CC BY
122
ЭКОНОМИКА ТРУДА
Том 4 • Номер 2 • Апрель-июнь 2017 ISSN 2410-1613 Russian Journal of Labor Economics
издательство
Креативная экономика
размер минимальной заработной платы как инструмент социальной политики
Коокуева В.В. 1
1 Российский экономический университет им. Г.В. Плеханова, Москва, Россия
АННОТАЦИЯ:_
В статье поднимаются проблемы несоответствия размера МРОТ конституционным гарантиям, невыполнения социальной и защитной функции. Приведена статистика по динамике размера МРОТ, прожиточного минимума, индекса потребительских цен. Выявлены регионы с самым высоким уровнем населения с низкими доходами. Проведен статистический анализ, корреляционно-регрессионный анализ. Рассчитано, что размер МРОТ не влияет на среднедушевые доходы. Анализ взаимосвязи МРОТ и уровня безработицы не позволяет сделать однозначные выводы. Автором была составлена корреляционно-регрессионная модель зависимости размера среднедушевых доходов населения от размера минимальной заработной платы и номинального размера зарплаты, в результате которой было доказано, что размер минимальной зарплаты оказывает незначительное влияние на рост доходов. Это свидетельствует о низкой социальной функции минимальной зарплаты.
Статья написана при поддержке РФФИ в рамках гранта № 16-06-00327 «Совершенствование методологии определения минимального размера оплаты труда в целях реализации социальной защиты работающих граждан».
КЛЮЧЕВЫЕ СЛОВА: минимальный размер оплаты труда, прожиточный минимум, среднедушевые доходы, безработица, корреляционно-регрессионный анализ.
Amount of the minimum wage as a tool of social policy Kookueva V.V. 1
1 Plekhanov Russian University of Economics, Russia
Введение
Российская Федерация является страной, в которой, с одной стороны, провозглашаются социальные нормы и гарантии в Конституции, с другой стороны, эти гарантии либо не исполняются, либо неэффективны, формальны. Так, согласно основному закону страны, размер минимальной заработной платы должен быть не ниже прожиточного минимума. Однако, согласно статистическим данным, в 2016 году в России насчитывалось 19,8 млн человек с доходами ниже прожиточного минимума (ПМ), что составляет 13,5% населения страны.
Общепризнано, что минимальный размер оплаты труда как инструмент должен выполнять социальную функцию и защищать наемного
работника от неправомерной эксплуатации со стороны работодателя, содействовать выполнению социальных гарантий работающих граждан. На наш взгляд, в Российской Федерации МРОТ свою социальную и защитную функцию не выполняет. Более того, проблемы еще глубже: так, в числе бедных граждан большой процент людей с высшим образованием и хорошей квалификацией, высока дифференциация между регионами, отраслями и высок разрыв между оплатой труда руководителя организации и средней заработной платой работников организации.
С 1 июля 2016 года МРОТ повышен до 7500 рублей, с 1 июля 2017 г. - до 7800 рублей. Динамика размера МРОТ показана на рисунке 1.
Видно, что минимальный размер оплаты труда возрастает, но необходимо сравнить динамику роста величины прожиточного минимума трудоспособного населения и их соотношение. Наиболее наглядно рисунке 2 представляет отношение величины МРОТ к величине прожиточного минимума.
Конечно же, если сравнить с данными начала 2000-х годов, то показатели улучшились, однако нормы, закрепленные в законодательстве, все же на протяжении последних 16 лет не выполнялись. Все же следует отметить положительную динамику последних лет, где видно, что величина МРОТ достигла 70% от прожиточного минимума.
Рассмотрим влияние МРОТ на размер среднедушевых доходов. Выясним, выполняет ли МРОТ воспроизводственную функцию, т.е. какова роль МРОТ в формирова-
ABSTRACT:_
The article considers the issues of discrepancy between the minimum wage and constitutional guarantees, and the issues of non-fulfillment of social and protective functions. We show the statistics on the dynamics of the minimum wage, subsistence wage and consumer price index. We reveal the regions with the highest level of population with low incomes. We have conducted statistical analysis and correlation-regression analysis. We calculated that the amount of the minimum wage has no impact on per capita incomes. The analysis of correlation between the minimum wage and the unemployment rate does not allow drawing unequivocal conclusions. The author made a correlation-regression model of the dependence of the per capita income of the population on the size of the minimum wage and nominal wage. The author proved that the minimum wage has a small impact on income growth. This indicates a low social function of the minimum wage.
KEYWORDS: minimum wage, subsistence wage, per capita income, unemployment, correlation-regression analysis.
JEL Classification: J30, J38, J60 Received: 01.06.2017 / Published: 30.06.2017
© Author(s) / Publication: CREATIVE ECONOMY Publishers For correspondence: Kookueva V.V. (kookueva.vv0gmail.com)
CITATION:_
Kookueva V.V. (2017) Razmer minimalnoy zarabotnoy platy kak instrument sotsialnoy politiki [Amount of the minimum wage as a tool of social policy]. Ekonomika truda. 4. (2). - 73-84. doi:10.18334/et.4.2.38186
ОБ АВТОРЕ:_
Коокуева Виктория Владимировна, доцент кафедры финансового менеджмента, кандидат экономических наук, доцент (kookueva.vv0gmail.com)
ЦИТИРОВАТЬ СТАТЬЮ:_
Коокуева В.В. Размер минимальной заработной платы как инструмент социальной политики // Экономикатруда. - 2017. -Том 4. - №2.-С. 73-84. сЫ: 10.18Э38/-7.4.2.38186
Результаты регрессионного анализа
Регрессионная статистика
Множественный Р 0,999367262
Р-квадрат 0,998734924
Нормированный Р-квадрат 0,998540297
Стандартная ошибка 356,0848563
Наблюдения 16
Дисперсионный анализ
сК ББ МБ Р Значимость Р
Регрессия 2 1301320113 650660056,3 5131,533139 1.458Е-19
Остаток 13 1648353,524 126796,4249
Итого 15 1302968466
Коэффициенты Стандартная ошибка 1-статистика Р-значение Нижние 95% Верхние 95% Нижние 95,0% Верхние 95,0%
У-пересе-чение 694,6580657 193,2517757 3,594575332 0,003265567 277,1629868 1112,153145 277,163 1112,153
Переменная Х1 0,321349213 0,205722775 1,562049768 0,1422829 -0,123 087822 0,765786248 -0,12309 0,765786
Переменная Х2 0,795832338 0,041544682 19,15605814 6.53943Е-11 0,70608051 0,885584166 0,706081 0,885584
нии среднедушевых доходов населения. В качестве второго фактора возьмем номинальный размер средней заработной платы по стране в целом.
Проведем статистический анализ, построим корреляционно-регрессионную модель, где в качестве у возьмем размер среднедушевых доходов населения, а в качестве переменных х1 - размер МРОТ, х2 - номинальный размер средней заработной платы.
В таблице 1 отражены результаты статистического регрессионного анализа зависимости среднедушевых доходов от размера МРОТ и номинального размера заработной платы.
В результате расчетов получилось уравнение
У=694,65+0,3213Х1+0,7958Х2.
Видно, что влияние факторов положительное. Однако видно, что влияние размера МРОТ на размеры среднедушевых доходов невысокое - 0,3213, а влияние номинального размера заработной платы достаточно высокое - 0,7958. Отсюда следует, что размер среднедушевых доходов не сильно зависит от размера МРОТ, - видимо, по причине его низкого размера.
Проверим полученные результаты. Коэффициент детерминации Я2 равен 0,99, это очень высокое значение, что может свидетельствовать о статистической значимости исследуемых факторов.
Проверка автокорреляции остатков проведена с помощью критерия Дарбина -Уотсона:
В нашем случае получен результат 1,3923. Сравниваем с табличными данными при п=2 т=16, где верхним значением является 1,37, нижним - 1,10. Наш результат выше верхнего значения, но меньше 2, что свидетельствует о том, что отсутствует автокорреляция остатков. Также нами был получен результат автокорреляции остатков с помощью теста Бреша-Годфри, где наблюдаемое значение меньше критического, что говорит о том, что авто-корреляции нет.
Кроме того был проведен анализ данных на гетероскедастичность с помощью теста Уайта. В результате проведенного анализа был получен статистически значимый коэффициент детерминации - 0,72.
Составление наблюдаемой статистики ХоЪя = лй2- Данное значение сравнивается с табличным значением распределения Хи-квадрат на уровне значимости а при числе степеней свободы (т-1), т - количество параметров в последней регрессии. Проверяем 16*0,7184 = 11,49, что меньше табличного значения 24,99. Это свидетельствует об отсутствии гетероскедастичности.
Таким образом, данные расчеты показали, что полученная регрессионная модель статистически значима. Анализ данной модели позволяет сделать вывод о низкой роли МРОТ в формировании средних душевых доходов населения.
Таблица 2
Динамика изменения мрот, уровня безработицы и численности безработных
в 2000-2015 годах
Годы МРОТ Безработные, тыс. чел. по РФ Уровень безработицы, % Годы МРОТ Безработные, тыс. чел. по РФ уровень безработицы, %
2000 132 7699,5 10,6 2008 2300 4697,0 6,2
2001 200 6423,7 9 2009 4330 6283,7 8,3
2002 450 5698,3 7,9 2010 4330 5544,2 7,3
2003 600 5933,5 8,2 2011 4330 4922,4 6,5
2004 600 5666,0 7,8 2012 4611 4130,7 5,5
2005 720 5242,0 7,1 2013 5205 4137,4 5,5
2006 1100 5250,2 7,1 2014 5554 3889,4 5,2
2007 2300 4518,6 6 2015 6204 4263,9 5,56
2016 7500 4243,5 5,5
Таблица 3
Корреляция между показателями МРОТ и безработицы
Показатель 1 Показатель 2 Коэффициент корреляции
Размер МРОТ Численность безработных в целом по стране -0,675673367
Размер МРОТ Уровень безработицы в целом по стране -0,718753494
МРОТ в сопоставимых ценах Численность безработных в целом по стране -0,631658075
МРОТ в сопоставимых ценах Уровень безработицы в целом по стране -0,686674267
Рассмотрим изменения размера МРОТ, уровня безработицы и числен-ности безработных. Из таблицы 2 видно, что в номинальном выражении размер МРОТ возрастает, уровень безработицы и численность безработных снижается. Понятно, что уровень безработицы не может снижаться из-за номинального роста МРОТ, так как существует еще множество других факторов. Однако необходимо проверить, действительно ли рост МРОТ провоцирует рост числа безработных или уровня безработицы.
Для начала проверим связь между показателями. В таблице 3 представлены рассчитанные коэффициенты корреляции между размером МРОТ в фактических и сопоставимых ценах 2000 года с количеством безработных и уровнем безработицы.
Видно, что во всех случаях связь между этими показателями отрицательная и средняя, только лишь в случае «размер МРОТ - уровень безработицы в целом по стране»
коэффициент корреляции равен -0,7187, что говорит о более сильной связи по сравнению с другими показателями.
Проведем корреляционно-регрессионный анализ. Для проведениясравнительного анализа будем использовать линейную функцию, сравним коэффициенты детерминации и формулы.
По данным за 2000-2015 годы была построена корреляционно-регрессионная модель зависимости размера МРОТ и количества безработных в целом по стране. Видно, что разброс данных достаточно широк, о чем свидетельствует коэффициент
^ 9000,0 у = -0,3152х + 6115,1
| 8000,0 о2_
й 7000,0
R2 = 0,4565
^ 6000,0
5000,0
0 4000,0 ю '
а. 3000,0
т
2000,0 т 1000,0
1
о 0,0
0 1000 2000 3000 4000 5000 6000 7000
размер МРОТ, руб
Рисунок 3. Взаимосвязь МРОТ и количества безработных в целом по РФ
о ш
О 0
ю у
12
10
у = -0,0005х + 8,4213 3 = 0,51(56
•
• • • •
• • ...... '■Я
ш ю
■О X
ш со
о
>
1000 2000 3000 4000 5000 размер МРОТ, руб.
6000
7000
4
Рисунок 4. ВзаимосвязьМРОТ и уровня безработицы в целом по РФ
детерминации - 0,456. Так, в 45% случаев зависимость описывается уравнением у = -0,3152х + 6115,1. С ростом размера МРОТ численность безработных будет незначительно снижаться.
При проведении аналогичных расчетов, где в качестве х был взят размер МРОТ в сопоставимых ценах 2000 года, разброс еще выше, но зависимость также отрицательная, слабая. Коэффициент детерминации равен 0,399.
Рис. 4 показывает, что для 51,6% случаев с ростом МРОТ снижается уровень безработицы, что описывается уравнением у = -0,0005х + 8,4213.
В связи с тем, что Россия является страной с высокой дифференциацией показателей социально-экономического развития, нахождение связей между показателями в целом по стране дает невысокое значение коэффициента детерминации.
Рассмотрим, как изменится уровень безработицы и количество безработных при изменении размера МРОТ. Смоделируем ситуацию. Сейчас мы знаем, что с 1 июля 2016 года МРОТ увеличился и составил 7500 руб., увеличение составило 20% по сравнению с 6204 руб.
Исходя из расчетов, представленных в таблице 4, видно, что рост размера МРОТ на 20% приведет к снижению численности безработных на 12% и к снижению уровня безработицы на 16%. Получается, что в среднем по стране повышение размера МРОТ должно положительно сказаться на ситуации, связанной с безработицей. Однако, в связи с тем, что в полученных моделях коэффициент детерминации находится в пределах 0,5, это означает, что снижение показателей безработицы на 50% определяется ростом МРОТ и на 50% - другими факторами. Так, по состоянию на 19.10.2016 г. уровень безработицы равен 5,2%, что гораздо выше рассчитанного на основе линейной модели. Это объясняется тем, что коэффициент детерминации равен 0,5, т.е. данная на модель на 50% объясняется фактором МРОТ.
Проведем аналогичные расчеты по тем регионам, в которых был самый высокий уровень безработицы в 2015 году, проведем корреляционно-регрессионный анализ, рассчитаем, как изменится уровень безработицы при повышении МРОТ на 20%. В табице 5 приведены расчеты.
Таблица 4
Расчет влияния изменения МРОТ на показатели безработицы
х у формула Изменение у при увеличении х на 20% (до 7500 рублей в 2016 г.) по сравнению с 2015 г.
Размер МРОТ Численность безработных в целом по стране у = -0,3152х + 6115,1 3751,1 тыс. чел. (ф12%)
Размер МРОТ Уровень безработицы в целом по стране у = -0,0005х + 8,4213 4,67 (ф16%)
Таблица 5
Результаты корреляционно-регрессионного анализа регионов с высоким уровнем безработицы
регион коэффициент корреляции Формула и R2 изменение уровня безработицы при увели-чении мроТ на 20% по сравне-нию с 2015 г.
Республика Калмыкия -0,88501955 у = -0,0013х + 19,52 Р2 = 0,7833 9,77 (ф8,7%)
Республика Ингушетия -0,226026791 у = -0,0011х + 48,482 р2 = 0,0511 40,23 (^32%)
Республика Тыва -0,513827968 у = -0,0005х + 21,372 р2 = 0,264 17,62 (ф5%)
Республика Дагестан -0,928701877 у = -0,0028х + 25,641 р2 = 0,8625 4,64 (ф57%)
Кабардино-Балкарская Республика -0,86883229 у = -0,0021х + 21,833 р2 = 0,7549 6,08 (ф40%)
Карачаево-Черкесская Республика -0,681688843 у = -0,0012х + 17,93 р2 = 0,4647 8,93 (ф41%)
Видно, что самый высокий коэффициент корреляции наблюдается в Калмыкии, Дагестане, Кабардино-Балкарии, Карачаево-Черкессии. Интересно, что в Ингушетии, где самый высокий уровень безработицы, корреляция низкая. Построенные модели имеют высокий коэффициент детерминации в Калмыкии, Дагестане, Кабардино-Балкарии. В этих регионах чувствительность к изменению размера МРОТ сильнее. По данным Росстата Республики Калмыкия, по состоянию на август 2016 года уровень безработицы был 9,8%, что очень близко к показателю, который рассчитан нами с помощью корреляционно-регрессионного анализа. Получается, что повышение МРОТ до 7500 руб. в 2016 году в некоторой степени повлияло на снижение уровня безработицы на 8,7% по сравнению с 2015 годом.
Теперь проведем корреляционно-регрессионный анализ для регионов с низким уровнем безработицы. Расчеты приведены в таблице 6.
Результаты корреляционного анализа показывают, что связи между показателями «размер МРОТ» и «уровень безработицы» практически нет (коэффициент корреляции равен -0,1). Это и понятно, так как в Москве, впрочем, как и в других регионах с низким уровнем безработицы, средний размер зарплаты значительно выше минимального размера. Хотя в г. Санкт-Петербург, Московской области, Самарской области, Республике Татарстан коэффициент выше, чем в Москве (-0,5 ... -0,6), что свидетельствует о средней обратной связи. Далее при анализе получившихся уравнений линейной регрессии коэффициент детерминации показывает, что эти модели описывают лишь
Таблица 6
Результаты корреляционно-регрессионного анализа регионов с низким уровнем безработицы
Регион Коэффициент корреляции Формула и Р2 изменение уровня безработицы при увеличении МРОТ на 20% по сравнению с 2015 г.
г. Москва -0,109998981 у = -4Е-05х + 1,7438 Р2 = 0,0121 1,44 (ф18%)
г. Санкт-Петербург -0,595338828 у = -0,0004х + 3,7175 р2 = 0,3544 0,72 (ф65%)
Московская область -0,480385313 у = -0,0003х + 4,6068 р2 = 0,2308 2,36 (ф28%)
Самарская область -0,539858636 у = -0,0004х + 6,1078 р2 = 0,2914 3,11 (ф9%)
Республика Татарстан -0,599770915 у = -0,0004х + 6,8517 р2 = 0,3597 3,85 (ф3%)
23-35% случаев. Поэтому измерение влияния роста МРОТ на уровень безработицы не является статистически значимым.
Таким образом, корреляционно-регрессионный анализ показал, что связь между показателем размер МРОТ и уровень безработицы все-таки есть: обратная, средняя. Проведенные расчеты не позволяют сделать однозначный вывод о том, что именно рост МРОТ приводит к росту безработицы. Также в силу высокой дифференциации страны по социально-экономическим показателям влияние роста МРОТ различно по регионам страны: в одних регионах (как правило с высоким уровнем безработицы) чувствительность и зависимость выше, в других - отсутствует либо слабая. Регрессионный анализ показал, что на уровень безработицы оказывают влияние и другие факторы, кроме размера МРОТ. В связи с этим считаем, что не следует опасаться повышать размер МРОТ, полагая, что он вызовет рост уровня безработицы в стране в целом. Напротив, его надо периодически пере-сматривать, повышать в силу роста потребительских цен, защищать работающее население.
Заключение
В заключение можно сказать, что МРОТ как инструмент социальной политики имеет слабую эффективность, не выполняет воспроизводственную функцию. В то же время, его нельзя упразднять, так как его размер оказывает влияние на работников бюджетной сферы, социальные показатели регионов с низким уровнем социально-экономического развития. Размер МРОТ, как минимум, должен быть не менее прожиточного минимума, своевременно индексироваться, а как максимум, должен в 2,5-3
раза превышать величину прожиточного минимума для обеспечения уровня жизни на необходимом уровне для работника и его семьи.
ИСТОЧНИКИ:
1. Конституция Российской Федерации.
2. Трудовой кодекс Российской Федерации.
3. Федеральный закон от 19.06.2000 № 82-ФЗ (ред. от 02.06.2016) «О минимальном раз-
мере оплаты труда».
4. Федеральный закон от 03.12.2012 № 227-ФЗ «О потребительской корзине в целом по
Российской Федерации».
5. Официальные данные Росстата России. Федеральная служба государственной ста-
тистики [Электронный ресурс]. URL: http://www.gks.ru.
6. Занятость и безработица в Российской Федерации в июле 2016 года. Федеральная
служба государственной статистики [Электронный ресурс]. URL: http://www.gks. ru/bgd/free/B04_03/Iss.
7. Коокуева В.В. Методологические аспекты соотношения минимального размера
оплаты труда и прожиточного минимума в России // Успехи современной науки. - 2016. - № 8. - C. 85-89.
8. Гладков Н.Г. МРОТ - конституционная гарантия в системе заработной платы //
Труд и социальные отношения. - 2010. - № 11. - C. 44-60.
REFERENCES:
Gladkov N.G. (2010). MROT - konstitutsionnaya garantiya v sisteme zarabotnoy platy [Minimum wage - the constitutional guarantee in wages system]. Trud i sotsialnye otnosheniya. (11). 44-60. (in Russian). Kookueva V.V. (2016). Metodologicheskie aspekty sootnosheniya minimalnogo razmera oplaty truda i prozhitochnogo minimuma v Rossii [Methodological aspects of the correlation of minimum wage and minimum subsistence level in Russia]. The successes of modern science. 1 (8). 85-89. (in Russian).
