CC BY-NC-ND
51
РАСШИРЕНИЕ ГРАНИЦ
А. Л. Лукьянова
Самозанятость, вторичная занятость и неравенство трудовых доходов в России (2000-2014 гг.)1
ЛУКЬЯНОВА Анна Львовна — кандидат экономических наук, старший научный сотрудник, Центр трудовых исследований, Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики». Адрес: 110100, Россия, г. Москва, ул. Мясницкая, д. 20.
Email: alukyanova@hse. ru
В данной работе с использованием данных РМЭЗ ВШЭ за 2000-2014 гг. рассматривается эволюцияразличных источников трудовых доходов — занятости по найму, самозанятости, вторичной занятости и нерегулярных приработков. Состав доходов с точки зрения их источников отражает использование различных стратегий адаптации к экономическим шокам, институциональным изменениям и технологическим инновациям, он также может указывать на сегментацию и наличие барьеров на рынке труда. Проведённый анализ актуален в контексте дискуссий о прекарназацни занятости и шире в контексте эволюции представлений социологов о со-цнально-классовой структуре, когда модель стандартных трудовых отношений вытесняется гибкими и неустойчивыми формами найма и нестандартной занятостью.
В 2000-2014 гг. произошло существенное увеличение важности занятости по найму на единственной работе как в составе рабочей силы, так и с точки зрения вклада в общую сумму трудовых доходов. Одновременно наблюдалось сокращение масштабов вторичной занятости и распространённости нерегулярных приработков, что свидетельствует о стабилизации социальной структуры. Результаты показывают, что доходы из дополнительных источников и общие трудовые доходы распределены менее равномерно, чем заработные платы по основному месту работы. С перечисленными изменениями в структуре занятости связано около 7-8% сокращения неравенства в трудовых доходах, что превышает вклад изменений в образовательной структуре или вклад старения рабочей силы. Вторичная занятость сохраняет свою роль источника социальной дифференциации, несмотря на значительное сокращение её масштабов.
Ключевые слова: неравенство трудовых доходов; самозанятость; вторичная занятость; нерегулярная занятость; социальная дифференциация; безусловная квантильная регрессия.
Введение
Дифференциация заработков на российском рынке труда является довольно хорошо изученной темой [Лукьянова 2011; Calvo, Lopez-Calva,
1 Статья подготовлена в рамках гранта, предоставленного Министерством науки и высшего образования Российской Федерации (№ соглашения о предоставлении гранта: 075-15-2020-928). Автор признателен К. Абаноковой за полезные советы и комментарии.
Posadas 2015; Гимпельсон et al. 2017]. При этом изучение неравенства трудовых доходов обычно ограничивается анализом заработных плат наемного персонала по основному месту работы. Этот подход не даёт полной картины неравенства на рынке труда. Во-первых, он исключает большие категории людей, для которых рынок труда является основным или важным источником дохода; это прежде всего самозанятые и работники с нерегулярными приработками. Вместе с тем из-за недостаточного внимания в исследованиях к определениям нередко складывается ситуация, когда занятые по найму и самозанятые смешиваются в одну категорию. Во-вторых, при акценте на основном месте работы игнорируется часть доходов, получаемых на рынке труда за счет занятости на нескольких рабочих местах.
В данной работе мы рассмотрим все места работы и все источники трудовых доходов: занятость по найму, самозанятость, вторичную занятость и нерегулярные приработки. Полный охват трудовых доходов и разных групп занятых улучшит понимание того, как функционируют рыночные и социальные механизмы на рынке труда и как отражается взаимодействие этих механизмов на распределении трудовых доходов. Состав доходов с точки зрения их источников может отражать использование различных стратегий адаптации к экономическим шокам, институциональным изменениям и технологическим инновациям; он также может указывать на существование определённых барьеров на рынке труда. Этот анализ актуален в контексте дискуссий о прекаризации занятости и шире — в контексте эволюции представлений социологов о социально-классовой структуре, когда модель стандартных трудовых отношений вытесняется гибкими и неустойчивыми формами найма и нестандартной занятостью [То-щенко 2020].
Настоящее исследование базируется на двух блоках литературы. Прежде всего, это работы по вторичной занятости. Во многих странах (в частности, в Германии, Франции, Нидерландах) отмечалось заметное увеличение доли работников, имеющих дополнительную занятость, особенно в последнее десятилетие [Glavin 2020; Klinger, Weber 2020; Conen, Beer 2021]. Этот тренд обычно связывается с ослаблением роли профсоюзов, ростом платформенной экономики, а также с институциональными реформами в сфере налогообложения и регулирования рынка труда, приведшими к расширению возможностей нестандартной и неполной занятости [Tazhitdinova 2020]. Исследования вторичной занятости показывают, что её основной причиной являются низкая заработная плата и ограничения на продолжительность рабочего времени по основному месту работы. Если это так и за дополнительную работу берутся низкооплачиваемые работники, то увеличение лиц, имеющих такую работу, должно вести к снижению дифференциации трудовых доходов и, как следствие, к снижению социальной дифференциации. Однако мотивы вторичной занятости не ограничиваются увеличением размеров доходов. Среди неденежных мотивов в литературе указываются профессиональная самореализация, желание иметь «портфель» различных работ, поиск новых знакомств для возможной смены профессии или места работы («растянутая мобильность»), а также попытка открыть свой бизнес.
Исследования по вторичной занятости, выполненные на российских данных, немногочисленны и касаются прежде всего её масштабов и мотивов. Они не затрагивают влияния вторичной занятости на неравенство. Вклад этого источника в неравенство может быть достаточно велик, поскольку вторичная занятость охватывает значительную часть работников. Согласно расчётам по данным Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения (РМЭЗ ВШЭ), в 1990-х гг. 9-12% населения помимо основной имели вторую работу: 4-5% — постоянную; 6-8% — нерегулярные приработки [Рощин, Разумова 2002]. По данным ВЦИОМа, в 1993-2013 гг. доля населения, имеющего вторую работу или занятие, приносящее дополнительный доход, колебалась в пределах 8-17% [Перова 2016]. Исследования показывают, что денежная мотивация является основной причиной вторичной занятости для российских работников, особенно если речь идёт о нерегулярных подработках [Рощин, Разумова 2002]. С начала 1990-х гг. вторичная занятость активно используется российскими работниками в качестве стратегии временной адаптации к экономическим шокам и неопределённости. До-
полнительная занятость позволяет сглаживать вариацию заработков и защищаться от рисков непостоянства доходов по основному месту работы [Guariglia, Kim 2006], поэтому участие во вторичной занятости чрезвычайно нестабильно во времени, а её пики связаны с эпизодами задержек заработной платы [Desai, Idson 2000]. Работники, имеющие вторичную занятость, чаще сталкиваются с проявлениями нестандартной занятости (неполное рабочее время, срочные контракты, неформальность) и социальной незащищённости по основному месту работы, поэтому дополнительная работа может рассматриваться и как реакция на прекаризацию основной работы [Кученкова 2019]. Перечисленные факторы позволяют ожидать, что вторичная занятость будет выступать фактором сокращения неравенства. Вместе с тем почасовые ставки заработной платы на дополнительной работе выше, чем на основной [Foley 1997; Рощин, Разумова 2002], а вероятность наличия второй работы выше у мужчин, городских жителей, работников с высшим образованием и более молодых работников, то есть в группах работников с высоким зарплатным потенциалом [Guariglia, Kim 2004]. Вторичная занятость используется как механизм растянутой мобильности. Г. Л. Бессокирная, А. Л. Темницкий отмечают, что персоналу, имеющему дополнительную занятость, меньше свойствен страх потери работы и больше — высокий уровень потенциальной текучести [Бессокирная, Темницкий 1999]. Наличие второй работы положительно коррелирует с вероятностью фактической смены работы [Кученкова 2019; Guariglia, Kim 2004], что в российских условиях часто ведет к росту доходов, а бизнес каждого четвёртого нового самозанятого вырос из его дополнительной работы [Guariglia, Kim 2004]. В подобной ситуации доходы от вторичной занятости могут быть выше у высокооплачиваемых индивидов и способствовать росту неравенства. К тому же значительная часть вторичной занятости является неформальной даже среди работников с высокими заработками [Kim 2002; Guariglia, Kim 2006], что само по себе предполагает большую вариацию доходов от этого вида деятельности. Таким образом, вторичная занятость становится фактором социальной дифференциации [Бессокирная, Темницкий 1999].
В качестве ещё одного источника дохода мы рассматриваем доходы от самозанятости. Сложность изучения самозанятости связана с её двойственным характером [Hamilton 2000; Levine, Rubinstein 2017]. С одной стороны, самозанятыми являются успешные фрилансеры и владельцы, управляющие прибыльными предприятиями, но их численность достаточно мала. И если в западных странах эта категория самозанятых — достаточно устойчивая группа в силу своей привязки к семейному бизнесу и фермерской деятельности, то в России она лишена этой традиции, поэтому может быть гораздо менее стабильной. С другой стороны, основная масса самозанятых — это занятые по договорам гражданско-правового характера (ГПХ), фермеры и индивидуальные предприниматели, работающие в одиночку либо с привлечением членов семьи или одного-двух наёмных работников. Для них самозанятость нередко становится вынужденным выбором, осуществляется неформально и приносит нестабильный и невысокий доход. Двойственный характер самозанятости нередко рассматривается экономистами и социологами в контексте сегментации рынка труда и разделения рабочих мест на «хорошие» и «плохие». Вынужденная самозанятость представляется как результат зарегулированности рынка труда, избыточного налогообложения, высоких барьеров на вход в сегмент формальной занятости по найму и недоверия населения властям. Неоднородность самозанятости приводит к тому, что самозанятые больше всего представлены в хвостах распределения доходов — среди работников с самыми низкими и самыми высокими доходами. Самозанятость поэтому часто оказывается фактором усиления неравенства [Astebro, Chen, Thompson 2011; Garcia-Penalosa, Orgiazzi 2013; Halvarsson, Korpi, Wennberg 2018]. В России присутствуют обе причины самозанятости: предпринимательский мотив и мотив выживания [Earle, Sakova 2000; Аистов 2005]. Как и вторичная занятость, самозанятость часто находится в неформальной зоне. По данным недавних исследований, каждый второй самозанятый по основной работе не оформляет свои взаимоотношения с заказчиком или не регистрируется, на дополнительной работе без официального оформления трудятся 2/3 самозанятых [Покида, Зыбуновская 2019]. Самозанятость приносила существенную премию по сравнению с занятостью по найму в 1990-е — начале 2000-х гг., то есть она действительно помогала увеличить доходы [Gerber 2001; 2002; Lukyanova 2015],
что способствовало росту неравенства. С середины 2000-х гг. премия исчезает, по крайней мере, для неформальной самозанятости [Bargain, Etienne, Melly 2021], что позволяет ожидать ослабления влияния самозанятости на неравенство.
Данная работа отвечает на следующие вопросы:
— как изменялась во времени вовлечённость в разные формы занятости?
— как распределены трудовые доходы среди получателей доходов из разных источников?
— как изменения в структуре занятости по источникам доходов отразились на изменении неравенства?
В качестве основного источника используются данные РМЭЗ ВШЭ за 2000-2014 гг.2
Формирование основных переменных
Для анализа вклада источников трудовых доходов используется РМЭЗ ВШЭ. Главными достоинствами РМЭЗ ВШЭ являются доступность микроданных за длительный срок и наличие большого количества вопросов о разных сторонах жизни респондентов и их домохозяйств. Однако выборка РМЭЗ ВШЭ невелика по размеру и, по мнению многих исследователей, смещена в сторону низкодоходных групп. Недопредставленность работников с высокими заработками, а также то обстоятельство, что дизайн обследования не позволяет отслеживать сезонные колебания в трудовых доходах, могут вести к занижению оценок показателей неравенства. Кроме того, в РМЭЗ ВШЭ довольно грубо фиксируются доходы от самозанятости, прежде всего доходы владельцев-управляющих компаниями, значительная часть которых складывается из прибыли. Вариация этой части доходов, скорее всего, занижена. Данные о доходах сообщаются самими респондентами, поэтому существенна роль ошибок измерения, что ведёт к завышению оценок неравенства и отчасти компенсирует недооценку неравенства по перечисленным выше причинам. Впрочем, все эти проблемы не специфичны для РМЭЗ ВШЭ, а являются общими для обследований населения во всех странах.
В РМЭЗ ВШЭ главную сложность представляет определение статуса в занятости по основному месту работы. По дизайну обследования прямые вопросы о статусе занятости задавались лишь тем респондентам, кто не занят в организациях, но не во всех раундах. Мы отнесли к самозанятым по основному месту работу тех, кто (1) занят самостоятельно (не в организации) и ответил, что занимается предпринимательством и индивидуальной трудовой деятельностью на этой работе; (2) является (совладельцем предприятия и занимается предпринимательской деятельностью3. К сожалению, вопрос о занятии предпринимательством и индивидуальной трудовой деятельностью задавался в 2000-2014 гг. тем, кто был занят самостоятельно, поэтому мы не можем использовать данные за более поздние годы. Отметим, что к владельцам в данном случае отнесены только те, кто реально управлял своими компаниями, а не получатели пассивного дохода от собственности. Все остальные работники считаются занятыми по найму на основном месте работы.
См.: http://www.cpc.unc.edu/projects/rlms и http://www.hse.ru/rlms
В соответствии с Международной классификацией статуса в занятости (МКСЗ-93) к самозанятым также относятся члены производственных кооперативов и помогающих работников на семейных предприятиях. Данные РМЭЗ ВШЭ не позволяют выделить соответствующие категории. Вместе с тем, согласно данным Росстата, суммарная доля этих категорий составляла около 0,5% от общей численности занятых. Согласно нашему подходу, эти группы будут отнесены к занятым по найму (либо исключены из анализа, если не получают вознаграждения хотя бы на одном из мест работы; см. подробнее далее).
2
В отношении второй работы в РМЭЗ ВШЭ сложно разделить самозанятость и занятость по найму, поскольку вопросы о занятии предпринимательской деятельностью на второй работе задавались лишь в начале рассматриваемого периода, поэтому все доходы, полученные на второй работе, мы будем назвать доходами от вторичной занятости.
Еще один блок вопросов в РМЭЗ ВШЭ касается приработков (подвезти кого-то за плату, помочь с ремонтом за плату и т. п.). Все доходы от приработков отнесены к доходам от самозанятости. Во всех раундах (кроме 2008 г.)4 респондентам, указавшим наличие приработков, задавался вопрос о том, был ли это случайный заработок или респондент регулярно занимается такой работой. Если респондент занимается соответствующей работой регулярно и у него отсутствует основная работа, то приработки классифицировались как доходы от основной работы. Если респондент занимается соответствующей работой регулярно и у него есть основная работа, то приработки классифицировались как доходы от вторичной занятости. Оставшиеся доходы классифицировались как нерегулярные приработки.
Все виды трудовых доходов фиксировались за последние 30 дней, поэтому наблюдаемые различия в трудовых доходах отражают как различия в продолжительности рабочего времени, так и различия в часовых ставках. Анализ часовых ставок привел бы к значительному и неравномерному сокращению выборки, поскольку данные об отработанных часах содержат большое количество пропусков, особенно в случае приработков.
Таким образом, имеющиеся в РМЭЗ ВШЭ данные позволяют выделить четыре источника трудовых доходов:
— от занятости по найму (заработная плата) на основном месте работы;
— от самозанятости на постоянной основе по основному месту работы (доходы от постоянной самозанятости);
— от вторичной занятости;
— от нерегулярных приработков в случае, если они являются единственной работой (доходы от нерегулярной самозанятости).
Мы ограничили выборку РМЭЗ ВШЭ респондентами, отнесенными к репрезентативной части выборки. Индивиды, не указавшие положительную величину дохода, по крайней мере, по одному из учитываемых источников, исключены из выборки. Возраст респондентов не ограничивался.
Участие в различных формах занятости и характеристики разных групп занятых
Начнём анализ с вопроса о распространённости различных форм занятости. В таблице 1 приводятся данные о статусе в занятости по основному месту работы. Данные приведены в процентах от общей численности занятого населения. В отдельную группу выделены те, кто имеет только нерегулярные приработки. В таблице 1 самозанятые на постоянной основе (далее — «постоянные» самозанятые) разделены на три группы:
4 В таблицах 1-4 не приводятся результаты расчётов за 2008 г. На графиках 1-3 значения показателей за 2008 г. были получены путем интерполяции.
— владельцы;
— занятые индивидуальной трудовой деятельностью, индивидуальные предприниматели;
— имеющие регулярные приработки.
В дальнейшем из-за небольшого числа имеющихся наблюдений все «постоянные» самозанятые рассматриваются как единая категория.
Таблица 1
Статус в занятости по основному месту работы (% от общей численности занятых)
Самозанятые на постоянной основе
Год
Занятые по найму
Владельцы
Занятые индивидуальной трудовой деятельностью, индивидуальные предприниматели
Регулярные приработки
Всего
Самозанятые — только нерегулярные приработки
Самозанятые, всего
Число наблюдений
2000 84,3 1,4 2,2 3,5 7,1 8,5 15,7 3303
2001 84,0 1,6 2,4 3,3 7,4 8,6 16,0 3516
2002 84,3 1,2 3,0 3,3 7,5 8,3 15,7 3546
2003 84,9 1,4 2,8 2,8 6,9 8,2 15,1 3575
2004 84,4 1,3 3,0 3,0 7,2 8,4 15,6 3712
2005 86,4 1,6 2,5 3,4 7,4 6,1 13,6 3438
2006 86,7 1,4 2,0 3,2 6,6 6,7 13,3 4697
2007 89,2 1,0 2,1 2,3 5,4 5,4 10,8 4525
2009 88,9 1,2 2,0 2,9 6,1 5,0 11,1 4402
2010 89,7 1,5 2,7 1,7 5,9 4,5 10,3 7707
2011 89,3 1,5 2,5 2,1 6,0 4,7 10,7 7694
2012 88,1 1,4 2,8 2,6 6,7 5,1 11,9 7636
2013 88,9 1,2 2,8 2,5 6,5 4,6 11,1 7226
2014 88,8 1,3 2,7 2,4 6,4 4,8 11,2 5761
* Данные за 2008 г. неполные; результаты не приводятся.
Как видно из таблицы 1, на протяжении 2000-2014 гг. происходило устойчивое увеличение доли населения, занятого по найму, в основном — вследствие сокращения доли вовлечённых в нерегулярную самозанятость. Доля «постоянных» самозанятых сократилась также за счёт получателей доходов от регулярных приработков. Распространённость «постоянной» самозанятости менялась, реагируя на экономический цикл, поэтому при отсутствии явно выраженного тренда наблюдаются колебания внутри периода. В этой группе сокращалась доля тех, кто имеет приработки, в пользу индивидуальных предпринимателей. Данное обстоятельство может свидетельствовать о некотором «обелении» индивидуальной трудовой деятельности, а также о качественном изменении в сознании предпринимателей: всё больше становится тех, кто воспринимает свою деятельность как основную работу и называет ее предпринимательством, а не частными подработками.
Перечисленные тенденции означают, что по мере улучшения ситуации на рынке труда в первой половине 2000-х гг. приработки постепенно утрачивают роль как источник дохода. Всё больше людей находят возможность работать на постоянной основе как по найму, так и в рамках индивидуальной трудовой деятельности. При этом самозанятость по-прежнему остаётся важной составляющей российского рынка труда. По крайней мере, каждый десятый работник может считаться самозанятым по основному месту работы. В структуре самозанятости растёт доля занятых на постоянной основе, то есть мотивом для участия в самозанятости всё чаще становятся предпринимательские соображения и в меньшей степени — требования выживания.
На протяжении рассматриваемого периода сокращалось и участие во вторичной занятости (см. табл. 2). Доля работников, которые имеют постоянную дополнительную работу, сократилась с 6% в начале 2000-х гг. до 4% к середине 2010-х гг. Ещё сильнее (с 5 до 1%) сократилась доля тех, кто имел нерегулярные приработки в дополнение к основной работе. Таким образом, в структуре вторичной занятости также существенно снизилась нерегулярная составляющая. В отличие от развитых стран, в России произошло сокращение участия во вторичной занятости, и кризис 2008 г. не изменил этот тренд.
Таблица 2
Участие во вторичной занятости (% от общей численности занятых)*
Год На регулярной и (или) постоянной основе На нерегулярной основе Любая вторичная занятость
2000 6,2 5,3 10,9
2001 6,2 4,9 10,8
2002 5,7 3,7 9,2
2003 5,6 4,2 9,5
2004 5,1 2,9 7,7
2005 5,3 2,5 7,7
2006 5,6 2,4 7,8
2007 5,0 1,8 6,6
2009 4,2 1,7 5,7
2010 4,5 1,5 5,8
2011 4,8 1,4 6,0
2012 4,2 1,7 5,6
2013 4,4 1,3 5,6
2014 4,1 1,2 5,1
* Данные за 2008 г. неполные; результаты не приводятся.
Для последующего анализа мы выделяем четыре группы занятых. Три первые группы имеют одну работу, среди них мы выделяем занятых по найму, самозанятых на постоянной основе и тех самозанятых, которые имеют только нерегулярные приработки. Четвёртая группа включает всех респондентов, имеющих два или несколько мест работы. В данном случае дополнительная работа означает как «постоянную» дополнительную работу или регулярные приработки, так нерегулярные приработки в дополнение к основной работе.
В таблице 3 представлены характеристики групп в 2000 г. и 2014 г. Мы видим, что в 2000-2014 гг. в структуре занятого населения произошли существенные изменения: заметно (с 74,3 до 83,7%) увеличилась доля работников, занятых по найму, для которых их работа является единственной (трен-
ды с детализацией по годам представлены на рис. 1). Этот структурный сдвиг связан с сокращением участия во вторичной занятости и снижением доли тех, для кого нерегулярные приработки являются единственным источником трудового дохода. Доля самозанятых с единственной работой почти не изменилась.
Таблица 3
Дескриптивные статистики по группам работников
Одна работа
Группы По найму Самозанятые Нерегулярные приработки - Две работы и более
2000 г.
Распределение по группам (%) 74,3 6,8 8,5 10,4
Средний возраст (лет) 39,8 38,1 36,3 36,7
Моложе 30 лет 0,23 0,27 0,41 0,29
Старше 60 лет 0,05 0,04 0,10 0,02
Мужчины 0,49 0,54 0,64 0,56
Имеют высшее образование 0,22 0,18 0,09 0,27
Жители сёл и посёлков городского типа (ПГТ) 0,23 0,34 0,41 0,18
Состоят в браке 0,75 0,74 0,51 0,70
Средний размер семьи (количество человек) 3,5 3,7 3,7 3,4
Средний трудовой доход (в рублях) 1968 3104 813 2261
Число наблюдений 2454 223 282 344
2014 г.
Распределение по группам (%) 83,7 6,3 4,8 5,3
Средний возраст (лет) 40,6 42,6 38,3 39,3
Моложе 30 лет 0,25 0,19 0,33 0,27
Старше 60 лет 0,06 0,08 0,05 0,04
Мужчины 0,49 0,57 0,65 0,49
Имеют высшее образование 0,31 0,28 0,11 0,32
Жители сёл и посёлков городского типа (ПГТ) 0,28 0,35 0,65 0,18
Состоят в браке 0,69 0,76 0,51 0,71
Средний размер семьи (количество человек) 3,6 3,8 4,2 3,4
Средний трудовой доход (в рублях) 5341 6797 4351 6186
Число наблюдений 4822 362 274 303
Наблюдаемые тенденции в целом носят позитивный характер: уменьшается доля «плохих» рабочих мест в наиболее уязвимых формах нестандартной занятости с высоким уровнем неформальности и низкой социальной защищенностью. Значительная часть этой занятости имела адаптационный характер и являлась реакцией на трансформационный кризис 1990-х гг. Сокращение «плохой» занятости не было связано с вытеснением низкоквалифицированных работников с рынка труда в безработицу и неактивность, поскольку оно происходило на фоне уверенного роста общего уровня занятости. Экономический рост первой половины 2000-х гг. способствовал увеличению продолжительности рабочего времени, резкому росту заработных плат, а также расширению доступности «хороших» рабочих мест, особенно для высококвалифицированных работников. Вместе с тем могло происходить и увеличение неоднородности в сегменте постоянной занятости по найму с ростом доли «плохих» рабочих мест и усилением прекаризации внутри самого этого сегмента. Одни формы нестандартной занятости вне
сегмента занятости по найму могли заменяться другими формами нестандартной занятости уже внутри этого сегмента — временной, неформальной и полуформальной.
Наиболее специфичной по характеристикам является группа занятых с единственной работой в форме нерегулярных приработков. Её представители в среднем моложе, но менее образованны, чем работники из других групп. Среди них выше доля мужчин, а также жителей сёл и посёлков городского типа (ПГТ), ниже доля состоящих в браке, при том что они чаще проживают в домохозяйствах большего размера. Сравнивая 2000 г. и 2014 г., мы наблюдаем важные изменения в демографическом профиле нерегулярных самозанятых: среди членов этой группы сокращаются доля молодежи до 30 лет и доля представителей старшего возраста. По возрастным характеристикам нерегулярные самозанятые сближаются с другими группами занятого населения. В то же время в её составе резко, до 65%, увеличивается доля жителей села и ПГТ, которая и в 2000 г. была выше, чем в других группах. В отличие от других групп среди нерегулярных самозанятых за рассматриваемый период практически не выросла доля лиц с высшим образованием. Одновременно вырос средний размер домохозяйства без увеличения доли состоящих в браке, которая остается существенно ниже, чем в остальных группах. У нерегулярных самозанятых в среднем самые низкие доходы от трудовой деятельности, что вполне ожидаемо. Неожиданно то, что в 2000-2014 гг. именно в этой группе наблюдался наиболее быстрый рост трудовых доходов. Средний трудовой доход нерегулярных самозанятых в реальном выражении увеличился за рассматриваемый период в 5,4 раза, тогда как в остальных группах — в 2,2-2,7 раза. Эти различия в темпах роста не являются эффектом единичных выбросов, поскольку медианный доход вырос еще сильнее — в 9,6 раз (по сравнению с 3,2-3,6 раза в остальных группах). По-видимому, в самой уязвимой группе были «запущены» какие-то мощные механизмы роста, например, связанные с расширением доступа в Интернет, появлением новых рынков и развитием цифровых каналов продаж, а также с распространением цифровых платформ. Не последнюю роль мог играть и рост доходов сельских жителей, который стимулировал увеличение спроса прежде всего на услуги на локальных рынках. В данных РМЭЗ ВШЭ мы видим лишь проявления работы этих механизмов; для их идентификации необходимы детальные качественные исследования.
Существенные изменения претерпел и профиль «постоянных» самозанятых. Они стали в среднем старше других групп, как за счёт более быстрого сокращения доли молодежи, так и за счет роста доли работников 60 лет и старше. По доле сельских жителей и мужчин «постоянные» занятые уступают лишь нерегулярным самозанятым. Однако, в отличие от нерегулярно самозанятых, это обстоятельство не помешало «постоянно» занятым наращивать человеческий капитал теми же темпами, что занятые по найму, и даже быстрее, чем участвующие во вторичной занятости. У «постоянно» самозанятых самый высокий средний трудовой доход, однако в 2000-2014 гг. он рос медленнее, чем в остальных группах.
Как в 2000 г., так в 2014 г. 97% участвующих во вторичной занятости являются занятыми по найму на основной работе. Несмотря на это, участвующие во вторичной занятости заметно отличаются от тех, для кого занятость по найму — единственная работа. Они в среднем моложе, чаще проживают в городах, имеют более высокий уровень образования и среди них больше мужчин. С течением времени некоторые из перечисленных различий нивелировались: за 2000-2014 гг. среди участвующих во вторичной занятости снизилась доля молодёжи и мужчин, а доля обладателей высшего образования росла медленнее, чем среди занятых по найму с одной работой. В то же время среди занятых по найму с одной работой быстро росла доля жителей села и ПГТ, тогда как среди участвующих во вторичной занятости подобного роста не наблюдалось. В результате разрыв по этому показателю заметно увеличился и в 2014 г. оставался единственным существенным различием между двумя группами. Несмотря на усиление сходства между участвующими во вторичной занятости и занятыми по найму с одной работой, разрыв в средних трудовых доходах не изменился и в оба года составлял около 15% в пользу участвующих во вторичной занятости. При этом доля доходов от дополнительной работы составляла в среднем около 25-30% от общего трудового дохода.
Распределение трудовых доходов
Теперь посмотрим, как изменения в структуре занятости отразились на структуре трудовых доходов (см. рис. 1). Доля работников, занятых по найму на одной работе, увеличилась с 74% в 2000 г. до 82% в 2014 г. Впрочем, пик (84%) был достигнут в 2007 г. Рост суммарных доходов был обеспечен увеличением представительства соответствующей группы в составе занятых. После 2007 г. доля занятых по найму с одной работой фактически перестала расти; на этом фоне начинается медленная, но стабильная деградация доли группы в общей сумме доходов. Таким образом, преимущества монозанятости по найму проявляются лишь в период быстрого роста экономики; с вхождением экономики в фазу стагнации прекращается перераспределение рент в пользу работников и тормозится рост относительных заработных плат. Однако, в отличие от 1990-х гг., ухудшение положения наёмных работников по основному месту работы не ведёт к активации адаптации через вторичную занятость и нерегулярные приработки. Доли вовлеченных во вторичную и нерегулярную занятости продолжают снижение, хотя и не такими быстрыми темпами, какие были характерны для первой половины 1990-х гг.
90 85 80 75 70 65 60
А. Занятость по найму (одна работа)
о'—гмт^илфг^оосло'—гмт^
ОООООООООО'—'—'—'—'—
ооооооооооооооо гмгмгмгмгмгмгмгмгмгмгмгмгмгмгм
J Годы
Доля в доходах
Доля в занятости
10 г
8 -
6 -
4 -
С. Только нерегулярные приработки
о'—гмт^илфг^оосло'—гмт^
ОООООООООО'—'—'—'—'—
ооооооооооооооо гмгмгмгмгмгмгмгмгмгмгмгмгмгмгм
Годы
12
10
В. Самозанятость (одна работа)
_|_I_I_I_I_I_I_I_I_I_I_I_I_1_
Годы
гмт^ оо ело
о оооо ООО О ОООО ООО
гм т ^
о о 5555
гмгмгмгмгмгмгмгмгмгмгмгмгмгмгм
Доля в доходах
Доля в занятости
15 г
12
D. Наличие двух работ и более
О >—<N00^
О ОООО ООО
О ОООО ООО
ГЧ| гмгмгмгм гмгмг^
оосл о>—гч| т 001111
оо оо о о о
Г^Г^ Г^Г^ Г^ Г^
Годы
Доля в доходах
Доля в занятости
Доля в доходах
Доля в занятости
: Данные за 2008 г. неполные; значения показателей получены путем интерполяции.
Рис. 1. Распределение общей суммы трудовых доходов по источникам
Сокращение доли работников, имеющих дополнительную занятость, сопровождалось снижением их доли в общей сумме доходов. На рисунке Ы хорошо видно, что выгода от вторичной занятости заметно снизилась уже начиная с 2007 г.: доля в доходах сокращалась быстрее, чем доля в занятости. Все меньше работников берутся за дополнительную работу, а средние доходы совместителей сокращаются.
8
6
4
9
6
2
3
Совсем иначе складывалась динамика доходов в группе, имеющих только нерегулярные приработки (см. рис. 1с). Доля доходов от нерегулярных приработков не демонстрировала устойчивого снижения, несмотря доля получателей этих доходов сократилась более чем в два раза.
Резко (с 11 до 6%) упала в первой половине 2000-х гг. доля доходов от «постоянной самозанятости», а впоследствии вернула лишь 2 п. п. при отсутствии столь резких колебаний доли в занятости. В 2014 г. относительный доход от самозанятости по основному месту работы в среднем был существенно ниже, чем в 2000 г. Вместе с тем и самозанятые, и те, кто имеет дополнительную работу, остаются успешными работниками на фоне занятых по найму с одной работой и нерегулярных самозанятых, хотя преимущества существенно сократились по сравнению с 2000 г.
На рисунке 2 представлена динамика неравенства трудовых доходов для разных групп работников. В качестве показателя неравенства был выбран индекс Джини, потому что, во-первых, это самый популярный в России показатель неравенства, а во-вторых, он менее чувствителен к выбросам на малых выборках, а некоторые из рассматриваемых нами групп не очень многочисленны. Стоит помнить, индекс Джини по построению наиболее чувствителен к различиям в доходах в средней части распределения, поэтому может не улавливать различия в хвостах распределения.
0,8 0,7 0,6 0,5 0,4 0,3
Все занятые
Занятые по найму (одна работа) Имеющие две работы и более
Самозанятые (одна работа)
Самозанятые с нерегулярными приработками (одна работа)
_1_
_1_
_1_
_1_
_1_
_1_
_1_
_1_
_1_
_1_
_1_
_1_
_1_
_1_
Годы
222 ооооозо^--'-'-'-0 0 0 0 0 0 0 0 00 0 0 0 0 0 0
(ЧГМГМ <Ч<Ч<Ч<Ч(Ч^гЗгЗ<Ч<Ч<Ч<Ч
Рис. 2. Индекс Джини для трудовых доходов различных групп работников
Наши расчёты подтверждают сделанные в предшествующих исследованиях выводы о быстром снижении неравенства в начале 2000-х гг. и о последующем замедлении темпов сокращения неравенства после 2008 г. Согласно нашим оценкам, величина индекса Джини для трудовых доходов снизилась за 2000-2014 гг. на несколько пунктов — с 0,52 до 0,37, или на 28%.
Наиболее равномерно распределены трудовые доходы в группе занятых по найму с одним местом работы. В силу размера этой группы изменение неравенства среди ее представителей задаёт динамику неравенства для всех трудовых доходов в целом.
Самый высокий уровень неравенства во все годы — среди тех, кто имеет только нерегулярные приработки, что ожидаемо и обусловлено как нерегулярным характером соответствующей трудовой деятельности, так и нерегулярностью выплат за её осуществление. В реальности выплаты могли быть сделаны не только за работу, сделанную в последний месяц, но за работу, сделанную в течение более длительного периода. Однако и в этой группе неравенство имело тенденцию к снижению.
Промежуточное положение занимают работники, вовлечённые во вторичную занятость, и «постоянные» самозанятые с одной работой. Среди вовлечённых во вторичную занятость индекс Джини в
среднем на 0,03 пункта выше, чем среди занятых по найму с одной работой, но динамика имеет очень схожий характер. Более высокая вариация доходов, скорее всего, связана с большими различиями в продолжительности рабочего времени. Дифференциация доходов в группе постоянных самозанятых заметно выше (особенно после 2004 г.) и не демонстрирует понижательной тенденции (кроме самого начала 2000-х гг.). После 2004 г. значения индекса Джини для этой группы находились в районе 0,47.
Различия в трудовых доходах разных групп работников
Различия в трудовых доходах между разными типами занятости, как правило, различаются по шкале распределения. Подобная неоднородность эффектов может быть исследована с использованием метода безусловных квантильных регрессий [Fortin, Lemieux, Firpo 2011].
При использовании метода безусловных квантильных регрессий стандартное уравнение линейной регрессии оценивается не для исходной переменной Y, а для так называемой рецентрированной функции влияния RIF (Y, v), где v — это некоторый параметр распределения. Функции влияния, IF (Y, v), широко используются статистиками для измерения робастности различных параметров распределения выборочных данных к присутствию выбросов. Рецентрированная функция влияния (RIF) рассчитывается как сумма соответствующего параметра распределения и функции влияния. Для т-го квантиля функция влияния равна:
RIF (Y, q') = q ^fg0) (1)
где I(Y<qT) индикаторная функция, показывающая, соблюдается ли условие, находящееся под знаком этой функции, она принимает значение 1, если Y меньше квантиля qT;
fY — функция плотности переменной Y в точке qT.
Функция плотности распределения рассчитывается по имеющимся данным методом кернел-функций. Математическое ожидание RIF равно значению соответствующего параметра распределения. Используя это полезное свойство, можно моделировать математическое ожидание как линейную функцию от набора переменных, влияющих на трудовой доход. Полученные коэффициенты показывают, как (при прочих равных) отразится на конкретном квантиле распределения небольшой сдвиг в распределении объясняющей переменной.
В нашем случае в качестве зависимой переменной выступает логарифм трудового дохода. Основная переменная интереса — это категориальная переменная, характеризующая принадлежность к той или иной группе работников. За базовую группу была принята занятость по найму с одним местом работы. Дополнительно в качестве контрольных переменных в регрессию были включены возраст (четыре категории), пол, семейное положение (1, если респондент состоит в зарегистрированном или незарегистрированном браке), образование (четыре категории), тип населённого пункта (три категории: село или ПГТ, город, Москва или Санкт-Петербург), регион (на уровне федерального округа). RIF-регрессии оценивались для каждого дециля распределения доходов.
На рисунке 3 представлены оценки разрывов в логарифмах трудовых доходов для трех рассматриваемых по сравнению с базовой группой (занятые по найму — одна работа) для 2000 г. и 2014 г.5 Эти ре-
Полные результаты оценивания не приводятся, но доступны по требованию.
5
зультаты показывают, что в 2000-2014 гг. различия в доходах снизились для всех квантилей и для всех форм занятости, за исключением вторичной. Наиболее заметно снижение разрывов для тех, единственной работой которых являются нерегулярные приработки (см. рис. 3Ь). В 2000 г. низкооплачиваемые работники из этой группы зарабатывали значительно меньше, чем занятые по найму на одной работе, но по мере движения к верхним квантилям разрыв снижался до статистически незначимых значений. К 2014 г. эта закономерность сохраняется, но кривая разрыва становится существенно более пологой. Снижение разрыва может быть связано как с сокращением «штрафа», так и со снижением представительства группы в соответствующих частях распределения трудовых доходов. Нерегулярные приработки перестают быть сверхмаргинальной формой занятости; с рынка уходят работники с мизерными разовыми заработками. Можно предположить, что часть людей с мелкими случайными приработками нашли работу по найму и оставили подработки. Возможно также, что часть пенсионеров ушла из этого сегмента на фоне роста пенсий и ужесточения условий индексации пенсий. Оставшиеся, хотя и сохраняют неустойчивую связь с рынком труда, но зарабатывают больше даже за разовые услуги за счет увеличения объема работы либо подрабатывают чаще. Суммарный месячный трудовой доход самых бедных из них постепенно приближается к заработкам тех, кто занимает схожие позиции в распределении доходов занятых по найму на одной работе. А доходы наиболее успешных нерегулярных самозанятых (при прочих равных) сопоставимы с доходами квалифицированных работников, занятых по найму.
А. Самозанятые (одна работа)
АО пс,0 п60 а10 а?)0 а90
B. Самозанятые с нерегулярными приработками 0.5 г (одна работа) 0
цЮ др аФ П50 аб0 д10 с^^
0.0 -0.5 -1.0 -1.5 -2.0 -2.5
2000 г. ■ 2014 г.
-3.0
^ Имеющие две работы и более
0.25 0.20
0.15 ■ 2000 г. ■ 2014 г.
0.10 0.05 0.00 -0.05 -0.10
Рис. 3. Разница в логарифмах трудовых доходов по сравнению с базовой группой
(занятые по найму — одна работа)
Премии сократились для группы «постоянных» самозанятых с одной работой. В этой группе различия между 2000 г. и 2014 г. являются значимыми только для средней части распределения, но сокращение стандартных ошибок оценок имеет важные последствия с точки зрения интерпретации. В 2014 г. в самой нижней части распределения «постоянные» самозанятые с одной работой получали значимо более низкий доход, чем занятые по найму на одной работе, тогда как в 2000 г. разрыв был незначим
даже в нижней части распределения. И в 2000 г., и в 2014 г. разрыв менял знак и увеличивался по мере движения к верхним децилям, но если в 2000 г. значимый разрыв в пользу «постоянных» самозанятых фиксировался уже на уровне 3-го дециля, то в 2014 г. переход к значимым показателям начинается в районе медианных доходов.
Расчёты указывают на сокращение преимуществ самозанятости для всех категорий работников. Доходы наименее успешных самозанятых ниже, чем у наименее успешных из числа занятых. Более высокие доходы характерны лишь для половины самозанятых (в начале 2000-х гг. 2/3 самозанятых получали более высокие доходы). Сокращение доходов могло быть связано с усилением административного давления на самозанятых, усилением контроля за их деятельностью и, как следствие, с увеличением издержек на ведение бизнеса. В среднем самозанятые сохраняют преимущества с точки зрения доходов, хотя они все в меньшей степени компенсируют риски работы в неформальном поле экономики, а также риски нестабильности доходов. При этом, как мы видели выше, сокращение доходов не привело к заметному оттоку из самозанятости, которая сохраняет нематериальные выгоды в виде трудовой автономии, личной независимости, гибкости в распоряжении рабочим временем и т. п.
Эффект от наличия дополнительной работы к 2014 г. становится положительным и статистически значимым для всех децилей, начиная с третьего, тогда как в 2000 г. участие во вторичной занятости не приносило статистически значимой выгоды. Очевидно, что вторичная занятость всё реже используется как антикризисная стратегия и всё чаще служит целям разнообразия портфеля работ и растянутой мобильности. Смена доминирующих мотивов вторичной занятости отражается на их составе: увеличивается доля более мотивированных, более конкурентоспособных и готовых к карьерным рискам. К тому же, как мы видели, это явно выраженная городская модель поведения.
Почему снижалась дифференциация трудовых доходов?
В данном разделе проанализируем, какие факторы определяли снижение неравенства в 2000-2014 гг. и какое место среди этих факторов занимали описанные выше изменения в паттернах самозанятости и вторичной занятости. Методология анализа основана на широко известном методе декомпозиции, предложенном в 1970-е гг. американскими исследователями А. Блайндером и Р. Оаксакой [Blinder 1973; Oaxaca 1973]. Изначально метод был предназначен для анализа различий в средних уровнях заработных плат между двумя группами работников либо изменений в средних заработных платах между двумя периодами времени. Нас интересует вторая задача: анализ причин изменения неравенства в 2000-2014 гг. Суть метода состоит в том, чтобы разделить причины на два больших компонента: структурные («эффект состава», объясненная часть) и ценовые («эффект отдач», необъяснённая часть). Первый компонент связан с изменениями в структуре занятости, то есть в распределении характеристик работников. При увеличении доли групп с высоким уровнем дифференциации доходов неравенство будет увеличиваться. И наоборот: если увеличивается доля групп с низким уровнем дифференциации доходов, то неравенство сокращается. Речь идёт об узких группах, выделенных по тем характеристикам, которые включены в модель в качестве иксов. Ценовые факторы связаны с изменением неравенства внутри узких групп и с изменением различий в доходах между узкими группами. Этот компонент неравенства называется необъяснённой частью, поскольку мы можем зафиксировать, по каким характеристикам менялось внутри- и межгрупповое неравенство, но истолкование глубинных причин этих объяснений лежит за пределами эконометрической модели.
В последние 10-15 лет сфера применения этого метода декомпозиции была значительно расширена, и он стал активно использоваться для анализа динамики неравенства по большому кругу показателей [Fortin, Lemieux, Firpo 2011]. Данный метод основан на ЖР-регрессиях, описанных выше.
В качестве показателей неравенства мы используем индекс Джини, который отражает концентрацию доходов, и децильный коэффициент для логарифмированных доходов (1п 90) - 1п 10)), который измеряет разрыв в доходах между работниками с высокими и низкими доходами. Индекс Джини, как уже говорилось, более чувствителен к изменениям неравенства в центральной части распределения, а децильный коэффициент лучше улавливает изменения в хвостах распределения. Поэтому использование двух показателей позволяет увидеть изменение неравенства по всей шкале распределения. Результаты декомпозиции изменений в неравенстве представлены в таблице 4.
Таблица 4
Результаты декомпозиции изменений в уровне неравенства
Индекс Джини
Децильный коэффициент для лог-доходов
Коэффициент Стандартная ошибка Коэффициент Стандартная ошибка Коэффициент Стандартная ошибка Коэффициент Стандартная ошибка
Значение показателя в 2014 г. 0,374*** 0,005 — — 1,760*** 0,022 — —
Контрафактическое значение показателя в 2000 г. (при структуре выборки 2014 г.) 0,508*** 0,009 2,608*** 0,062
Значение показателя в 2000 г. 0,521*** 0,007 — — 2,646*** 0,047 — —
Изменение показателя -0,147*** 0,009 — — -0,886*** 0,052 — —
Эффект состава (объяснённая часть): всего -0,013*** 0,005 — — -0,039 0,040 — —
Эффект отдач (необъяс-нённая часть): всего -0,134*** 0,010 — — -0,847*** 0,068 — —
Эффект состава: всего — — -0,013*** 0,005 — — -0,039 0,040
Ошибка спецификации — — -0,001 0,004 — — 0,005 0,033
Чистый эффект состава: — — -0,012*** 0,003 — — -0,044*** 0,017
занятость по найму (одна работа) — — -0,011'" 0,001 — — -0,067''' 0,006
самозанятость (одна работа) — — -0,000 0,000 — — 0,000 0,000
только нерегулярные приработки — — -0,005'*' 0,001 — — -0,039''' 0,005
наличие двух работ и более — — 0,004'*' 0,001 — — 0,034''' 0,005
Возраст — — -0,000 0,001 — — 0,007 0,008
Пол — — 0,000 0,000 — — 0,000 0,001
Семейное положение — — 0,001 0,000 — — 0,005* 0,003
Образование — — -0,000 0,001 — — 0,014** 0,007
Тип населённого пункта — — -0,001 0,001 — — 0,008 0,010
Регион — — 0,000 0,001 — — -0,007 0,006
Эффект отдач: всего — — -0,134*** 0,010 — — -0,847*** 0,068
Ошибка перевзвешивания — — -0,001 0,002 — — -0,001 0,014
Чистый эффект отдач: — — -0,133*** 0,010 — — -0,846*** 0,067
Таблица 4. Окончание
Индекс Джини
Децильный коэффициент для лог-доходов
Коэффициент Стандартная ошибка Коэффициент Стандартная ошибка Коэффициент Стандартная ошибка Коэффициент Стандартная ошибка
занятость по найму (одна работа) — — 0,017 0,021 — — 0,222* 0,119
самозанятость (одна работа) — — 0,000 0,004 — — 0,024 0,016
только нерегулярные приработки — — -0,001 0,002 — — -0,039'" 0,014
наличие двух работ и более — — -0,000 0,002 — — 0,010 0,011
Возраст — — -0,005 0,003 — — -0,017 0,027
Пол — — 0,003 0,011 — — 0,022 0,071
Семейное положение — — 0,021 0,017 — — 0,103 0,112
Образование — — 0,008* 0,004 — — 0,084** 0,040
Тип населённого пункта — — -0,033*** 0,009 — — -0,099 0,064
Регион — — 0,004 0,006 — — 0,076* 0,041
Константа — — -0,147*** 0,029 — — -1,233*** 0,199
Примечание: * р < 0,1, ** р < 0,05, *** р < 0,01.
За 2000-2014 гг. значение индекса Джини упало на несколько пунктов: с 0,52 до 0,37; а значение де-цильного коэффициента для логарифмированных доходов — с 2,65 до 1,76. В верхней панели таблицы 4 содержатся фактические значения показателей в 2000 г. и 2014 г., а также используемое в промежуточных вычислениях расчетное значение показателя для 2014 г. Это последнее показывает, каким было бы значение показателя в 2000 г., если бы в 2000 г. структура занятости (распределение характеристик занятого населения) была такой, какой она фактически была в 2014 г. Как для индекса Джини, так и для децильного коэффициента эти расчётные значения лишь немногим ниже фактических значений для 2014 г. Это означает, что структура занятости за рассматриваемый период очень изменилась в сторону, благоприятствующую снижению неравенства, но это изменение было довольно слабым. Соответственно тот факт, что неравенство всё-таки снизилось, следует отнести главным образом на эффект отдач. Среди ценовых факторов наибольший вклад имеет константа, то есть факторы, не учтенные в модели. Это факторы, воздействовавшие на все без исключения группы работников. Наиболее очевидными из них являются экономический рост и многократные повышения минимального размера оплаты труда (МРОТ).
Вторая панель таблицы 4 отражает величину изменения показателя неравенства и вклад эффекта состава занятых и эффекта отдач. В третьей и четвёртой панелях эффект состава и эффект отдач раскладываются на отдельные факторы. Каждая строка (кроме пола, семейного положения и размера семьи), в свою очередь, включает наборы отдельных дамми-переменных (не показано в таблице 4). Отрицательные значения указывают на факторы, благоприятствовавшие снижению неравенства; положительные значения — на факторы, способствовавшие росту дифференциации. При этом в модели для децильного коэффициента мы видим больше значимых коэффициентов, чем в модели для индекса Джини, из чего можно сделать вывод, что вклюённые в модель характеристики лучше объясняют изменения в неравенстве на концах распределения, чем в его центральной части. Вместе с тем, направленность воздействия (знаки коэффициентов) одних и тех же характеристик одинакова для обоих показателей неравенства.
Согласно РМЭЗ ВШЭ, изменения в структуре занятости (эффект состава) имели слабое влияние на динамику неравенства: чистый эффект состава значим для обоих показателей, но объясняет лишь 5% сокращения децильного коэффициента и 8% сокращения индекса Джини. При этом эффекты состава по отдельным переменным действительно были очень малы. Так, факторы, связанные со старением населения, увеличением доли работников с высшим образованием, межрегиональной миграцией играли незначительную роль: коэффициенты при этих переменных статистически незначимы. Самое большое структурное воздействие имеют три из четырёх выделенных нами типов занятости6. Около 7-8% сокращения неравенства можно отнести на счёт увеличения доли наёмных работников, имеющих одно место работы. В том же направлении воздействовало и сокращение доли вовлечённых в нерегулярные приработки: на этот фактор пришлись 3-4% общего сокращения неравенства. Изменения в доле самозанятых с одной работой были очень малы и не оказали влияния на дифференциацию трудовых доходов. Сокращение доли участвующих во вторичной занятости, напротив, способствовало усилению неравенства и частично нейтрализовало общий выравнивающий эффект изменений структуры занятости. Таким образом, изменения в структуре вторичной занятости на протяжении 2000-2014 гг. являлись фактором усиления дифференциации. Изменения в самозанятости играли нейтральную роль по отношению к неравенству.
В составе эффекта отдач переменные типа занятости оказываются значимыми лишь для децильного коэффициента, но не для индекса Джини. Изменения в структуре вознаграждений сильнее сказывались в хвостах распределения. При этом на пятипроцентном уровне значим лишь коэффициент при группе работников с нерегулярными приработками. Изменения в отдачах от нерегулярной занятости за 2000-2014 гг. способствовали снижению неравенства. Рисунок 3Ь позволяет локализовать источник этого эффекта: наблюдалось значительное повышение относительных доходов у низкооплачиваемых работников из этого сегмента. Изменения внутри сегмента нерегулярно занятых привели к быстрому снижению неравенства внутри этого сегмента и одновременно — к сокращению межгруппового разрыва по отношению к другим группам. Все остальные изменения в отдачах, подробно описанные выше, были нейтральны по отношению к изменениям неравенства.
Заключение
В статье анализируется динамика источников трудовых доходов и их распределения на протяжении 2000-2014 гг. В этот период продолжалось снижение неравенства, хотя и угасающим темпом. Вместе с тем неравенство заработков в России все больше сближается с тем уровнем, который наблюдается в других крупных странах, поэтому замедление темпов снижения неравенства представляется вполне закономерным процессом и признаком нормализации и укрепления рыночных отношений.
Полученные результаты позволяют сделать вывод о том, что доходы из дополнительных источников и общие трудовые доходы распределены менее равномерно, чем заработные платы по основному месту работы. Анализ причин снижения дифференциации трудовых доходов показывает, что ключевую роль играют ценовые факторы, обусловленные изменением отдач от отдельных производительных характеристик и влиянием макроэкономических факторов. Однако при том, что изменения в составе занятости играют незначительную роль в объяснении динамики неравенства, рост доли работников, занятых по найму, на фоне сокращения вовлечённости в нерегулярные приработки и вторичную занятость явились важным структурным фактором. С ними связано около 7-8% сокращения неравенства. Это больше, чем вклад изменений в образовательной структуре или вклад старения рабочей силы. При этом сокращение доли вовлечённых во вторичную занятость противодействовало сокращению неравенства. На стороне отдач важное значение имел лишь резкий рост относительных доходов в группе получателей
6 Наличие четырёх групп в результатах регрессии связано с использованием процедуры нормализации для устранения зависимости результатов декомпозиции от выбора базовой группы [Gardeazabal, Ugidos 2004; Yun 2005].
нерегулярных приработков: мы видим явные признаки того, что мелкие разовые приработки становятся все менее распространены. Средний размер дохода от нерегулярных приработков рос быстрее, чем любые другие виды доходов, в связи с уходом из этой сферы людей с мелкими случайными подработками. Для выяснения точных причин того, почему это произошло, необходимы дополнительные исследования. Можно предположить, что часть людей с мелкими случайными подработками нашли работу по найму и оставили подработки. Возможно также, что часть пенсионеров ушли из этого сегмента на фоне роста пенсий и ужесточения условий индексации пенсий.
Проведенное исследование указывает на необходимость улучшения методологии измерения самозанятости и вторичной занятости, а также доходов от этих видов деятельности. Даже в рамках такого подробного обследования, как РМЭЗ ВШЭ, сложно выделить одни и те же категории самозанятых для всех раундов. Необходимо улучшить блок вопросов по самозанятости, чтобы мониторить последствия развития платформенной экономики и изменений, связанных с недавними законодательными новеллами, в частности — с введением налога на профессиональный доход.
Литература
Аистов А. В. 2005. О развитии некоторых форм самозанятости в России в 1994-2002 годах. Экономический журнал ВШЭ. 9 (2): 185-215.
Бессокирная Г. П., Темницкий А. Л. 1999. Вторичная занятость и ее социальные последствия. Социологические исследования. 5: 34-40.
Гимпельсон В. Е. et al. 2017. Российский рынок труда: тенденции, институты, структурные изменения. М.: Центр стратегических разработок.
Кученкова А. В. 2019. Вторичная занятость в контексте процессов прекаризации на российском рынке труда. Социологические исследования. 9: 73-83.
Лукьянова А. Л. 2011. Дифференциация заработных плат в России (1991-2008 гг.): факты и объяснения. Журнал НЭА. 12: 124-148.
Перова М. Б. 2016. Динамика и факторы вторичной занятости населения. Социум и власть. 6 (62): 7479.
Покида А. Н., Зыбуновская Н. В. 2019. Самозанятость на современном рынке труда. Социально-трудовые исследования. 3 (36): 18-29.
Рощин С. Ю., Разумова Т. О. 2002. Вторичная занятость в России: моделирование предложения труда. Научный доклад. 02/07. М.: Консорциум экономический исследований и образования (серия «Научные доклады»). URL: https://www.hse.ru/data/447/349/1234/WP_02-07r.pdf
Тощенко Ж. Т. (отв. ред.) 2020. Прекариат: становление нового класса. М.: Центр социального прогнозирования и маркетинга.
Astebro T., Chen J., Thompson P. 2011. Stars and Misfits: Self-Employment and Labor Market Frictions. Management Science. 57 (11): 1999-2017.
Bargain O., Etienne A., Melly B. 2021. Informal Pay Gaps in Good and Bad Times: Evidence from Russia. Journal of Comparative Economics. 49 (3): 693-714.
Blinder A. 1973. Wage Discrimination: Reduced Form and Structural Estimates. Journal of Human Resources. 8 (4): 436-455.
Calvo P., Lopez-Calva L., Posadas J. 2015. A Decade of Declining Earnings Inequality in the Russian Federation. Policy Research Working Paper. 7392. Washington, DC: World Bank Group. URL: https:// elibrary.worldbank.org/doi/abs/10.1596A813-9450-7392
Conen W., Beer P. de. 2021. When Two (or More) Do Not Equal One: An Analysis of the Changing Nature of Multiple and Single Jobholding in Europe. Transfer: European Review of Labour and Research. April. URL: https://doi.org/10.1177/10242589211002630
Desai P., Idson T. 2000. Work without Wages: Russia's Nonpayment Crisis. Cambridge, MA: MIT Press.
Earle J. S., Sakova Z. 2000. Business Start-Ups or Disguised Unemployment? Evidence on the Character of Self-Employment from Transition Economics. Labor Economics. 7 (5): 575-601.
Foley M. 1997. Multiple Job Holding in Russia During Economic Transition. Discussion Paper. 781. New Haven, CT: Yale University, Yale Economic Growth Center. URL: https://ageconsearch.umn.edu/ record/28453/files/dp970781.pdf
Fortin N., Lemieux T., Firpo S. 2011. Decomposition Methods in Economics. In: Ashenfelter O., Card D. (eds) Handbook of Labor Economics. 4A. Amsterdam: Elsevier; 1-102.
Gardeazabal J., Ugidos A. 2004. More on Identification in Detailed Wage Decompositions. Review of Economics and Statistics. 86 (4): 1034-1036.
Garcia-Penalosa C., Orgiazzi E. 2013. Factor Components of Inequality: A Cross-Country Study. Review of Income and Wealth. 59 (4): 689-727.
Gerber T. 2001. Paths to Success: Individual and Regional Determinants of Self-Employment Entry in Post-Communist Russia. International Journal of Sociology. 31 (2): 3-37.
Gerber T. 2002. Joining the Winners: Self-Employment and Stratification in Post-Soviet Russia. In: Bonnell V. E., Gold T. (eds) The New Entrepreneurs of Europe and Asia: Patterns of Business Development in Russia, Eastern Europe, and China. Abingdon, UK; New York: Routledge; 3-38.
Glavin P. 2020. Multiple Jobs? The Prevalence, Intensity and Determinants of Multiple Jobholding in Canada. Economic and Labour Relations Review. 31 (3): 383-402.
Guariglia A., Kim B.-Y. 2004. Earnings Uncertainty, Precautionary Saving and Moonlighting in Russia. Journal of Population Economics. 18 (2): 289-310.
Guariglia A., Kim B.-Y. 2006. The Dynamics of Moonlighting in Russia. What Is Happening in the Russian Informal Economy? Economics of Transition. 14 (1): 1-45.
Halvarsson D., Korpi M., Wennberg K. 2018. Entrepreneurship and Income Inequality. Journal of Economic Behavior & Organization. 145: 275-293.
Hamilton B. 2000. Does Entrepreneurship Pay? An Empirical Analysis of the Returns to Self-Employment. Journal of Political Economy. 108 (3): 604-631.
Kim B.-Y. 2002. Russian Households' Participation in the Informal Economy: Evidence from the VTsIOM Data. Economics of Transition. 10 (3): 685-713.
Klinger S., Weber E. 2020. Secondary Job Holding in Germany. Applied Economics. 52 (30): 3238-3256.
Levine R., Rubinstein Y. 2017. Smart and Illicit: Who Becomes an Entrepreneur and Do They Earn More? Quarterly Journal of Economics. 132 (2): 963-1018.
Lukyanova A. 2015. Earnings Inequality and Informal Employment in Russia. Economics of Transition. 23 (2): 469-515.
Oaxaca R. 1973. Male-Female Wage Differentials in Urban Labor Markets. International Economic Review. 14 (3): 693-709.
Schneck S. 2020. Self-Employment as a Source of Income Inequality. Eurasian Business Review. 10 (1): 4564.
Tazhitdinova A. 2020. Increasing Hours Worked: Moonlighting Responses to a Large Tax Reform. NBER Working Paper. 27726. URL: http://www.nber.org/papers/w27726
Yun M.-S. 2005. A Simple Solution to the Identification Problem in Detailed Wage Decompositions. Economic Inquiry. 43 (4): 766-772.
BEYOND BORDERS
Anna Lukyanova
Self-Employment, Secondary Jobholding, and Labor Income Inequality
Abstract
Using data from the Russian Longitudinal Monitoring Survey from 2000 to 2014, this study analyzes the evolution of various sources of labor income: salaried employment in a primary job, self-employment in a primary job, secondary employment, and irregular earnings. The composition of income sources reflects the strategies of adaptation to economic shocks, institutional changes, and technological innovations. The paper contributes to the debates about the precarization of employment and, more broadly, to the development of sociological views about social class structure.
The importance of salaried employment in a single job markedly increased between 2000 and 2014, both as the share of the workforce and as the fraction of total labor incomes. Simultaneously, the prevalence of secondary job holding and irregular work activities declined, which indicates the stabilization of the social structure. The results show that additional labor incomes and total labor income are distributed less evenly than earnings from a primary job. The observed changes in the structure of employment are associated with a 7-8% reduction in labor income inequality, which exceeds the contribution of changes in the education structure or population aging. Multiple jobholding retains its role as a source of social differentiation, despite a significant reduction in its incidence.
Keywords: labor income inequality; self-employment; secondary job holding; irregular employment; social differentiation; unconditional quantile regression; Russia.
Acknowledgements
The article was prepared within the framework of a grant provided by the Ministry of Science and Higher Education of the Russian Federation (Grant Agreement No. 075-15-2020-928). The author thanks the referees for helpful comments as well as Ksenia Abanokova for her input on an early draft.
References
Aistov A. V. (2005) O razvitii nekotorykh form samozanyatosti v Rossii v 1994-2002 godakh [On the Development of Some Forms of Self-Employment in Russia in 1994-2002]. HSEEconomic Journal = Ekonomi-cheskiy zhournal VSHE, vol. 9, no 2, pp. 185-215 (in Russian).
Astebro T., Chen J., Thompson P. (2011) Stars and Misfits: Self-Employment and Labor Market Frictions. Management Science vol. 57, no 11, pp. 1999-2017.
Bargain O., Etienne A., Melly B. (2021) Informal Pay Gaps in Good and Bad Times: Evidence from Russia. Journal of Comparative Economics vol. 49, no 3, pp. 693-714.
LUKYANOVA, Anna -
Candidate of Science in Economics, Senior Researcher, Center for Labor Market Studies, HSE University. Address: 20 Myasnitskaya str., 101000, Moscow, Russian Federation.
Email: alukyanova@hse.ru
Bessokirnaya G. P., Temnitskiy A. L. (1999) Vtorichnaya zanyatost' i yeye sotsial'nyye posledstviya [Secondary employment and its social consequences]. Sociological Studies = Sotsiologicheskiye issledovaniya, no 5, pp. 34-40 (in Russian).
Blinder A. (1973) Wage Discrimination: Reduced Form and Structural Estimates. Journal of Human Resources, vol. 8, no 4, pp. 436-455.
Calvo P., Lopez-Calva L., Posadas J. (2015) A Decade of Declining Earnings Inequality in the Russian Federation. Policy Research Working Paper, no 7392, Washington, DC: World Bank Group. Available at: https:// elibrary.worldbank.org/doi/abs/10.1596A813-9450-7392 (accessed 14 January 2022).
Conen W., Beer P de. (2021) When Two (or More) Do Not Equal One: An Analysis of the Changing Nature of Multiple and Single Jobholding in Europe. Transfer: European Review of Labour and Research, April. Available at: https://doi.org/10.1177/10242589211002630 (accessed 14 January 2022).
Desai P., Idson T. (2000) Work without Wages: Russia's Nonpayment Crisis, Cambridge, MA: MIT Press.
Earle J. S., Sakova Z. (2000) Business Start-Ups or Disguised Unemployment? Evidence on the Character of Self-Employment from Transition Economics. Labor Economics, vol. 7, no 5, pp. 575-601.
Foley M. (1997) Multiple Job Holding in Russia During Economic Transition. Discussion Paper, no 781, New Haven, CT: Yale University, Yale Economic Growth Center. Available at: https://ageconsearch.umn.edu/ record/28453/files/dp970781.pdf (accessed 14 January 2022).
Fortin N., Lemieux T., Firpo S. (2011) Decomposition Methods in Economics. Handbook of Labor Economics, vol. 4A (eds. O. Ashenfelter, D. Card), Amsterdam: Elsevier, pp. 1-102.
Garcia-Penalosa C., Orgiazzi E. (2013) Factor Components of Inequality: A Cross-Country Study. Review of Income and Wealth, vol. 59, no 4, pp. 689-727.
Gerber T. (2001) Paths to Success: Individual and Regional Determinants of Self-Employment Entry in Post-Communist Russia. International Journal of Sociology, vol. 31, no 2, pp. 3-37.
Gerber T. (2002) Joining the Winners: Self-Employment and Stratification in Post-Soviet Russia. The New Entrepreneurs of Europe and Asia: Patterns of Business Development in Russia, Eastern Europe, and China (eds. V. E. Bonnell, T. Gold), Abingdon, UK; New York: Routledge, pp. 3-38.
Gimpelson V. E., Zudina A. A., Kapelyushnikov R. I., Lukyanova A. L., Oshchepkov A. Y., Roshchin S. Yu., Smirnykh L. I., Travkin P. V., Sharunina A. V. (2017) Rossiyskiy rynok truda: tendentsii, instituty, struk-turnyye izmeneniya [Russian Labor Market: Trends, Institutions, Structural Changes], Moscow: Tsentr strategicheskikh razrabotok (in Russian).
Glavin P. (2020) Multiple Jobs? The Prevalence, Intensity and Determinants of Multiple Jobholding in Canada. Economic and Labour Relations Review, vol. 31, no 3, pp. 383-402.
Guariglia A., Kim B.-Y. (2004) Earnings Uncertainty, Precautionary Saving and Moonlighting in Russia. Journal of Population Economics, vol. 18, no 2, pp. 289-310.
Guariglia A., Kim B.-Y. (2006) The Dynamics of Moonlighting in Russia. What Is Happening in the Russian Informal Economy? Economics of Transition, vol. 14, no 1, pp. 1-45.
Halvarsson D., Korpi M., Wennberg K. (2018) Entrepreneurship and Income Inequality. Journal of Economic Behavior & Organization, vol. 145, pp. 275-293.
Hamilton B. (2000) Does Entrepreneurship Pay? An Empirical Analysis of the Returns to Self-Employment. Journal of Political Economy, vol. 108, no 3, pp. 604-631.
Kim B.-Y. (2002) Russian Households' Participation in the Informal Economy: Evidence from the VTsIOM Data. Economics of Transition, vol. 10, no 3, pp. 685-713.
Klinger S., Weber E. (2020) Secondary Job Holding in Germany. Applied Economics, vol. 52, no 30, pp. 32383256.
Kuchenkova A. V. (2019) Vtorichnaya zanyatost' v kontekste protsessov prekarizatsii na rossiyskom rynke truda [Secondary Employment in the Context of Precarization on the Russian Labor Market]. Sociological Studies = Sotsiologicheskiye issledovaniya, no 9, pp. 73-83 (in Russian).
Levine R., Rubinstein Y. (2017) Smart and Illicit: Who Becomes an Entrepreneur and Do They Earn More? Quarterly Journal of Economics, vol. 132, no 2, pp. 963-1018.
Lukyanova A. L. (2011) Differentsiatsiya zarabotnykh plat v Rossii (1991-2008 gg.): fakty i obyasneniya [Wage Inequality in Russian Economic Transition (1991-2008): Stylized Facts and Explanations]. Journal of the New Economic Association = Zhournal Novoi Ekonomicheskoi Associacii, no 12, pp. 124-148 (in Russian).
Lukyanova A. (2015) Earnings Inequality and Informal Employment in Russia. Economics of Transition, vol. 23, no 2, pp. 469-515.
Oaxaca R. (1973) Male-Female Wage Differentials in Urban Labor Markets. International Economic Review, vol. 14, no 3, pp. 693-709.
Perova M. B. (2016) Dinamika i faktory vtorichnoy zanyatosti naseleniya [The dynamics and factors of the secondary employment of population]. Society and Power = Sotsium i vlast, no 6 (62), pp. 74-79 (in Russian).
Pokida A. N., Zybunovskaya N. V. (2019) Samozanyatost na sovremennom rynke truda [Self-Employment in the Modern Labor Market]. Sotsialno-trudovyye issledovaniya = Social & Labour Research, no 3 (36), pp. 18-29 (in Russian).
Roshchin S. Yu., Razumova T. O. (2002) Vtorichnaya zanyatost v Rossii: modelirovaniye predlozheniya truda [Secondary Employment in Russia: Labor Supply Modeling]. Working Paper Series, no 02/07, Moscow: Economics Education and Research Consortium (EERC). Available at: https://www.hse.ru/ data/447/349/1234/WP_02-07r.pdf (accessed 14 January 2022) (in Russian).
Schneck S. (2020) Self-Employment as a Source of Income Inequality. Eurasian Business Review, vol. 10, no 1, pp. 45-64.
Tazhitdinova A. (2020) Increasing Hours Worked: Moonlighting Responses to a Large Tax Reform. NBER Working Paper, no 27726. Available at: http://www.nber.org/papers/w27726 (accessed 14 January 2022).
Toshchenko Zh. T. (ed.) (2020) Prekariat: stanovleniye novogo klassa [Precariat: The Emergence of a New Class], Moscow: Center for Social Forecasting and Marketing (in Russian).
Yun M.-S. (2005) A Simple Solution to the Identification Problem in Detailed Wage Decompositions. Economic Inquiry, vol. 43, no 4, pp. 766-772.
Received: July 3, 2021
Citation: Lukyanova A. (2022) Samozanyatost', vtorichnaya zanyatost' i neravenstvo trudovykh dokhodov v Rossii (2000-2014 gg.) [Self-Employment, Secondary Jobholding, and Labor Income Inequality]. Journal of Economic Sociology = Ekonomicheskaya sotsiologiya, vol. 23, no 1, pp. 101-124. doi: 10.17323/1726-32472022-1-101-124 (in Russian).
