R.A. Job Matching and Occupational Choice // The Journal of Political Economy. 1984. Vol. 92. P. 1086-1120.
27. Mincer J., Polachek S. Family Investment in Human Capital: Earnings of Women // Journal of Political Economy. 1974. Vol.82. P. S76-S108.
28. Murphy K.M., Shleifer A., Vishny R.W. The Allocation of Talent: Implication for Growth // The Quarterly Journal of Economics. 1991. Vol. 106. P. 503-530.
29. OECD. Labour Force Statistics, 1970-1990. Paris, 1992.
30. Schuetze H.J. Taxes, Economic Conditions and Recent Trends in Male Self-Employment: a Canada-US Comparison // Labour Economics. 2000. Vol. 7. P. 507-544.
Приложение
Статусные группы
Статусные группы выделялись с учетом вторичной занятости. Анкеты РМЭЗ позволяют это сделать, поскольку содержат серии вопросов, начинающиеся следующим образом: «Давайте поговорим о Вашей основной работе. Если Вы заняты на нескольких работах, расскажите о той, которую Вы считаете основной», «Если Вы заняты еще на нескольких работах, расскажите о той, которую Вы считаете наиболее важной после основной», «Скажите, пожалуйста, в течение последних 30 дней Вы занимались (еще) какой-нибудь работой, за которую Вам заплатили или должны заплатить? Может быть, Вы сшили кому-то платье, подвезли кого-нибудь на машине, занимались репетиторством, помогли кому-то с ремонтом квар-
тиры, машины, купили и доставили продукты, ухаживали за больными, продавали свои или купленные продукты или товары на рынке или на улице, челночили или делали что-то другое?»
Выборки респондентов для формирования специфических групп занятости формировались последовательно в несколько этапов. Ниже кратко описаны этапы (алгоритмы) построения этих выборок.
В разряд работодателей на первом этапе построения выборки включались респонденты, которые после утвердительного ответа на вопросы: «А Вы лично являетесь владельцем или совладельцем предприятия, на котором Вы работаете?», или «Как Вы думаете, Вы работаете на своем собственном предприятии?», на вопрос: «Скажите, пожалуйста, какая часть этого предприятия принадлежит Вам, сколько процентов?», выбрали ответ: «От пятидесяти одного до ста процентов». Затем из этих кандидатов в работодатели были исключены индивидуумы следующих профессий: инженеры по электронике и телекоммуникациям, инженеры-механики, архитекторы, инженеры и аналогичные профессионалы, биологи, ботаники, зоологи и аналогичные профессионалы, преподаватели в колледжах, университетах и сфере высшего образования, учителя средних школ, техники в области химии, физики и науки, чертежники, технический персонал в области физики и инженерных наук, инженеры без высшего образования, лаборанты, административные секретари и аналогичные профессионалы, таможенники и пограничные инспектора, атлеты, спортсмены и аналогичные профессионалы, клерки фондового рынка, официанты и бармены, тюремные охранники, работники служб безопасности, вспомогательные работники сельского хозяйства и рыбодобывающей промышленности, токари, механики, операторы оборудования или заводов - производителей энергии, операторы паровых и бойлерных установок, операторы машин и монтажники, обслуживающий персонал зданий, носильщики и доставщики сообщений, пакетов и багажа, домохозяйки, студенты, ученики, безработные. К оставшимся работодателям были добавлены те, кто на своей второй работе являлся главным менеджером оптовой или розничной торговли, имел при этом подчиненных и на вопрос: «Скажите, пожалуйста, на этой работе Вы работаете на предприятии, в организации? Мы имеем в виду любую организацию, в которой работает более одного человека, независимо от того, частная она или государственная. Например, любые учреждения, заводы, фирмы, колхозы, совхозы, фермерские хозяйства, магазины, армию, государственные службы и прочие организации», ответил: «Не на предприятии, не в организации». Кроме этого, к работодателям были добавлены те, кто в разделе вопросов о первичной занятости на вопрос: «Скажите, пожалуйста, на этой работе Вы работаете на предприятии, в организации? Мы имеем в виду любую организацию, в которой работает более одного человека, независимо от того, частная она или государственная. Например, любые учреждения, заводы, фирмы, колхозы, совхозы, фермерские хозяйства, магазины, армию, государственные службы и прочие организации», ответил: «Не на предприятии, не в организации» После этого положительно ответил на вопрос: «У Вас есть подчиненные на этой работе?», а затем на вопрос: «И еще один вопрос. Посмотрите, пожалуйста, на список. Прочтите его внимательно и скажите, какой ответ лучше всего описывает Ваше основное занятие в настоящее время. Мы просим Вас выбрать только один ответ», выбрал ответ: «Фермер», «Предприниматель», или «Работаете не на предприятии, в организации, учреждении, колхозе, совхозе, кооперативе». Из этого списка были исключены плотники, столяры и индивидуумы упомянутых выше (в этом абзаце) профессий.
Далее из оставшейся части населения, т.е. из тех, кто не попал в разряд работодателей, были выявлены индивидуальные самозанятые. Это происходило следующим образом. Потенциальными кандидатами попасть в этот статус были те, кто на вопрос: «Скажите, пожалуйста, на этой работе Вы работаете на предприятии, в организации? Мы имеем в виду любую организацию, в которой работает более одного человека, независимо от того, частная она или государственная. Например, любые учреждения, заводы, фирмы, колхозы, совхозы, фермерские хозяйства, магазины, армию, государственные службы и прочие организации», ответил: «Не на предприятии, не в организации». При этом у него нет подчиненных на работе, о чем можно судить по соответствующему ответу на вопрос: «У Вас есть подчиненные на этой работе?» и он в ответ на вопрос: «И еще один вопрос. Посмотрите, пожалуйста, на список. Прочтите его внимательно и скажите, какой ответ лучше всего описывает Ваше основное занятие в настоящее время. Мы просим Вас выбрать только один ответ», выбрал один из следующих вариантов ответа: «Фермер», «Предприниматель». Далее к индивидуальным самозанятым были добавлены те, кто не имеет подчиненных, при этом выбрал «Предприниматель» в качестве основного занятия в настоящее время и вместе с этим утвердительно ответил на вопрос: «А Вы лично являетесь владельцем или совладельцем предприятия, на котором Вы работаете?». Но полученная выборка была сокращена путем удаления из нее респондентов следующих сомнительных для того, чтобы их считать индивидуальными самозанятыми, профессий14): экономисты, транспортные клерки, подсобные рабочие в сельском хозяйстве и рыболовстве, мотористы-операторы на фермах и в лесных хозяйствах, носильщики и доставщики сообщений, пакетов и багажа, домохозяйки, студенты, ученики, безработные. Описанные выше действия были выполнены как для первой, так и для второй работ респондентов. Кроме этого, к группе индивидуальных самозанятых были добавлены те, кто не имел подчиненных и при этом на вопрос: «Скажите, пожалуйста, на этой работе Вы работаете на предприятии, в организации? Мы имеем в виду любую организацию, в которой работает более одного человека, независимо от того, частная она или государственная. Например, любые учреждения, заводы, фирмы, колхозы, совхозы, фермерские хозяйства, магазины, армию, государственные службы и прочие организации», ответил: «Не на предприятии, не в организации» и на вопрос: «Как Вы считаете, на этой работе Вы занимаетесь предпринимательской деятельностью?», ответил утвердительно, до раунда 8, включительно15', или на вопрос: «На этой работе Вы занимаетесь...?», ответил: «Предпринимательством или индивидуальной трудовой деятельностью», после раунда 8. Те же критерии были использованы для выявления индивидуальных самозанятых в рамках вторых работ респондентов. Полученная выборка была сокращена путем удаления из нее
14) Эта предосторожность вызвала занижение оценки численности индивидуальных самозанятых, но ввиду того, что численность самозанятых очень мала по сравнению с численностью наемных работников (см. табл. 2), перенос незначительного количества самозанятых в разряд наемных работников сохранит прежние знаки эконометрических оценок. Обратная ситуация более опасна: ошибочный перенос даже небольшого количества наемных работников в статус индивидуальных самозанятых может значимо исказить эконометрические оценки.
15) Такое разделение по раундам связано с добавлением в анкеты некоторых вопросов, касающихся самозанятости, начиная с раунда IX. Кстати, эти вопросы были добавлены по просьбе Джона Эрла - автора работы [14].
респондентов специальностей, перечисленных выше в этом абзаце. В группу индивидуальных самозанятых были также добавлены респонденты, которые на вопрос: «Давайте поговорим о Вашем основном занятии в настоящее время...», ответили: «... сейчас нет работы», при этом в ответ на вопрос: «И еще один вопрос. Посмотрите, пожалуйста, на список. Прочтите его внимательно и скажите, какой ответ лучше всего описывает Ваше основное занятие в настоящее время. Мы просим Вас выбрать только один ответ» выбрали один из следующих вариантов ответа: «Фермер», «Предприниматель». Далее в группу индивидуальных самозанятых были добавлены те, кто отвечал, что у них сейчас нет работы, но при этом они утвердительно отвечали на вопрос: «Скажите, пожалуйста, в течение последних 30 дней Вы занимались (еще) какой-нибудь работой, за которую Вам заплатили или должны заплатить? Может быть, Вы сшили кому-то платье, подвезли кого-нибудь на машине, занимались репетиторством, помогли кому-то с ремонтом квартиры, машины, купили и доставили продукты, ухаживали за больными, продавали свои или купленные продукты или товары на рынке или на улице, челно-чили или делали что-то другое?», при условии, что доход от этой работы составлял более половины всех доходов за последние тридцать дней, и они не являлись поварами, социологами, антропологами и аналогичными специалистами, почтовыми курьерами и сортировщиками почты, офисными служащими, бухгалтерами, помощниками и уборщиками в офисах, гостиницах и учреждениях, смо трителями зданий. Ввиду отсутствия соответствующих вопросов в анкетах РМЭЗ в выделенную группу индивидуальных самозанятых не вошли члены производственных кооперативов и занятые домашним производством.
Критерии безработицы проверялись следующим образом. На вопрос: «Давайте поговорим о Вашем основном занятии в настоящее время.» был получен ответ: «... сейчас нет работы». На вопрос: «Скажите, пожалуйста, в течение последних 30 дней Вы занимались (еще) какой-нибудь работой, за которую Вам заплатили или должны заплатить? Может быть, Вы сшили кому-то платье, подвезли кого-нибудь на машине, занимались репетиторством, помогли кому-то с ремонтом квартиры, машины, купили и доставили продукты, ухаживали за больными, продавали свои или купленные продукты или товары на рынке или на улице, челно-чили или делали что-то другое?» респондент отвечал отрицательно. Упомянутые выше вопросы с соответствующими ответами позволили выявить отсутствие работы (доходного занятия) у респондента. Критерий поиска работы проверялся на вопросе: «Вы обращались куда-нибудь или к кому-нибудь в поисках работы в течение последних 30 дней?». Критерий готовности приступить к работе не проверялся, поскольку единственный близкий к этому критерию вопрос: «Если бы на прошлой неделе Вам предложили подходящую работу, Вы смогли бы приступить к ней сразу?» появился в анкетах только начиная с восьмого раунда, причем этот вопрос не соответствует практике Госкомстата или Евростата - готовности приступить к работе в течение двух недель со дня проведения интервью.
Возрастной диапазон экономической активности был ограничен интервалом от 15 до 72 лет.
Доходы
При оценке ежемесячных доходов респондента основным источником информации был ответ на вопрос: «Попробуйте вспомнить, сколько всего денег в
течение последних 30 дней Вы лично получили. Пожалуйста, посчитайте все: зарплату, пенсии, премии, прибыли, пособия, материальную помощь, случайные заработки и другие денежные поступления, в том числе и в валюте, но валюту переведите в рубли». В табл. П1 приведена статистика по числу ответивших на данный вопрос.
Таблица П1.
Ответы на прямой вопрос о доходах за последние 30 дней
Безработные Наемные работники Самозанятые
работодатели индивидуальные
Раунд всего в том числе, нет ответа всего в том числе, нет ответа всего в том числе, нет ответа всего в том числе, нет ответа
N N % N N % N N % N N %
V 427 26 6,09 4790 230 4,8 30 2 6,67 101 13 12,87
VI 405 0 0 4447 7 0,16 46 0 0 92 0 0
VII 465 12 2,58 4251 151 3,55 48 10 20,8 103 12 11,65
VIII 526 14 2,66 4074 124 3,04 58 17 29,3 146 18 12,33
IX 433 21 4,85 4308 115 2,67 89 19 21,4 130 20 15,38
X 447 15 3,36 4876 161 3,3 85 12 14,1 163 23 14,11
XI 441 16 3,63 5060 148 2,92 108 11 10,2 174 16 9,2
Из табл. П1 виден высокий процент неответивших на данный вопрос среди самозанятых. В анкетах есть вопросы, позволяющие восполнить некоторые пропуски в ответах на приведенный выше вопрос о доходах, эти вопросы звучат одинаково для первой и второй работы респондента: «Сколько денег в течение последних 30 дней Вы получили по основному месту работы после вычета налогов и отчислений? Если все или часть денег Вы получили в иностранной валюте, переведите, пожалуйста, все в рубли и назовите общую сумму», а также вопрос о дополнительных заработках, не относящихся к первой и второй работам: «Сколько всего денег в течение последних 30 дней Вам заплатили за всю эту работу? Если оплата производилась в неденежной форме, оцените, сколько это, примерно, будет в рублях?». В табл. П2 приведена статистика по ответам о доходах после заполнения пропусков на основе приведенных выше вопросов. Из таблицы видно, что данная методика позволила снизить число пропусков в информации о доходах наемных работников и самозанятых в большинстве раундов.
Для вычисления реальных доходов в качестве дефлятора использовался дефлятор, построенный организаторами опросов РМЭЗ на основе выборочной проверки цен в населенных пунктах по месту жительства респондентов. Этот дефлятор был восстановлен делением переменных Ипсш_п (общий номинальный доход домохозяйства) на Ипсш_г (общий реальный доход домохозяйства). В случаях пропусков значения дефлятора были получены делением аналогичных переменных для расходов домохозяйства (1о1ехрп на 1о1ехрг). Упомянутые выше переменные находятся в файлах РМЭЗ, содержащих экономические переменные (сконструированные экономические переменные), озаглавленные «Доходы домохозяйства» и «Расходы домохозяйства».
Таблица П2.
Информация о доходах за последние 30 дней после заполнения пропусков
Безработные Наемные работники Самозанятые
работодатели индивидуальные
Раунд всего в том числе, всего в том числе, всего в том числе, всего в том числе,
нет ответа нет ответа нет ответа нет ответа
N N % N N % N N % N N %
V 427 26 6,09 4790 152 3,17 30 1 3,33 101 12 11,88
VI 405 0 0 4447 7 0,16 46 0 0 92 0 0
VII 465 12 2,58 4251 128 3,01 48 10 20,8 103 10 9,71
VIII 526 14 2,66 4074 94 2,31 58 14 24,1 146 16 10,96
IX 433 21 4,85 4308 71 1,65 89 17 19,1 130 17 13,08
X 447 15 3,36 4876 133 2,73 85 10 11,8 163 21 12,88
XI 441 16 3,63 5060 111 2,19 108 11 10,2 174 16 9,2
