CC BY
265
ТРУД И ЗАНЯТОСТЬ
М.О. Белявский, А.Г. Коровкин, А.В. Полежаев
РЫНОК ТРУДА В РОССИИ И ДИНАМИКА ИЗМЕНЕНИЯ НОМИНАЛЬНОЙ ЗАРАБОТНОЙ ПЛАТЫ1
В статье исследуются проблемы взаимосвязи номинальной заработной платы, уровня безработицы, роста потребительских цен. Для прогнозирования уровня безработицы рассмотрена модель, описывающая абсолютную и относительную динамику безработицы. В итоге разработана модель взаимодействий на рынке труда, интегрирующая ранее полученные зависимости. Верификация моделей и расчеты по ним осуществлены на основе помесячных российских статистических данных.
Адекватное описание процессов, формирующих занятость в экономике РФ, -основа для разработки регулирующих воздействий на рынке труда, необходимых для согласования динамики социально-экономических процессов, определяющих его функционирование. Состояние рынка труда детерминируется множеством факторов. В первом приближении можно обозначить следующие из них: объемы производства и инвестиций в экономику, уровень доходов населения, демографические параметры, состояние государственного бюджета и др. Несомненно, рассмотрение влияния каждого из этих факторов может быть темой отдельного анализа (см., например [1, 2, 3]). В данной статье исследуется влияние уровня заработной платы и цен на состояние рынка труда. В этой связи уровень номинальной заработной платы рассматривается как некоторая балансирующая спрос и предложение труда величина, поскольку наряду с иными факторами он определяет уровни безработицы и занятости в экономике, а также число объявляемых вакансий. В зависимости от своей дифференциации уровень заработной платы определяет также стимул к труду и его качество. Таким образом, он является одновременно и индикатором сложившейся социально-экономической ситуации на рынке труда, и инструментом его регулирования.
Для описания взаимосвязей между основными параметрами рынка труда путем разработки эконометрических моделей выделим в качестве экзогенной переменной изменение уровня потребительских цен в экономике, эндогенных - изменения уровня безработицы, номинальной заработной платы, числа вакансий, спроса на
3
труд и его предложения .
Основные взаимосвязи указанных параметров рынка труда (рис. 1) могут быть определены следующим образом.
Изменение уровня цен влечет за собой изменение номинальной заработной платы, которая в свою очередь влияет на изменение уровня безработицы. При этом возможны варианты изменений параметров рынка труда в зависимости от динамики номинальной заработной платы.
1 Статья подготовлена при поддержке Российского гуманитарного научного фонда (проект № 00-02-00145а).
2 Здесь и далее номинальная заработная плата понимается нами как начисленная номинальная заработная плата.
3 Здесь и далее под числом объявляемых вакансий понимается текущий спрос на труд, под численностью безработных — текущее предложение труда; численностью занятых — удовлетворенный спрос на труд или его удовлетворенное предложение; суммой названных величин для спроса на труд и для его предложения — совокупный спрос на труд и его совокупное предложение.
Изменение
реальной
заработной
платы
СПРОС НА ТРУД
Удовлетворенный Текущий
1 г 1 г
Удовлетворенное Текущее
ПРЕДЛОЖЕНИЕ ТРУДА
о
н
ы
о.
Демографические
факторы
Государственная политика занятости
Факторы
экономической
конъюнктуры
Прочие факторы
Рис. 1. Основные взаимосвязи рынка труда
При росте номинальной заработной платы возрастающим темпом могут происходить:
- рост занятости при постоянной численности безработных;
- сокращение численности безработных при постоянной численности занятых;
- рост занятости при уменьшении безработицы;
- снижение темпа роста вакансий относительно темпа роста занятости, который больше или равен единице.
При росте номинальной заработной платы убывающим темпом возможно (что соответствует процессам, происходящим на российском рынке труда в пореформенный период):
- падение занятости при неизменной численности безработных;
- сохранение постоянной численности занятых, сопровождающееся ростом безработицы;
- увеличение численности безработных при постоянной занятости;
- превышение темпа роста вакансий над темпом роста занятости, который не превосходит единицы.
Неизменный темп прироста номинальной заработной платы не определяет динамики указанных параметров рынка труда, т. е. в этом случае необходимо рассматривать влияние иных факторов на состояние рынка труда.
В результате изменения потребительских цен и номинальной заработной платы рынок труда будет характеризоваться новыми значениями спроса на труд и его предложения. Причем переход к этому состоянию обусловливается текущим спросом на рабочую силу, т. е. зависит от работодателей. Обратное воздействие - от предложения к спросу - при прочих равных факторах определяется новым уровнем номинальной заработной платы.
Существование выделенных зависимостей получило подтверждение при разработке регрессионных уравнений, связывающих рассматриваемые показатели (Приложение).
Основой построения моделей функционирования рынка труда и динамики номинальной заработной платы послужила концепция кривой Филлипса [4-7]. В качестве предпосылок модели Филлипса, основанной на статистическом материале Великобритании за 1861-1957 гг. [4], приняты следующие утверждения:
- если на рынке труда спрос на рабочую силу больше ее предложения, то ожидается рост заработной платы;
- если на рынке труда спрос на рабочую силу намного больше ее предложения, то ожидается значительный рост заработной платы;
- если на рынке труда при повышенном спросе на работников существует относительно небольшое предложение труда, то работодатель стремится оперативно повышать заработную плату;
- темп прироста спроса на труд тесно связан с темпом прироста номинальной заработной платы;
- существование бизнес-циклов в значительной мере влияет на изменение ситуации на рынке труда:
а) в фазе экономического подъема увеличивается спрос на труд и соответственно растет заработная плата работников. Это объясняется сильной позицией работников, т. е. возможностью работников усиливать давление на нанимателей с целью повышения номинальной заработной платы;
б) в фазе экономического спада уменьшающийся спрос на труд сопровождается падением номинальной заработной платы. В этом случае давление на рынок оказывают работодатели;
- важный показатель, оказывающий значительное воздействие на состояние рынка труда - темп прироста цен на рынке конечных товаров и услуг.
В общем виде модель Филлипса выглядит следующим образом:
где У&> - темп прироста номинальной заработной платы; и - уровень безработицы (доля безработных в численности экономически активного населения); а, Ь, с - параметры модели.
Кривая, соответствующая модели Филлипса (рис. 2), описывает отрицательную зависимость между темпами прироста номинальной заработной платы и уровня безработицы. Так, большему уровню безработицы соответствует меньший темп прироста номинальной заработной платы. Пересечение кривой с осью абсцисс обозначает точку, в которой номинальная заработная плата неизменна, а безработица находится на своем так называемом естественном уровне.
Динамики темпов прироста номинальной заработной платы и уровня безработицы, построенные на основе российских годичных статистических данных за период с 1993 по 1998 г., не позволяют получить надежную регрессионную модель, однако выявляют основные тенденции совместного изменения рассматриваемых показателей (рис. 3). Так, самое высокое значение темпа прироста номинальной заработной платы и наименьший уровень безработицы соответствуют 1994 г. В дальнейшем происходил быстрый рост уровня безработицы (к 1999 г. превысил 12%) и сокращение темпа прироста номинальной заработной платы (к 1999 г. оказалось близким к нулю).
На основе помесячных данных с мая 1994 по апрель 2000 г. были построены регрессионные модели, устанавливающие связь между номинальной заработной платой, с одной стороны, и уровнем безработицы и инфляцией потребительских цен с другой.
м> + а = Ьи°,
Определена также зависимость уровня безработицы от изменения номинальной заработной платы, уровня цен и числа вакансий. Полученные методом наименьших квадратов (МНК) регрессионные модели и их статистические характеристики представлены в Приложении, под коэффициентами регрессионных уравнений указана соответствующая ¿-статистика.
Рис. 3. Динамики темпов прироста номинальной заработной платы и уровня безработицы в РФ
В качестве исходной модели изменения номинальной зарплаты принята модификация модели Филлипса [5] - модель 1:
= Ро + Р1 и + Р2р + Рз^ + гг ’ ut
где Н - месячный темп прироста номинальной заработной платы; 1/и- величина,
обратная уровню безработицы (число человек экономически активного населения, приходящееся на одного безработного); Р1 - месячный темп прироста потребитель-
ских цен; и - месячный темп прироста уровня безработицы; р0, рь р2, р3 - параметры модели; st - регрессионная ошибка, st ~N(о,а2).
Полученные статистические характеристики регрессионного уравнения (1) (см. Приложение) не приводят к положительным выводам относительно качества уравнения, поскольку оно не отражает реальной ситуации, например, не учитывает колебаний значений Н (периодические всплески и падения показателя) в декабре и январе каждого года.
Анализ динамики номинальной заработной платы в течение рассматриваемого периода показывает ее неуклонный рост при наличии следующей особенности: в декабре каждого года наблюдался значительный скачок темпа роста заработной платы, тогда как в январе следующего года восстанавливалась его прежняя тенденция. Подобную динамику показателя можно объяснить выплатами работникам в конце года тринадцатой заработной платы и иных денежных сумм и возвращением выплат на прежний уровень в январе следующего года. Вместе с тем в течение каждого года наблюдаются аналогичные хотя и менее интенсивные квартальные (в марте, июне и сентябре) всплески темпа роста номинальной заработной платы, что может быть объяснено выплатами квартальных премий и индексациями номинальной заработной платы, которые в большинстве случаев приурочиваются к концу квартала.
Анализ динамик базисных темпов прироста номинальной заработной платы и индекса потребительских цен (ИПЦ) при принятых в качестве базовых значениях января 1992 г. показывает, что в 1992-1993 гг. указанные величины оставались практически равными. В период с 1993 по 1995 г. накопленный темп роста номинальной заработной платы незначительно опережал накопленный ИПЦ, а с 1995 по апрель 2ооо г. накопленный ИПЦ рос быстрее номинальной заработной платы, за исключением нескольких незначительных скачков темпа роста заработной платы (рис. 4). С августа 1998 г. базисный ИПЦ значительно опережает накопленный темп роста номинальной заработной платы. Таким образом, если пренебречь декабрьскими всплесками изменения заработной платы, правомерно утверждать, что базисный темп роста ИПЦ с 1995 г. превышает значение базисного темпа роста номинальной заработной платы, т. е. с 1995 г. потребительские цены росли быстрее, чем увеличивалась номинальная заработная плата. В целом с мая 1994 по апрель 2000 г. номинальная заработная плата выросла на 1015%, в то время как цены выросли примерно на 1610%.Таким образом, налицо значительное сокращение реальной оплаты труда, что отрицательно сказывается на социально-экономической ситуации, следовательно, одним из важнейших направлений государственной политики занятости должно стать увеличение реальных доходов населения, а также повышение роли оплаты труда в формировании дохода и трудовой мотивации.
В связи с вышесказанным в процессе моделирования уместно рассмотреть гипотезу о запаздывании роста номинальной заработной платы по сравнению с ростом цен. Данное предположение вполне естественно, так как цены по природе своей более гибки, нежели номинальная заработная плата. (В современной российской экономике заработная плата - достаточно жесткая величина.) В большинстве случаев номинальная заработная плата может оставаться относительно неизменной в течение длительного периода времени из-за частой привязки ее размера к минимальному уровню оплаты труда, а также фиксации ее величины в трудовых и коллективных договорах, которые пересматривают редко (обычно раз в год). В этих случаях увеличение номинальной заработной платы возможно за счет премиальных выплат и иных надбавок к оплате труда. Вместе с тем в условиях удорожания
факторов производства, характерных для отечественной промышленности, руководство предприятий, вероятно, скорее увеличит долю расходов на ресурсы, чем на заработную плату работникам, так как последние слабо защищены и практически не имеют организованных способов отстаивания собственных интересов. Однако рано или поздно руководство будет вынуждено увеличить заработную плату, чтобы не допустить обострения социально-экономической напряженности.
%
январь май сентябрь январь май сентябрь январь май сентябрь январь 1997 г. 1998 г. 1999 г. 2000 г.
Рис. 4. Динамики темпов роста номинальной заработной платы (-■-) и индекса потребительских цен (--♦--) (январь 1992 г.= 100%)
Проблему принципиально иного рода представляет адекватный учет оплаты труда в российской экономике. В современных условиях официальная статистика не всегда отражает реальную ситуацию по причине широкого распространения неплатежей, а также скрытых либо неденежных форм оплаты труда (средств, не учитываемых в отчетных документах, продукцией предприятия, предоставлением бесплатных (профильных и непрофильных) услуг, использованием работниками площадей и мощностей предприятий в собственных целях и т. д.). Все это затрудняет анализ, прогнозирование и регулирование процессов в сфере занятости и доходов населения.
В соответствии с вышеотмеченными особенностями динамики исследуемых величин исходная модель 1 была модифицирована: в уравнение добавлен темп прироста
индекса потребительских цен с лагом 3 мес. Р(_3. Таким образом был учтен фактор
запаздывающего влияния темпа прироста потребительских цен на изменение номинальной заработной платы. В модель также введены три фиктивные переменные, которые учитывают декабрьские, январские, а также внутригодовые квартальные колебания темпа прироста номинальной заработной платы. При таком изменении уравнение (2) по статистическим характеристикам значительно лучше базового (см. Приложение и рис. 5). Так, улучшилась значимость регрессионных коэффициентов при всех переменных, ранее входивших в модель 1, кроме уровня безработицы, который в модели 2 отсутствует. Г ипотеза о запаздывающем влиянии роста цен на изменение заработной платы не отвергается, а значимость коэффициентов при фиктивных переменных позволяет сделать вывод о необходимости их включения в модель. На данном этапе исследования было решено остановиться на модели 2, как наиболее адекватной текущим процессам на российском рынке труда.
При ее интерпретации следует отметить, что однопроцентный рост потребительских цен 3 мес. назад (при прочих равных факторах) увеличивает темп прироста номинальной заработной платы приблизительно на треть процентного пункта в текущем месяце. В то же время каждый декабрь номинальная заработная плата увеличивается в среднем на 0,205%, а в январе месяце сокращается на величину 0,197%.
Рис. 5. Динамики фактического (-♦-) и расчетного (-■-) темпов прироста номинальной заработной платы
В конце 1, 2 и 3 кварталов темп прироста номинальной заработной платы увеличивается в среднем на 0,063%. Величина, обратная уровню безработицы, представляет собой, как уже отмечалось, соотношение численностей экономически активного населения и безработных граждан, т. е. отношение совокупного предложения труда к его избыточной части, или отношение удовлетворенного предложения труда к текущему, увеличенное на единицу. Таким образом, рост данного показателя может означать:
- увеличение уровня занятости при неизменной численности безработных или рост численности экономически активного населения;
- сокращение числа безработных при неизменном уровне занятости, или сокращение численности экономически активного населения;
- рост уровня занятости при уменьшающейся безработице.
Во всех этих случаях темп прироста номинальной заработной платы возрастает на 0,57% при условии, что прочие факторы остаются неизменными.
Для выполнения прогнозных расчетов по уравнению (2) требуется наличие прогнозов темпов прироста потребительских цен, задаваемых экзогенно, и уровня безработицы. Для прогноза численности безработных рассмотрим наиболее простые модификации [8, 9] моделей абсолютного и относительного текущего предложения рабочей силы. В первой модели численность безработных определяется на основе своего предыдущего значения, текущего объема вакансий и временного тренда (модель 3).
На протяжении 1994-2000 гг. численность безработных стабильно увеличивалась. Так, в январе 1994 г. уровень безработицы в РФ составил 6,4%, а в январе
2000 г. - уже 11,9%. Небольшое падение данной величины наблюдалось лишь в мае-июне 1998 г., однако в дальнейшем она продолжала расти большими темпами. К февралю 1999 г. доля безработных составила 14,2% ЭАН - максимальное значе-
ние показателя. Таким образом, за рассматриваемый период уровень безработицы увеличился приблизительно вдвое.
За последний год динамика безработицы, по официальным данным, выглядит несколько парадоксально: она сокращается при заметном росте населения в трудоспособном возрасте.
Динамика числа вакансий носит ярко выраженный сезонный характер (рис. 6). Максимальные значения ряда приходятся на летний период (июнь-сентябрь), минимальные - на зимний (ноябрь-февраль). Это может быть связано с тем, что работникам удобнее (предпочтительнее) увольняться в отпускной и послеотпускной периоды, которые, как правило, приходятся на летние месяцы. Увольнение работников в общем случае практически не уменьшает среднего за год числа объявляемых вакансий, которые впоследствии снова заполняются (в осенне-зимний период) меняющими место работы.
Вакансии, тыс. чел.
январь июль январь июль январь июль январь июль январь июль январь июль январь июль январь
1993 г. 1994 г. 1995 г. 1996 г. 1997 г. 1998 г. 1999 г. 2000 г.
Рис. 6. Динамика вакансий
Для автономного прогнозирования показателя, характеризующего уровень безработицы (одного из определяющих факторов в модели 2), необходимо построение модели 3 (см. Приложение). Соответственно модели 3 и 2 должны рассматриваться совместно, поэтому основное требование, предъявляемое к уравнению (3), - точность получаемых прогнозов числа безработных в экономике. Статистические характеристики указанной регрессии позволяют сделать вывод о ее хорошей объясняющей способности. Так, оценки регрессионных коэффициентов уравнения значимы с доверительной вероятностью 95%, показатель К2 весьма высок, автокор-
4
реляция регрессионных остатков первого порядка отсутствует .
Согласно полученным оценкам, зависимость численности безработных от объема вакансий - отрицательная. Этот результат вполне объясним, так как увеличение числа объявляемых вакансий предоставляет безработным больше возможностей для трудоустройства с точностью до качественного несоответствия квалификации, образования, опыта, навыков незанятых граждан заявляемым свободным
4
Для регрессий с лаговыми зависимыми переменными Дж. Дарбин предложил специальный обобщенный асимптотический тест проверки автокорреляции первого порядка в регрессионных ошибках, распространяемый на авторегрессию р-го порядка [10].
рабочим местам (т. е. до структурной безработицы, которая, по нашим оценкам, составляет 30-40% всего объема безработицы [11]). Таким образом, в случае роста числа вакансий сокращается численность безработных.
В соответствии с уравнением (2) между темпом прироста номинальной заработной платы и уровнем безработицы наблюдается обратная зависимость, следовательно, при увеличении числа вакантных должностей темп прироста номинальной заработной платы возрастает и наоборот. Как уже отмечалось, динамика числа вакансий имеет ярко выраженные максимумы в летний период и минимумы - в зимний, т. е. их рост приходится на весенний период, а спад - на осенний. Из этого следует, что в периоды подъема числа вакансий растет темп прироста номинальной заработной платы.
Противоположная ситуация наблюдается в периоды спада числа вакансий -темп прироста номинальной заработной платы снижается.
Модель 4 - относительного текущего предложения рабочей силы имеет структуру, аналогичную модели 3, однако численность безработных в ней в соответствующие периоды и число вакансий (текущее предложение труда и текущий спрос на него) пронормированы на полное предложение труда и его полный спрос соответственно. Таким образом, в модели 4 текущие величины приведены в сопоставимый вид, что является ее несомненным преимуществом, так как в этом случае, согласно теореме Фриша-Вау-Ловелла [12], логарифмы избыточных предложения и спроса на труд оказываются «очищенными» от линейного влияния совокупного предложения труда и спроса на него, а также от временного тренда. Более того, из уравнения (4) получен интересный результат: переменные, входящие в модель 3, вообще не испытывают (или испытывают очень слабые) линейные воздействия логарифмов совокупного спроса на труд и его совокупного предложения, что подтверждается весьма близкими и статистически совпадающими значениями угловых коэффициентов при независимых переменных в уравнениях (4) и (3).
Построение моделей 1-4 и их анализ привели к задаче построения модели 5, включающей вышеуказанные параметры рынка труда: темпы прироста безработицы, номинальной заработной платы, потребительских цен и вакансий. В процессе поиска наилучшей формы зависимости установлено, что на изменении уровня безработицы изменение цен сказывается с лагом 2 мес., а изменение номинальной заработной платы - с лагом 3 мес. При оценке регрессионных коэффициентов получена отрицательная зависимость темпа прироста безработицы от темпа прироста заработной платы и темпа прироста вакансий, а также положительная зависимость от темпа прироста цен (см. Приложение, уравнение (5)).
Отрицательную зависимость темпа прироста безработицы от темпа прироста номинальной заработной платы можно объяснить следующим образом: уровень номинальной заработной платы - величина, устанавливаемая работодателем,- относительно экзогенен для рынка труда, однако последний испытывает на себе его влияние, следовательно, когда работодатели желают увеличить занятость, что эквивалентно уменьшению уровня безработицы (и < 0), они будут повышать уровень оплаты труда (> 0). Вместе с тем возросший уровень номинальной заработной платы или увеличение числа вакансий (V > 0), либо то и другое вместе, означает, что работодатели расширяют спрос на труд, что находит выражение в вышеназванных процессах. При расширении спроса на труд растет занятость и сокращается безработица (с точностью до ее структурной компоненты).
Запаздывающее с лагом 2-3 мес. влияние темпов прироста потребительских цен и заработной платы на уровень безработицы связано с инерционностью хозяйственных процессов в экономике. Так, работники могут воспринимать изменения
цен и заработной платы как некоторые случайные или, наоборот, естественные процессы, слабо влияющие на текущее состояние рынка труда. Соответствующие изменения происходят позднее, по прошествии выявленного промежутка времени, когда экономика приспособится к новым условиям. Данное рассуждение справедливо и с точки зрения работодателей: хозяйственные процессы обусловлены всевозможными договорами, которые в общем случае проблематично и нерационально пересматривать ежемесячно. Длительность контрактов, вероятно, отчасти и вызывает запаздывание изменений уровня безработицы по сравнению с ростом цен.
Для контроля качества получаемых прогнозов уравнения (2)-(5) были верифицированы ретроспективным прогнозом с использованием коэффициента несоответствия Тейла [13]:
ние. Величина коэффициента несоответствия ограничена снизу нулем в ситуации, когда фактическое и прогнозное значения исследуемой переменной совпадают. Соответственно чем меньше данный коэффициент, тем лучше прогнозное качество конкретной модели.
Для проверки прогнозного качества моделей исследуемый период разбивался на два промежутка: на первом (май 1994 - март 1999 г.) строились модели в описанной выше структуре, на втором (май 1999 - апрель 2000 г.) по имеющимся данным выполнялся прогноз. Затем проводилось сравнение полученных прогнозных и фактических значений исследуемой величины: в уравнении (2) - с номинальной заработной платой, в уравнении (3) - с численностью безработных, в уравнениях (4) и (2) - с уровнем безработицы. Результаты расчетов приведены в табл. 1.
Как следует из табл. 1, коэффициент Тейла для всех регрессионных моделей не превысил 0,15, что свидетельствует о хороших прогностических качествах полученных моделей. Для уравнений (2) и (5) коэффициент Т составил 0,11 и 0,125 соответственно, а относительные ошибки прогнозов естественным образом возрастают, оставаясь тем не менее в разумных пределах. Для уравнения (4) коэффициент Тейла составил 0,042, что подтвердило целесообразность совместных расчетов по регрессиям (4) и (2). Так, в рамках ретроспективного прогноза предсказанные значения уровня безработицы, полученные из уравнения (4), были использованы в уравнении (2). В итоге прогнозные значения номинальной заработной платы оказались достаточно точны - среднее отклонение прогнозных значений номинальной заработной платы от фактических составило примерно 8,5%.
Построенные регрессионные модели позволили оценить сценарии темпа прироста номинальной заработной платы (границы прогноза: май 2000 г. - апрель
2001 г.). Рассмотрим результаты этих оценок (табл. 2) на примере уравнения (2).
1. Увеличение безработицы к апрелю 2001 г. до уровня февраля 1999 г. (14,1% экономически активного населения) при сохранении темпа прироста потребительских цен на уровне января 2000 г. (2,3%) приведет к росту номинальной заработной платы на 22,2% от уровня апреля 2000 г.
2. Сохранение безработицы к апрелю 2001 г. на уровне 13,0%, соответствующем апрелю 2000 г., и темпа прироста цен на уровне января 2000 г. - 2,3% в месяц приведет к колебаниям темпа прироста номинальной заработной платы: от 21,4% в декабре до -18,9% в январе и от 7,2% в марте, июне, сентябре до 0,89% в остальные месяцы года. При этом темпы прироста положительны во все месяцы
П
П
где At - фактическое значение некоторой величины, Pt - ее предсказанное значе-
таблицы 1-2
года кроме января. Вместе с тем декабрьский скачок окажется больше январского падения, следовательно, абсолютная величина номинальной заработной платы будет иметь тенденцию к росту. В рамках данного сценария увеличение номинальной заработной платы вызывается лишь инфляционными процессами: накопленный темп прироста номинальной заработной платы и темп прироста цен за прогнозный период составят в этом случае 29,2 и 31,4% соответственно.
3. При увеличении безработицы к апрелю 2001 г. до уровня февраля 1999 г. (14,1% экономически активного населения) и темпа прироста цен до уровня января 1999 г. (8,4% в месяц) инфляция оказывает доминирующее воздействие на темп прироста номинальной заработной платы. В этом случае возможно постоянное увеличение уровня номинальной заработной платы. При подобном развитии ситуации накопленный темп прироста номинальной заработной платы составит 36,7%. Для сравнения: накопленный темп прироста цен за тот же период составит 92,1%.
4. При сохранении безработицы к апрелю 2001 г. на уровне 12,3% (апрель 2000 г.) и увеличении темпа прироста цен до уровня января 1999 г. (8,4% в месяц) темп прироста номинальной заработной платы за прогнозный период составит 44,5%.
Подытоживая вышеизложенное, отметим, что ситуация на рынке труда во многом определяется характером воспроизводственных процессов в экономике. Так, спад производства сопровождается ростом безработицы, причем если производительность труда не изменяется, то не должен меняться и уровень заработной платы. В случае же сокращения численности занятых непропорционально спаду производства, т. е. накопления неэффективной занятости, происходит снижение производительности труда и, как следствие, падение уровня реальной заработной платы при систематических невыплатах, задержках и неденежных изменениях форм оплаты труда. Это не только искажает статистическую картину и затрудняет регулирование рынка труда, но и приводит к изменению поведенческих и мотивационных характеристик работников. В данной ситуации возможны следующие варианты развития:
Достижение эффективного уровня занятости и увеличение численности безработных приведет к сокращению неполной занятости без снижения уровней производительности труда и заработной платы. Однако социальная обстановка в обществе ухудшится, и возможно, до критического уровня.
При проведении политики сдерживания безработицы, сохранения неполной занятости, т. е. неэффективного использования рабочей силы не следует ожидать роста производительности труда и уровня заработной платы.
В противоположном предыдущему варианте при более полном использовании трудовых ресурсов прекратятся рост безработицы и падение реальной заработной платы.
Системный спад производства в отечественной экономике сопровождается постоянным ростом цен, и именно темпы прироста цен в настоящее время имеют доминирующее воздействие на изменение заработной платы. В связи с этим можно сказать, что изменение заработной платы определяется во многом инфляционноценовыми факторами, а не изменением спроса и предложения рабочей силы на рынке труда или изменением производительности труда. Следовательно, прогнозирование заработной платы в настоящее время должно строиться именно на основе ценовых тенденций.
Происходящее экономическое оживление положительно отразилось на ситуации на рынке труда, однако, по-видимому, с определенной задержкой: возможно, что оживление на товарном рынке вызовет некоторый рост безработицы в силу оп-
типизации производственного процесса и увольнения не полностью занятых работников и, как следствие, рост производительности труда. Лишь через некоторое время возросшие объемы производства повлекут увеличение уровня занятости. В подобной ситуации возможна стабилизация и некоторый рост уровня заработной платы.
Демографический прогноз позволяет сделать вывод, что с 1999 по 2005 г. ежегодный прирост трудоспособного населения составит 0,5—0,8 млн. чел. Соответственно следует ожидать увеличения предложения труда, причем в самом неблагоприятном случае - неквалифицированного труда. В ситуации же промышленного спада увеличение численности потенциальных работников усилит социальноэкономическую напряженность, вызовет рост безработицы, что приведет к падению уровня реальной заработной платы.
Смягчение социально-демографического кризиса на рынке труда возможно при увеличении спроса на труд, обеспечении рабочими местами возросшего числа работников. Рост трудоспособного населения усилит конкуренцию на рынке труда и сократит реальную заработную плату, а рост номинальной оплаты труда сильно замедлится. На практике увеличению спроса на труд соответствует увеличение числа вакантных рабочих мест. В случае обеспечения большей части возросшего числа незанятых рабочими местами падение уровня заработной платы, скорее всего, явится некоторым компромиссом между согласием работодателей нанять дополнительное число работников и необходимостью ослабить социальную напряженность от возросшего предложения труда.
Из-за отсутствия эффективной политики занятости уменьшается влияние процессов, происходящих на рынке труда, на изменение заработной платы и увеличивается влияние инфляции. Подобная тенденция, на наш взгляд, представляется весьма негативной, так как цена работника определяется не фактическими его качествами (квалификация, производительность, рабочий стаж и др.), а чисто монетарными аспектами, определяющими конъюнктуру товарного рынка.
В заключение отметим, что полученные теоретические и практические результаты довольно хорошо отражают зависимость изменения основных параметров рынка труда от социально-экономической политики, однако, они нуждаются в дальнейшем уточнении и развитии.
Литература
1. Занятость и рынок труда: новые реалии, национальные приоритеты, перспективы. М.: Наука, 1998.
2. Коровкин А. Г. Согласование динамики вакантных рабочих мест и рабочей силы в России // Проблемы прогнозирования. 1999. №2.
3. Коровкин А. Г., Зайцев Н. М., Парбузин К. В., Полежаев А. В. Перспективы отраслевой занятости населения РФ: опыт оценки //Проблемы прогнозирования. 1999. №4.
4. Phillips A. W. H. The relation between unemployment and the rate of change of money wages rates in the UK (1861-1957) // Economica. 1958. №100.
5. Lipsey R. G., Steuer M. D. The relation between profits and wage rates //Economica. 1961. №110.
6. Lipsey R. G., Parkin J. M. Income policy: a re-appraisal //Economica. 1970. №146.
7. Бреев Б. Д., Жаромский В. С., Галецкий В. Ф. Оценка масштабов потенциальной безработицы на основе методики «Кривой Филлипса». // Моделирование рыночных отношений и социальная политика. М.: ЦЭМИ РАН, 1993.
8. Jackman R., Roper S. Structural unemployment. Oxford bulletin of economics and statistics, 49, 1 (1987).
9. Mills Terrence C., Pelloni Gianluigi, Zervoyianni Athina. Unemployment Fluctuations in the United States: Further Tests of the Sectoral Shifts Hypothesis // The Review of Economics and Statistics. 77, 2(1995).
10. Durbin J. Testing for serial correlation in least squares regression when some of the regressors are lagged variables // Econometrica. 1970. № 38.
11. Коровкин А.Г., Парбузин К.В. Оценка несбалансированности спроса и предложения на российском рынке труда//Проблемы прогнозирования. 1997. № 4.
12. Davidson R., MacKinnon J. Estimation and Inference in Econometrics. Oxford University Press, 1993.
13. Тейл. Г. Прикладное экономическое прогнозирование. М.: Прогресс, 1970.
Приложение
Результаты оценки регрессионных моделей взаимосвязи основных параметров рынка труда
Модель і Ч - /(иг■Р,’и,) и, Ч -ро +Ри+р2р+ри +8 и = —0,05і + 0,909(і/и) + 0,і82 Р -і,і04 и, (і) (-0,78) (і,35) (0,87) (-і,75) Я 2 =0,0770 Я2 =0,0363 Б = і,892 а = 2,80і
Модель 2 *, - /(-і,Р,-з,в1„В2„Вз,) и, - Р0 + Рі ” +Р2Рі-З + Р3Ві,і + Р4В2і + Р5В3,, + 8, = —0,05+0,57(і/и()+0,29Р(.5+0,205 В1л — 0,і97В2Л+0,063ВЗЛ (2) (-2,59) (3,і3) (5,08) (і7,98) ’ (-і7,78) ’ (8,88) Я 2 =0,9342 Я 2 =0,9292 Б = і87,243 а= і,584
Е-'Т А , Ч Л <Ц '-'ч о ^ N Ш, -р0 +Рі1пи,-і + р21пУ( +рзТ, +8, 1пи, = і,5і +0,851пи,-і — 0,05ІпУ, +0,00і3 Т, (3) (2,9і) (і5,85) (-3,57) (2,54) Я 2 =0,9889 Я 2 =0,9884 Б = 2023, і а = і,20
Модель 4 и - Аиі-і^,Т,) 1пи, -Р0 +рі1пи(-і +р21пу( +Р3Т, +8, 1п и, = 0,і99+0,891п и, -і-0,0431пі+0,00і0 Т, (4) (2,і9) (і8,6і) (-3,4) (2,і5) Я 2 =0,99і2 Я 2 =0,9908 аф Б = 2546,5 а = 0,97
Модель 5 и - /(™,-З.Рі-2.Уі.Ві) и, - Р0 + РіЧ-3 + Р2Рі-2 + Р3У, + 8, и, = 0,006—0,46 ,.3+0,09 Р,- 2 —0,09 У, (5) (2,4і) (-2,24) (2,54) (-3,48) Я 2 =0,24і9 Я 2 =0,2085 аф Б = 7,243 а= і,0і8
Обозначения: ^ - месячный темп прироста номинальной заработной платы: ^ -(™,-№м)/к,-і; і/и - величина, обратная уровню безработицы;
Р - месячный темп прироста потребительских цен; и - месячный темп прироста уровня безработицы; во, рі, в2, Рз, р4, р5 - регрессионные коэффициенты;
8 - регрессионная ошибка;
Ві - фиктивная переменная, характеризующая верхний «всплеск» значений темпа прироста номинальной заработной платы в декабре месяце:
Ві = 0, если нет «всплеска»,
Ві = і, если есть «всплеск»;
В2 - фиктивная переменная, характеризующая нижний «всплеск» значений темпа прироста номинальной заработной платы в январе месяце:
В2 = 0, если нет «всплеска»,
В2 = і, если есть «всплеск»;
Вз - фиктивная переменная, характеризующая квартальные (март, июнь, сентябрь) «всплески» значений темпа прироста номинальной заработной платы:
Вз = і, если есть квартальный «всплеск»,
Вз = 0, если нет квартального «всплеска»;
у=У/ (Е+У) - доля текущего спроса на труд в его совокупном объёме, где Е - численность занятых в экономике, тыс. чел.;
У - число имеющихся в экономике вакансий, тыс.;
Т - временной тренд (ряд натуральных чисел);
У& - месячный темп прироста вакансий.
Таблица 1
Относительные ошибки ретроспективных прогнозов по регрессиям (2)-(5)
Уравнение Относительная ошибка прогноза 1999 г. 2000 г. Т
май июнь июль август сентябрь октябрь ноябрь декабрь январь февраль март апрель
2 Жа - Жр Жа 2,63 5,93 4,84 3,80 2,18 3,57 7,62 13,66 13,10 13,39 16,02 16,43 0,110
3 и -и и -5,52 -4,45 -2,93 -3,32 -0,23 -1,21 -0,29 -4,72 -5,45 -4,89 -3,93 -3,72 0,038
4 иа -ир иа -5,27 -4,73 -3,90 -3,56 -1,36 -1,29 -1,38 -4,75 -5,34 -5,91 -4,54 -4,35 0,042
5 иа -ир иа -4,80 -7,73 -10,06 -11,69 -10,35 -9,76 -9,52 -12,48 -15,23 -17,78 -16,90 -17,72 0,125
Индекс (а) означает фактическую величину переменной, индекс (р) — предсказанную.
Таблица 2
Прогнозные значения темпа прироста номинальной заработной платы
2000 г. 2001 г.
Номер сценария май июнь июль август сентябрь октябрь ноябрь декабрь январь февраль март апрель Всего за период
1 0,008 0,071 0,006 0,006 0,069 0,004 0,004 0,208 -0,195 0,002 0,065 0,001 0,222
2 0,009 0,072 0,009 0,009 0,072 0,009 0,009 0,214 -0,188 0,009 0,072 0,009 0,292
3 0,009 0,074 0,011 0,012 0,076 0,013 0,014 0,220 -0,182 0,016 0,081 0,018 0,367
4 0,010 0,075 0,013 0,015 0,080 0,018 0,019 0,226 -0,175 0,023 0,088 0,026 0,445
