CC BY
73
Владимир ПИНПЕЛЬСОН,
Ростислав КАПЕЛШШНИКОВ, Татыт РАТНИКОМ
Велики ли глаза у страха?
Стран безработны и гибкость заработной маты в Ркии1
Страх безработицы: в чем проблема? Каждому с детства известна поговорка: "волков бояться
— в лес не ходить". В конечном счете неважно, есть ли в лесу волки; главное, верить в то, что они там могут быть. Страх, независимо от того, отражает ли он реальную ситуацию или нет, парализует действие. Новые социальные и экономические явления, не до конца понятные и еще не освоенные личным опытом, также могут рождать страх. Этот тривиальный вывод относится к различным сферам человеческой деятельности. Исследователи констатируют значительную устойчивость показателей страха или тревожности на протяжении всего периода массовых опросов в России в 1990-е годы2.
Страх безработицы — один из наиболее сильных страхов постсоветского периода. Как показывают исследования социологов, катастрофизм в сознании людей можно рассматривать как естественную реакцию на внезапное разрушение экономических и социальных основ советского жизненного уклада и базовых ценностей, ставших привычными и естественными для многих поколений. Ожидание "конца света" широко распространилось среди россиян; при этом различные "частные" страхи успешно дополняли друг друга, еще более усиливая общий катастрофизм ожиданий. Страх безработицы был одним из важных составных элементов такой картины мира3.
"Страх — это когда непонятно ''
(А.П.Чехов. "Страх")
"The only thing we have tofear isfear itself (Franklin Delano Roosevelt. Inaugural address. 1933. March 4)
JI. Гудков пишет, что страх связан с неопределенностью, в которой оказывается индивид, не знающий, что будет дальше и чего следует ждать. Он отражает уверенность индивида, что жизнь ему неподконтрольна и управляется иными силами. Ожидание худшего заставляет "сокращать объем желаемого, ценного, значимого, минимизировать свои требования и запросы к жизни". "В этом смысле ведущий мотив действия — не достичь чего-либо, приобрести что-то, а постараться не утратить то, что есть, на что могут покуситься социальные или иррационально-природные силы"4.
Отражая растерянность и ощущение беспомощности человека перед проявлением неподвластных и непонятных ему сил, различные частные страхи могут складываться в "букет", коррелируя друг с другом. Тогда люди, склонные к панике или испугу, будут демонстрировать полный или почти полный веер страхов вне связи с тем, каковы фактические основания для некоторых из них.
Так, независимо от того, велика ли безработица в реальности, страх перед ней может влиять на поведение людей на рынке труда. Возможная логика здесь проста: чем сильнее люди боятся потерять работу, тем сильнее они должны держаться за имеющееся место и тем выше у них должна быть склонность "платить" за стабиль-
1 Авторы признательны за советы и комментарии Х.Леману, В.Магуну, П.Ратлэнду, К.Сабицяновой, Дж.Эрлу, а также Т.Бандюко-
вой, Л.Гудкову, А.Белянину, И.Денисовой и С.Рощинуза помощь в подготовке данных. Райта над статьей была поддержана грантом Агентства международного развития США (SEGIR ЕР Contract N PCE-l-00-00-00014-00, referen® Russia Task Order N 803 Improvement of Economic Policy Through Think Tank Partnership Project). Содержащиеся в работе мнения и выводы принадлежат авторам и не обязательно отражают позицию АМР США.
2 Гудков Л. Страх как рамка понимания происходящего // Мониторинг общественного мнения: Эконмические и социальные перемены. 1999. № 6 (44). С. 47.
3 Ядов В. Структура и побудительные индексы социально-тревожного сознания // Социологичекий журнал. 1997. № 3. С. 77-91.
4 Гудков Л. Указ. соч. С. 53.
ность имеющейся занятости. Это, в свою очередь, означает рост гибкости оплаты труда, увеличение вероятности ее относительного, а иногда и абсолютного снижения. При этом гибкость может проявляться в различных формах, например, неполные или несвоевременные выплаты и т.п. Как предположил один из авторов данной статьи, "исключительно сильный страх массового высвобождения и безработицы в России проник в массовое сознание и в поведение работников. Это стало дополнительным фактором, подталкивающим людей принять модель низкой заработной платы, составной частью которой является задолженность по зарплате"1. Хотя данное предположение и кажется правдоподобным, оно никогда не подвергалось строгой эмпирической проверке.
В современной теоретической и эмпирической литературе, посвященной рынку труда, ожиданиям его участников придается исключительно важное значение. Однако исследования, где использовались бы прямые данные об ожиданиях работников, крайне немногочисленны. Обычно ожидания выводятся задним числом из имеющейся информации об уже реализованных событиях. Так, вместо показателей, отражающих субъективные представления работников о риске остаться без работы, в качестве заменителей используются фактические данные об уровне безработицы, интенсивности вынужденных увольнений, числе закрытых предприятий и т.п. Во многом это связано с трудностями прямого измерения ожиданий участников рынка труда. Однако при таком подходе неявно предполагается, что нам точно известно, каким объемом информации обладают работники и как на ее основе они формируют свои ожидания. Поэтому, по мнению американских экономистов Ч.Мански и Дж.Строуба, стандартная практика выведения ожиданий из уже реализованных событий оказывается недостаточно надежной и уязвимой с методологической точки зрения2.
В нашем исследовании предпринята попытка пойти по иному пути, отличному от общепринятого. Оно относится к сравнительно небольшому, но быстро растущему потоку литературы, где анализируется влияние факторов, под воздействием которых формируются субъективные представления участников рынка труда, и какое
1 Gimpelson V. The Politics of Labor-Market Adjusment in Russia // Reforming the State. Fiscal and Welfare Reform in Post-Socialist Countries / Ed. J.Kornai, S.Haggard, R.Kaufman. Cambridge University Press, 2001. P. 42.
2 Manski C.F, Sullivan J.D. Worker Perceptions of Job Insecurity in the mid-1990s: Evidence from the Survey of Economic Expectations. NBER Working Paper N 6908. Cambridge (Ma), 1999.
влияние это оказывает на их реальное поведение1. Насколько нам известно, до сих пор такие исследования проводились только на примере зрелых рыночных экономик. Наша работа является первой, где речь идет о роли страха безработицы в условиях переходной экономики.
Статья состоит из пяти частей. Сначала мы определяем проблему и намечаем пути ее обсуждения. Во второй части рассматриваем эволюцию страха безработицы в 1990-е годы. Третья часть посвящена анализу факторов, определяющих интенсивность и распространенность страха безработицы среди занятого населения. В четвертой части анализируется реакция показателей оплаты труда на изменение показателей страха. И наконец, в заключение подводятся итоги.
Методология и данные. Для ответа на интересующие нас вопросы необходимы такие эмпирические данные, которые позволили бы не только дать всестороннюю картину эволюции страха безработицы среди работников, но и увязать между собой показатели страха и заработной платы. Наиболее приспособленной (из имеющихся) для решения этих задач является база данных Российского миниторинга здоровья и экономического положения населения (РМЭЗ)2. Индивидуальная анкета РМЭЗ содержит как вопросы, относящиеся к измерению страха, так и многочисленные индикаторы заработной платы, а также данные о социально-демографических характеристиках респондентов.
Два вопроса анкеты, построенные как пятибалльные шкалы, измеряют представления респондентов о вероятности потери работы и труд-
1 Blanchflower D. Fear, Unemployment and Pay Flexibility // The Economic Journal. 1991. N 101 \Aaronson D., Sullivan D. The Decline of Job Security in the 1990s: Displacement, Anxiety, and their Effect on Wage Growth // Economic Perspectives. 1998. Vol. 22. N 1. P. 17-43; ManskiC.F., Sullivan J.D. Worker Perceptions of Job Insecurity in the mid-1990s: Evidence from the Survey of Economic Expectations. NBER Working Paper N 6908. Cambridge (Ma), 1999; Neumark D., Polsky D. Changes in Job Stability and Job Security: Anecdotes and Evidence. Michigan State University (mimeo), 1997; Schmidt St., Thompson Chr. Have Workers' Beliefs about Job Security Been Keeping Wage Inflation Low? Evidence from Public Opinion Data. Milken Institute. Working Paper, 1997; Stephens M., Jr. Job Loss Expectations, Realizations, and Household Consumption Behavior. NBER Working Paper N 9508, Cambridge (Ma), 2003. Febr.
2 РМЭЗ - единственное в России представительное панельное обследование семей. Оно проводится международным консорциумом организаций при участии Института социологии РАН начиная с 1994 г. Подробная информация о РМЭЗ и первичные данные представлены на сайте <http://www.cpc.unc.edu/projects/rlms/home.html>.Особенности данных РМЭЗ для изучения рынка труда см.: Обзор занятости в России. 1991-2000 гг. М.: БЭА, ТЕИС, 2002. Вып. 1.
ностях ее поиска. Мы интерпретируем их как индикаторы, отражающие степень боязни безработицы опрашиваемыми. Отвечая на один вопрос, респондент должен сообщить, насколько его беспокоит то, что он может потерять работу. Другой ставит его в прожективную ситуацию закрытия предприятия, на котором он работает. Респондента спрашивают, насколько он уверен, что в этом случае сможет найти работу не хуже имеющейся. На протяжении всего периода наблюдений между двумя этими типами оценок отмечалась значимая положительная корреляция (коэффициент корреляции приближался к 0,5). Другими словами, те, кто больше опасался потерять нынешнюю работу, как правило, сильнее боялись, что не смогут найти новую.
В дальнейшем, помимо этих частных "индексов страха", мы будем также пользоваться полученным на их основе "интегральным индексом". Поскольку приведенные вопросы характеризуют разные аспекты одного и того же явления, ответы на них, на наш взгляд, могут быть просуммированы в интегральный индекс. Он меняется в диапазоне от 2 баллов (наименьшее значение) до 10 (наивысшее значение).
Респонденты РМЭЗ должны также предоставлять широкий спектр информации о заработной плате, в частности, о сумме зарплаты, полученной в прошлом месяце, о наличии и величине задолженности и т. д.
Панельная природа РМЭЗ открывает возможности динамического анализа интересующих нас зависимостей между страхом безработицы, личностными характеристиками занятых и заработной платой. В нашем распоряжении есть данные за 1994, 1995, 1996, 1998, 2000 и 2001 гг. Для лучшей сопоставимости мы будем пользоваться данными с двугодичным интервалом (1994, 1996, 1998, 2000 гг.). Сбор данных проводился в IV квартале каждого года.
Эволюция страха. Субъективное восприятие угрозы безработицы независимо от ее фактического уровня может быть мощным фактором, снижающим требования работников к работодателю и повышающим их терпимость к ухудшению условий занятости. Другими словами, потенциально оно является сильным антиинфляционным средством и способно существенно снижать уровень резервируемой заработной платы1. Страх складывается из сочетания ожидания работниками нарастания трудностей в поддержании занятости (роста безработицы) и ощущения
1 BlanchflowerD. Op. cit. P. 406-83.
ими слабости собственных конкурентных позиций на рынке труда. Последняя проявляется в неспособности занятых по найму индивидуально или коллективно противостоять ухудшению условий занятости.
В рыночной экономике безработица выполняет ряд важных функций. Среди них — функция сдерживания инфляции. Снижение безработицы ниже некоторого "естественного" уровня (КА11Ш) вызывает рост заработной платы, который разгоняет инфляцию. И наоборот, рост безработицы подавляет инфляционные ожидания. Механизм этой связи понятен: высокая (или растущая) безработица подрывает рыночную власть работников, вынуждая их отказываться от требований повышения оплаты труда. Безработица (через опасения потерять работу и не найти новую) заставляет их идти на уступки работодателям. При этом в западных странах даже рядовой работник самой жизнью обучен разбираться и рационально реагировать на колебания экономической конъюнктуры. В этом смысле страх безработицы основан на информации и рационален. По сути он представляет прогноз возможных изменений в положении работника на рынке труда.
По-иному может складываться ситуация в переходной экономике. Советские люди воспитывались на идеологемах, которые изображали безработицу самой страшной социальной катастрофой. Картина длинной очереди из отчаявшихся людей на биржу труда была для многих символом безжалостного капитализма, знакомым с начальной школы. При этом к моменту горбачевской перестройки своего опыта, связанного с безработицей, в Советском Союзе практически не было. Ни исследователи, ни тем более политики и журналисты не знали, что такое безработица на самом деле, каковы ее законы и механизмы, от чего она зависит и как меняется во времени. Однако то, что реформы — это значительная неопределенность уже в ближайшем будущем и высокая вероятность безработицы, чувствовали и считали практически все. Сверхми-литаризованная и "тяжелая" по своей структуре экономика, крайне низкая производительность труда, плохое качество и неконкурентоспособ-ность продукции являлись отличительными особенностями советского народного хозяйства. Всем казалось, что стоит лишь тронуть этого ископаемого "динозавра" реформами и взрыв безработицы практически гарантирован. За этим взрывом маячил призрак новой социальной и политической смуты.
В конце 1980-х — начале 1990-х годов катастрофические прогнозы нескончаемым потоком шли как от сторонников, так и от противников
реформ, хотя их политическая мотивация и научные обоснования различались. Например, во время обсуждения программы "500 дней" многие прогнозировали взрывной рост безработицы с апокалиптическими социальными последствиями, эти соображения и сыграли свою роль в принятии решения об отказе от программы.
В конце 1991 г., когда наметился переход от словесных программ к реальным действиям, дискуссия в средствах массовой информации еще более активизировалась. Сторонники реформ предвидели быстрый рост массовой безработицы как результат успешных и глубоких экономических преобразований. Представители социальных министерств обращались к этим прогнозам, пытаясь добиться от правительства выделения дополнительных финансовых ресурсов и большего политического влияния. Пессимистические ожидания зачастую поддерживались, в частности, экспертами МОТ, которые выступали за более социально ориентированную и ведомую государством стратегию реформ. Противники реформ говорили о предстоящей безработице не иначе как о неизбежной надвигающейся "национальной катастрофе". К сожалению, профессиональные исследователи рынка труда оказались неспособны предвидеть реальное развитие событий и остудить пыл и эмоции прогнозистов. Абсолютно доминировали крайне упрощенные представления о связи между динамикой производства и динамикой безработицы.
Итак, к началу реформ был достигнут консенсус между крайними пессимистами всех сортов и идейных позиций, который "успешно" овладел сознанием широких слоев населения. Средства массовой информации стали активным транслятором и пропагандистом этих взглядов. Повлияло ли это на поведение людей на рынке труда? Об этом мы поговорим ниже.
Пока же отметим, что здесь напрашивается любопытная параллель с ситуацией, сложившейся на американском рынке труда, где в 1990-е годы, по-видимому, действовали сходные механизмы "дезинформации" работников СМИ. Опросы, проводившиеся в США в это десятилетие, зафиксировали резкое усиление страха перед безработицей,
Таблица 1
ДИНАМИКА ФАКТИЧЕСКОЙ БЕЗРАБОТИЦЫ (%)
и это при том, что ее фактический уровень удерживался на чрезвычайно низкой по историческим меркам отметке. По мнению ряда наблюдателей, это могло быть связано с деятельностью прессы, одной из излюбленных тем которой сделались массовые увольнения персонала крупными компаниями1. Дело в том, что в США экономический кризис начала 1990-х годов очень сильно затронул СМИ, где ситуация с занятостью действительно заметно ухудшилась. Экстраполируя ситуацию в своем "локальном" секторе на всю экономику в целом, журналисты и издатели могли заражать собственными страхами всех остальных: "Поскольку представления читателей о риске потери работы могут формироваться под воздействием сообщений прессы, нельзя исключать, что наблюдавшийся рост неуверенности в надежности существующих рабочих мест имел весьма отдаленное отношение к реальной ситуации или же вообще не имел к ней никакого отношения"2.
Фактическая безработица и ее субъективное восприятие. Все прогнозы открытой безработицы в России оказались ошибочными, они были существенно завышены, по сравнению с реальными тенденциями ее роста. Хотя социальные издержки, заплаченные за переход к рынку, были исключительно велики, массовая безработица в ее "стандартной" и ожидавшейся формах пришла со значительным опозданием. Она с 1992 г. (когда впервые было проведено выборочное обследование занятости) по 1994 г. выросла с 5,2 до 8,1% и далее в 1998 г. — до 13,3%. Достигнув пика в начале посткризисного 1999 г., безработица стала последовательно снижаться и к середине 2002 г. составила 7,5%. Что же касается показателей регистрируемой безработицы, то они стабильно оставались очень низкими3. Эволюция фактической безработицы показана в таблице 1.
1 NeumarkD., PolskyD. Op. cit.
2 Aaronson D., Sullivan D. Op. cit.
3 Подробнее о тенденциях, связанных с безработицей в России, см.: Обзор занятости в России. 1991-2000 гг. М.: БЭА, ТЕИС, 2002. Вып. 1.
Уровень безработицы 1994 г. 1995 г. 1996 г. 1998 г. 2000 г.
Общей (по определению МОТ) 8,1 9,5 9,7 13,3 10,0
Зарегистрированной 2,2 3,2 3,4 2,7 1,4
По данным РМЭЗ 7,7 8,1 9,7 10,9 8,6
Источники методологические пояснения к данным таблицы см.: Обзор занятости в России. 1991-2000 гг. М.: БЭА, ТЕИС, 2002. Вып. 1.С. 87.
Вместе с тем массовые обследования свидетельствуют о том, что страх безработицы являлся одной из наиболее устойчивых фобий переходного периода. С конца 1980-х годов ВЦИОМ регулярно задавал своим респондентам вопросы о субъективном восприятии безработицы. Респонденты сообщали о том, насколько, по их мнению, остра проблема безработицы, как сильно их беспокоит возможность потери работы, а также смогут ли они найти работу не хуже имеющейся в случае закрытия их предприятия. В таблице 2, построенной на данных мониторинга ВЦИОМ, показана динамика этих показателей.
Для конца 1980-х — начала 1990-х годов был характерен значительный разрыв между реально фиксируемой безработицей и ее отражением в сознании людей. Уже в 1989 г., задолго до переломного 1992 г., общественное мнение фиксировало безработицу как уже существующую острую проблему. Тревога по поводу безработицы демонстрировала удивительную стабильность во времени и "автономность" от окружающей среды, хотя за этот период уровень фактической безработицы испытывал резкие изменения.
Данные РМЭЗ о динамике показателей страха за 1994-2000 гг. (табл. 3) во многом подтверждают вывод, сделанный выше. В конце 1994 г. около 60% респондентов выражали опасение потери работы и неуверенность в получении новой1. К концу 1998 г. фактическая безработица почти удвоилась, а уровень страха хотя и подрос, но на вполне умеренные (на этом фоне) 7—9 пп.
Интенсивный процесс обучения людей реалиям рыночной экономики, который шел все это время, мог способствовать определенной демистификации безработицы и рационализации отношения к ней. Тем не менее складывается впечатление, что это отношение формировалось в значительной мере на внеэкономической и отчасти внерациональной основе.
Региональное распределение фактической и ожидаемой безработицы. Существование значительного "зазора" между состоянием рынка труда и его восприятием в сознании людей подтверждается невысокой корреляцией между соответствующими региональными индикаторами. Поскольку регион проживания для каждого респондента РМЭЗ известен, то мы можем добавить в индивидуальные данные официальную информацию о состоянии соответствующих региональных рынков труда, примерно совпадающую по времени с моментом проведения обследований.
1 В это время фактический уровень общей безработицы был вполне приемлемым и составлял 7%, а уровень регистрируемой — едва заметные 1,7%.
В таблице 4 представлена матрица корреляций индекса страха с различными показателями, характеризующими состояние региональных рынков труда. Среди них — показатели общей и регистрируемой безработицы, выбытия и найма персонала на крупных и средних предприятиях, а также наличия вакансий. Естественно предположить, что сильный страх должен быть положительно связан с уровнями безработицы и коэффициентом увольнений по инициативе администрации. Напротив, отрицательная связь должна прослеживаться с коэффициентами найма, увольнений по собственному желанию и вакансий. Знак коэффициента корреляции страха с общим показателем выбытия будет зависеть от соотношения между добровольными и вынужденными увольнениями.
Наиболее представительным из всех перечисленных выше показателей является уровень общей безработицы, определяемый по методологии МОТ. Из данных таблицы 4 следует, что в 1994 г. корреляция между ним и индексом страха вообще была отрицательной, хотя и статистически незначимой. В последующих же обследованиях корреляция становится значимой и положительной, ее величина остается невысокой. Только в кризисном 1998 г. распределение ожидаемой безработицы по регионам отдаленно соответствовало распределению фактической безработицы. Корреляция индекса страха с регистрируемой безработицей была значимой в 1994 и 1996 гг. и незначимой в последующие годы.
Связь с показателями найма отсутствовала в 1994 г., а с показателями увольнений — в 1994и 1998 гг. В остальные годы коэффициенты корреляции были невысокими, хотя и статистически значимыми. Корреляция с показателями добровольных увольнений была значимой в 1996 и 1998 гг., ас показателями вынужденных увольнений — в 1994 и 2000 гг. Единственный индикатор, последовательно демонстрировавший статистически значимую связь с индексом страха и имевший теоретически ожидаемый знак — это уровень вакансий. Однако и в этом случае абсолютная величина коэффициента корреляции оставалась достаточно невысокой.
Таким образом, мы можем констатировать существование устойчивого разрыва между реальными тенденциями на рынке труда и их восприятием в сознании людей.
Анатомия страха. Итак, от каких обстоятельств зависит страх безработицы? Как он распределен среди занятого населения? Какие группы населения в наибольшей степени им затронуты? Насколько он устойчив во времени?
Таблица 2
ВОСПРИЯТИЕ БЕЗРАБОТИЦЫ В МАССОВОМ СОЗНАНИИ (в % от числа давших утвердительные ответы*)
“Люди стали больше бояться потерять работу" “Безработица относится к числу наиболее тревожащих проблем" "Есть угроза значительного сокращения персонала на предприятии, где я работаю" “Я могу потерять работу в связи с сокращением штатов, ликвидацией моего рабочего места или предприятия"*
1989 г. Ноябрь 42
1992 г. Ноябрь 70 _
1993 г. Апрель 80 _ 46 37
Август 80 - 47 41
Декабрь - - - 37
1994 г. Январь 82 48
Март 83 - 43 46
Июль - 56 - -
Сентябрь - 26 - 38
Ноябрь 77 64 34 37
1995 г. Март 81 66 35 43
Май - 50 - -
Июль - 48 - -
1996 г. Январь 70 51 27 36
Май - 55 - -
Июль - - 33 38
Сентябрь - 63 - -
1997 г. Январь 61 37 50
Июль - 54 - -
Сентябрь - - 29 35
1998 г. Январь 60 _
Июль - 65 - -
Сентябрь - - 43 44
Ноябрь - 77 - -
1999 г. Январь 60 _
Июль - 64 - -
2000 г. Январь _ 49 _ _
Июль - 51 - -
2001 г. Январь 43
* Сумма ответов ’очень вероятно" и "вероятно".
Источник: Данные ВЦИОМ из журнала "Мониторинг общественного мнения: Экономические и социальные перемены" за 1993— 2001 гг.
Таблица 3
СТРАХ ПОТЕРИ РАБОТЫ (в %, РМЭЗ)
__________________________Вариант ответа
1994 г.
1996 г.
1998 г.
2000 г.
Представьте себе не очень приятную картину: организация, где Вы работаете, по каким-либо причинам завтра закроется, и все работники будутуволены. Насколько Вы уверены, что сможете найти работу не хуже той, на которой работаете сейчас?
Сумма ответов "не очень уверен" и "совсем не уверен" 61,5 63,0 68,1 53,6
Насколько Вас беспокоит то, что Вы можете потерять работу?
Сумма ответов "очень беспокоит" и "немного беспокоит“_____________________575___________620__________68,7____________57,4
Таблица 4
КОЭФФИЦИЕНТЫ КОРРЕЛЯЦИИ МЕЖДУ ИНДЕКСОМ СТРАХА И АЛЬТЕРНАТИВНЫМИ ПОКАЗАТЕЛЯМИ СОСТОЯНИЯ РЫНКА ТРУДА (РМЭЗ)
Показатель рынка труда
1994 г.
1996 г.
1998 г.
2000 г.
Уровень безработицы
общей (по методологии МОТ) [+] -0,014 0,072** 0,113*
регистрируемой [+] 0,070** 0,069** 0,022
Коэффициент
найма [-] -0,013 -0,071** -0,082*
выбытия [+/-] -0,016 -0,050** -0,015
увольнений пособственномужеланию[-] 0,010 -0,033* -0,056*
увольнений по инициативе администрации [+] 0,034* -0,014 -0,007
Уровень вакансий [-] -0,128** -0,161** -0,118*
0,077**
0,004
-0,056**
-0,033*
0,023
0,047**
-0,070**
и * — 1%-ный и 5%-ный уровени существенности соответственно. В квадратных скобкахпоказаны ожидаемые знаки.
Рассматривая значения индекса страха за 1994-2000 гг. для основных социально-демографических и социально-экономических групп, мы можем констатировать, что практически везде групповая динамика индекса во времени совпадает с его динамикой для всего населения. Индекс последовательно, но постепенно растет до своего максимума в 1998 г., а затем опускается примерно до значений 1994 г.1
Личные характеристики индивида заметно влияют на значения интегрального индекса страха. Женщины устойчиво сильнее боятся безработицы, нежели мужчины. Наиболее "напуганной" является возрастная группа 40-59 лет. У них индекс страха более чем на один балл выше, чем в самой младшей возрастной группе. Страх тем сильнее, чем ниже уровень образования. Чем крупнее населенный пункт, где живут респонденты, тем меньше они боятся безработицы. Максимальный уровень страха наблюдается в
1 Из-за ограниченности объема нашего журнала мы вынуждены при публикации данной статьи сократить очень значительный и важный иллюстративный статистический материал, оставляя лишь методологию, содержательный анализ и осно& ные результаты исследования. В полном виде данная статья трех авторов "Велики ли глаза у страха? Страх безработицы и гибкость заработной платы в России" опубликована в качестве препринта \Л/РЗ/200Э/04б серия \Л/Р3 "Проблемы рынка труда" в изданиях ГУ—ВШЭ. М., 2003. 44 с. — Прим. ред.
профессиональной группе служащих, затем следуют квалифицированные рабочие промышленности и неквалифицированные рабочие. Чем дольше работник трудится у данного работодателя, тем больше он боится прекращения этих отношений.
Можно предположить, что уровень страха отражает индивидуальную конкурентоспособность работника, а также спрос на определенные виды труда (профессии) на локальном рынке труда. Страх тем сильнее, чем уязвимее ожидаемые позиции работника на рынке труда, чем слабее его рыночная сила (bargaining power). Последняя во многом определяется его человеческим капиталом, за которым стоят полученное образование, накопленные знания и навыки.
Наблюдается и связь между уровнем страха и некоторыми характеристиками работодателя. Здесь одновременно могут иметь место два процесса. С одной стороны, формируется сегмент наиболее уязвимых рабочих мест. Они концентрируются на устаревших крупных предприятиях, в традиционных секторах, зависимых от поддержки государства и не готовых к открытой конкуренции. С другой стороны, происходит негативный отбор этими предприятиями наименее конкурентоспособных работников.
Например, работники более крупных предприятий обычно склонны больше опасаться по-
тери работы. Работники "старых" предприятий (созданных свыше десяти лет назад) высказывают самые сильные опасения. Интересна и ассоциация страха работников с формой собственности предприятий, на которых они трудятся. Он сильнее у работников предприятий, полностью или частично принадлежащих государству. По-видимому, это отражает слабую конкурентоспособность основной массы рабочей силы, занятой в государственном секторе. Многие предприятия были приватизированы, а часть их акций передана или продана работникам. Характерно, что респонденты-совладельцы таких предприятий выражали все более усиливающийся страх безработицы, и наоборот, работники частных предприятий чувствовали себя относительно более уверено.
Такое распределение более и менее "пугливых" по типам работодателей также отражает спрос со стороны последних на человеческий капитал разного качества. Новые сектора и новые частные предприятия притягивают к себе наиболее конкурентоспособную часть рабочей силы. Работа здесь дает дополнительные навыки, еще более усиливая конкурентоспособность работников. Соответственно страх перед неопределенностью сменяется у них более трезвой и более спокойной оценкой своих возможностей. В этом смысле мы наблюдаем пример негативного отбора: неконкурентоспособные предприятия "собирают" неконкурентоспособных работников. Одновременно это означает и сегментацию страха.
Связи между индексом силы страха и характеристиками работников и их работодателей представлены выше без учета возможного влияния других факторов. Реальная картина значительно более сложна и многомерна, поскольку влияния взаимно переплетены и одновременны. Рассмотренные переменные не являются абсолютно независимыми друга от друга, а определенным образом взаимодействуют.
Более точно оценить независимый вклад каждого из факторов мы можем с помощью регрессии индекса страха (зависимая переменная) на переменные, характеризующие работников, их работодателей и фактический уровень безработицы.
Анализ полученных результатов вращается вокруг трех основных гипотез.
Согласно гипотезе 1, страх безработицы значимо зависит от уровня фактической безработицы. Фактическая безработица в регионе, где проживает респондент, является одной из основных детерминант ее субъективного восприятия. В этом случае коэффициент при показателе безработицы должен быть положительным и статистически значимо отличаться от нуля.
Гипотеза 2 определяет страх как функцию величины и качества накопленного человеческого капитала (образование, профессия и специальный стаж), отражающего адаптационный потенциал работника на рынке труда. В этом случае уровень образования и квалификации работника, а также опыт его трудовой мобильности должны оказывать и обратное влияние на интенсивность страха безработицы.
И наконец, гипотеза 3 рассматривает интенсивность страха в зависимости от типа работодателя (размер, возраст, форма собственности) и, таким образом, она отражает нестабильность и уязвимость рабочих мест.
В принципе предложенные гипотезы не исключают друг друга. Описываемые ими закономерности могут сосуществовать, взаимно усиливая друг друга. Для их проверки мы оценивали кросс-секционные уравнения регрессии следующего типа:
РЕАЯ; = Ьо + Ь1 *ипетр1 + Ь2*Х + Ъз*Ъ\ + еь (1)
где БЕА!^ — индекс страха для ¡-го индивидуума1, 11петр| — уровень фактической безработицы в регионе проживания индивида X* — набор личностных характеристик, отражающих его конкурентоспособность на рынке труда (пол, возраст и квадрат возраста, стаж и квадрат стажа, образование, профессиональная группа, регион проживания и др.); 21 — вектор характеристик работодателя, у которого он работает (размер предприятия и его возраст); Ь — коэффициенты регрессии; 81 — необъясняемый остаток.
Поскольку обследования РМЭЗ растягиваются на несколько месяцев, в правую часть уравнения были также включены дамми-переменные, соответствующие месяцам, когда производился опрос отдельных респондентов.
Оценка производилась различными способами. Во-первых, методом наименьших квадратов. При этом мы для упрощения считали зависимую переменную (индекс страха) количественной. Во-вторых, методом максимального правдоподобия как огёегейргоЬЫ регрессии, поскольку зависимая переменная принимает дискретные упорядоченные значения. И в том, и в другом случае проводилось дополнительно робастное
1 В качестве зависимой переменной мы использовали как интегральный индекс страха (сумма частных индексов), так и частные индексы по отдельности. Результаты практически не меняются, что свидетельствует об их стабильности. Поэтому в дальнейшем мы приводим только оценки с использованием интегрального индекса.
оценивание, если не выполнялись тесты на го-москедастичность1. Для расчета использовались данные РМЭЗ для четырех временных точек — 1994, 1996, 1998, 2000 гг., покрывающих большую часть переходного периода. К сожалению, у нас нет сопоставимых данных, относящихся к самому раннему этапу реформ — началу 1990-х годов.
Уравнения значимы для всех рассматриваемых лет, хотя доля объясняемой вариации индекса невелика и находится в пределах 12-13%. Поскольку оба метода дают в целом схожие результаты по знакам и значимости коэффициентов (прямое сравнение самих значений коэффициентов невозможно), то для простоты изложения мы ограничимся обсуждением оценок, полученных методом наименьших квадратов.
Удивительно, но в 1994 г. фактическая безработица и страх перед ней были связаны обратной зависимостью, хотя коэффициент регрессии при показателе безработицы незначимо отличался от нуля. Знак минус перед ним показывает, что в регионах с более высокой безработицей люди при прочих равных условиях были менее склонны опасаться угроз, связанных с потерей работы. Этот результат противоположен тому, что мы могли ожидать, если бы полагали, что страх безработицы является зеркальным отражением реальной ситуации. В 1996 г. этот коэффициент также был незначим, но поменял знак на ожидаемый плюс. Однако уже в 1998 г., когда уровень фактической безработицы достиг максимума, значение соответствующего коэффициента в уравнении (1) стало и положительным, и отличным от нуля с вероятностью более 99%. В 2000 г. этот коэффициент оставался значимым, но на 5%-ном уровне.
Подытоживая, мы можем констатировать, что в 1994 и 1996 гг. влияние фактической безработицы на страх практически отсутствовало. В 1998 и 2000 гг. оно проявилось, но в первом случае было более сильным, чем во втором. Такая неровная динамика может объясняться, в частности, процессом социального обучения населения, который активно шел все эти годы, а также заметным скачком фактической безработицы на рубеже 1998—1999 гг. Тем не менее даже в эти годы влияние фактической безработицы было достаточно слабым: так, для увеличения страха на один балл требовалось, чтобы уровень безработицы в регионе вырос на 8—18 пп.!
1 Его результаты не приводятся из соображений экономии места.
Теперь обратимся к индивидуальным характеристикам работников, которые могут отражать их конкурентоспособность на рынке труда. Это прежде всего показатели профессиональной принадлежности, уровня образования, а также стажа работы у данного работодателя. Профессиональная принадлежность (на уровне агрегированных групп по ИСКО-88) влияла на ощущение страха лишь для полярных категорий, располагавшихся по краям профессиональной шкалы. В 1994—1996 гг. коэффициенты были отрицательны и статистически значимы для руководителей и для специалистов высшего и среднего уровня. В 1998—2000 гг. эти различия исчезли. В то же время в этот подпериод более сильный страх стали испытывать рабочие средней квалификации: в среднем они опасались безработицы примерно на 0,5 балла больше, чем даже неквалифицированные рабочие, выбранные в качестве референтной группы.
Влияние образования было статистически заметно во все годы наблюдения. Лица с более высоким образованием чувствовали себя намного увереннее.
Ни продолжительность стажа работы у данного работодателя, ни стаж в квадрате не отражались на страхе перед безработицей.
К этой же группе переменных примыкают показатели пола и возраста. Хотя они и не являются прямыми характеристиками человеческого капитала в силу имеющихся гендерных и возрастных асимметрий, они косвенно характеризуют конкурентоспособность работников на рынке труда. Мужчины и молодые люди при прочих равных условиях боялись безработицы относительно меньше. С возрастом страх безработицы усиливался: уровень страха у каждого следующего поколения был примерно на один балл сильнее, чем у предыдущего. Однако нарастание тревоги с возрастом происходило затухающим темпом (об этом свидетельствует отрицательный знак при переменной возраст в квадрате).
И наконец, в какой мере характеристики рабочих мест провоцируют страх, вселяя в работников, их занимающих, чувство неуверенности? Можно предположить, что менее стабильные и более уязвимые рабочие места, в большей мере открытые для рыночной конкуренции, будут усиливать страх безработицы у тех, кто на них занят. Однако ни возраст предприятия, ни его размер не оказывали устойчивого (во времени) эффекта на восприятие работниками опасности потери работы. Можно говорить лишь о двух, хотя и недостаточно отчетливых тенденциях: страх усиливался с увеличением размера предприятия, но ослабевал с увеличением его возраста.
Обследования РМЭЗ имеют лонгитюдный характер, что позволяет скомбинировать исходные данные в двухлетние сбалансированные панели: 1994—1996,1996-1998,1998—2000гг. Прежде всего панельные данные дают возможность ответить на вопрос, насколько устойчивым является индивидуальный страх во времени.
Полученные оценки позволяют сделать достаточно неожиданные выводы. Во-первых, индивидуальное чувство страха является крайне неустойчивым во времени: для подавляющего большинства групп доля работников со стабильным уровнем страха лежала в диапазоне 7—25%. У всех остальных интенсивность страха за два года менялась либо в большую, либо в меньшую сторону. Во-вторых, группа с максимальным уровнем страха демонстрирует намного более высокий "коэффициент закрепления" 48—61%. Это означает, что сверхвысокий страх создает своего рода психологическую ловушку: попав в ряды самых "запуганных", большинство работников "застревают" там на многие годы. В-третьих, с течением времени отмечалось постепенное увеличение доли тех, у кого чувство страха, достигнув максимальной отметки, затем уже не ослабевало. Так, для 1998—2000 гг. доля таких "застрявших" превысила 60%.
Панельные данные позволяют также существенно расширить и скорректировать те исходные представления об анатомии страха, которые были получены в ходе кросс-секционного анализа. С их помощью можно, во-первых, учесть влияние ненаблюдаемых индивидуальных эффектов и устранить вызванное ими смещение, во-вторых, оценить значимость временных эффектов и, в-третьих, уточнить характер некоторых причинно-следственных связей.
Оцениваемое уравнение имеет вид:
FEAR.it = Ро + р1*11пешрк + (32*Хп +
+ р4*й + од + ел, (2)
где к переменным, представленным в уравнении (1), добавляются: & — дамми-переменная, соответствующая временному эффекту; а! — переменная, отражающая специфический индивидуальный эффект.
Во всех трех моделях наблюдается наличие систематического индивидуального эффекта. Хотя оценки модели с фиксированными эффектами являются состоятельными, они, к сожалению, обладают низкой эффективностью (стандартные ошибки примерно вдвое выше, чем в других моделях), поскольку временная протяженность наших панелей ограничена двумя го-
дами. При попытке построить более длинную панель возникает либо проблема истощения (если панель сбалансированна), либо оценки малоэффективны (если панель несбалансированна).
Влияние фактической безработицы прослеживается достаточно отчетливо. Будучи незна-чимымдля 1994—1996гг., оно приобретает значимость в первых двух моделях для 1996— 1998 гг. Наконец, для 1998-2000 гг. все три модели свидетельствуют о существенном влиянии фактической безработицы на индекс страха, причем в модели с фиксированными эффектами коэффициент при переменной безработицы оказывается едва ли не единственным значимо отличным от нуля. Это хорошо согласуется с гипотезой о социальном обучении участников рынка труда, высказанной ранее.
Особого внимания заслуживает анализ временного эффекта, "схватываемого" дамми-пере-менной ё, которая характеризует динамику влияния безработицы на страх во времени в рамках двугодичной панели. В 1994-1996 и 1996-1998 гг. страх со временем усиливается (значение ё положительно). Однако уже в 1998-2000 гг. соответствующий коэффициент становится отрицательным, т.е. страх падает, причем почти в полтора раза быстрее, чем он до этого рос.
В остальном полученные результаты практически совпадают с результатами кросс-секцион-ного анализа. Анализ панельных данных подтверждает, что при прочих равных условиях женщины больше боятся потерять работу, чем мужчины; с возрастом страх нарастает, хотя и постепенно затухающим темпом; у городских жителей страх слабее, чем у сельских; обладание высоким образованием и высокой профессиональной квалификацией делает людей намного увереннее. Таким образом, большинство ранее сделанных выводов остается в силе.
Полученные нами результаты интересно сопоставить с результатами аналогичных американских исследований (Д.Салливэна и Д.Арон-сона, а также Д.Салливэна и Ч.Мански), приведенных выше. В американском случае "анатомия" страха выглядит следующим образом:
— различия между мужчинами и женщинами практически отсутствуют;
— не прослеживается корреляции интегрального индекса страха с возрастом (из-за того, что составляющие этого индекса имеют тенденцию меняться в противоположных направлениях: если опасения лишиться имеющейся работы с возрастом ослабевают, то опасения не найти новой работы, не хуже прежней, наоборот, усиливаются);
— у цветного населения страх перед безработицей выражен сильнее, чем у белого;
— образование влияет на уровень страха отрицательно;
— более квалифицированные группы работников (например, менеджеры) боятся безработицы меньше, чем менее квалифицированные;
— самозанятые чувствуют себя увереннее, чем наемные работники;
— работа в небольших по численности коллективах также сопровождается снижением уровня страха.
Как видим, резкие отличия существуют по таким демографическим переменным, как пол и возраст. Интересно также отметить, что анализ американских данных выявляет исключительно высокую неоднородность ожиданий безработицы внутри отдельных групп. Так, все включенные в анализ характеристики объясняют очень небольшую часть общей вариации в индивидуальных показателях страха — чуть более 10%. Это достаточно близко к оценкам, полученным нами.
В целом можно констатировать, что страх безработицы слабо зависит от объективных условий, в которых работники живут и работают. Например, он почти не связан с фактическим уровнем безработицы в регионах их проживания. Мало влияет на его интенсивность и то, на каких предприятиях работники заняты. Объективно существующая уязвимость рабочих мест практически не транслируется в страх. Последний формируется под воздействием иных обстоятельств, прежде всего характеристик самих работников. Оценивая внешние угрозы, они смотрят скорее на себя, чем на окружающие их объективные условия. Таким образом, страх безработицы в России во второй половине 1990-х годов являлся преимущественно характеристикой самих работников, оставаясь экзогенным параметром по отношению к условиям занятости и показателям рынка труда.
Страх как механизм адаптации на рынке труда. В известных пределах страх безработицы может выступать субститутом реальной безработицы, тормозя ее рост. По контрасту с понятием "самосбывающегося прогноза" можно было бы утверждать, что страх перед возможной безработицей действует по принципу "самонесбываю-щегося прогноза": когда вероятность потери работы оценивается как очень высокая, работники готовы мириться с резким ухудшением условий оплаты. Это позволяет им сохранить занятость, и в результате ожидаемое событие — переход в безработицу — так и не наступает. Причем оно не наступает не потому, что они начинают за-
благовременно подыскивать запасные варианты, а потому, что изначально признают свое бессилие. Страх перед безработицей как бы берет на себя ее функции и тем самым делает ее "ненужной”.
Оба механизма приспособления — через реальную безработицу и через страх перед ней — имеют свои плюсы и минусы. С одной стороны, механизм страха обеспечивает более прямой и быстрый путь для подстройки заработной платы к негативным шокам и к тому же свободен от многочисленных издержек, сопровождающих реальную безработицу. С другой стороны, делая работников более податливыми, он позволяет дольше удерживаться на плаву неэффективным предприятиям. В результате он может отрицательно сказываться на темпах реструктуризации занятости, тормозя перераспределение рабочей силы из менее перспективных отраслей и секторов в более перспективные. Кроме того, работник, движимый страхом безработицы, обычно хуже информирован о реальном положении дел на рынке труда, чем работник, столкнувшийся с этой проблемой на практике и знающий о ней не понаслышке, а по собственному опыту. Отсюда — высокая вероятность overshooting ’а: опасение потерять работу может подталкивать к гораздо более сильному и глубокому снижению заработной платы, чем на самом деле требуется для предупреждения потери занятости. Похоже, именно такой сценарий и был реализован в российской экономике в переходный период.
В 1990-е годы последствия, связанные с действием "механизма страха", активно обсуждались в США. На протяжении этого десятилетия темпы роста заработной платы оставались там крайне невысокими, несмотря на резкое снижение безработицы. Многие наблюдатели видели одно из возможных объяснений этого парадокса в усилившемся страхе потери работы. Так, по мнению председателя Совета директоров ФРС А.Гринспэна, "...страх перед безработицей несомненно сыграл заметную роль в замедлении темпов роста оплаты труда, поскольку работники пытались сохранять свои рабочие места, соглашаясь на меньшую прибавку к заработной плате”1. А вот точка зрения бывшего министра труда США Р.Райха: "Заработная плата стоит на месте, потому что люди боятся просить прибавки. Они страшатся, что могут потерять работу"2. Согласно имеющимся эконометрическим оценкам, замедление ежегодных
1 Цит. по: Manski C.F., Sullivan J.D. Op. cit.
2 Цит. по: Aaronson D., Sullivan D. Op. cit.
темпов роста заработной платы, которое наблюдалось в США в 1990-е годы, может быть практически полностью объяснено возросшим страхом перед безработицей1.
Естественно предположить, что в условиях российской переходной экономики действие "механизма страха" также могло быть очень сильным. Наглядное представление о том, как были связаны страх и заработная плата на российском рынке труда, дают гистограммы распределения страха для трех децильных групп с низкой, умеренной и высокой заработной платой (рис. 1). Из них видно, что среди самой низкооплачиваемой категории работников распределение было резко смещено в пользу респондентов с максимальными показателями страха. Для групп с умеренным и высоким уровнями заработной платы распределение было намного более равномерным. Так, в 1994 г. среди высокооплачиваемых работников доля "пессимистов" лишь незначительно превышала долю оптимистов, этот разрыв несколько увеличился в 1996—1998 гг., но в 2000 г. опять воспроизводится ситуация 1994 г.
Остановимся на связи страха безработицы с некоторыми "зарплатообразующими" условиями занятости. На протяжении всего периода наблюдений более сильный страх сочетался с наличием задержек зарплаты, выплатами в натуральной форме, с вынужденными административными отпусками, с сокращением часов работы не по инициативе работника. Наличие дополнительной работы ассоциировалось с относительно более слабым страхом безработицы.
Для более строгой проверки гипотезы о влиянии страха безработицы на заработную плату мы оценивали кросс-секционные уравнения в следующих спецификациях:
LOGWAGEi = bo + bi*FEARi + b2*UNEMPj + Ьз*Х, + b4*Zi + 8i, (3)
Pr(debti =1) = Logit (bo + bi*FEARj + b2*UNEMPi + b3*Xi + b4*Zi + ej), (4)
где LOGWAGEi — логарифм выплаченной месячной заработной платы для i-ro индивидуума; debt; в уравнении логит-регрессии — бинарная переменная, принимающая значение 1, если респондент имел задолженность по заработной плате, и 0 — в противном случае. Правые части приведенных уравнений идентичны по спецификации: FEARi — индекс страха для i-ro респондента; UNEMPj — уровень фактической безработицы в регионе его проживания; Xi — век-
Aaronson D., Sullivan D. Op. cit.
тор личностных характеристик данного индивида; 21 — вектор характеристик работодателя, у которого он работает; Ь — коэффициенты регрессии; е* — необъясняемый остаток. Добавим, что спецификация (4) использовалась и для оценки пробит-регрессии.
Данные РМЭЗ относятся к периоду высокой инфляции в российской экономике. В отдельные месяцы этого периода месячные темпы роста потребительских цен достигали 10—15% (например, конец 1994 или 1998 г.). При этом в разных регионах темпы роста номинальной заработной платы могли заметно различаться. Поэтому номинальная заработная плата в нашем исследовании была дефлирована с помощью официальных месячных индексов потребительских цен для соответствующих регионов. Для многих респондентов в базе данных ЯЬМ8 отсутствует информация о фактически полученных заработках. Для них уровень заработной платы оценивался исходя из данных об объеме и продолжительности имеющейся у них задолженности (метод, впервые предложенный К. Сабирьяновой) и в регрессии вводилась специальная дамми-переменная.
Результаты оценивания уравнения (3) позволяют сделать следующие заключения. Все уравнения значимы, но объясняемая доля вариации относительно невелика, особенно для 1996 г. Дополнительные тесты свидетельствуют о сильной гетероскедастичности данных для 1996 г., а также о структурной нестабильности и неполной спецификации по всем наблюдениям1. Наличие этих проблем связано с явно выраженной неоднородностью выборки. Учет этой так называемой индивидуальной гетерогенности возможен с помощью анализа панельных данных, результаты которого будут представлены ниже. Тем не менее некоторые предварительные выводы из регрессий на кросс-секционных данных можно сделать уже сейчас.
В 1994 г. страх безработицы статистически значимо (с вероятностью выше 99%) влиял на заработную плату. Работник с индексом страха в 8 баллов при прочих равных условиях получал заработную плату на 10% ниже, чем работник с индексом страха 3 балла! В то же время влияние фактического уровня безработицы также было существенным. В 1996 г. влияния ни той ни другой переменной не ощущалось, но начиная с 1998 г. воздействие фактической безработицы становится заметным, тогда как уровень страха
1 Для уравнения заработной платы так же, как и для уравнения страха, производилось робастное оценивание, результаты которого здесь не приводятся.
перестает играть какую бы то ни было роль. Повышение уровня общей безработицы на 1 пп. в 1998—2000 гг. сопровождалось сокращением заработной платы почти на 9% в 2000 г.
Обратимся теперь к анализу панельных данных. Соответствующие уравнения в этом случае выглядят следующим образом:
LOGWAGEit - ро + pi*Unempit + (32*FEARit + Рз*Хк + p4*Zit + (35*dj + си + £it, (5) и
Pr(debtit=l) = Logit (Po + Pit*Unempit + p2*FEARit + Рз*Хй + P4*Zit + P5*d, + од + £it), (6)
Мы сохранили в (5) и (6) спецификации уравнений (3) и (4), добавив dj — дамми-перемен-ную для временного эффекта и од — переменную специфического индивидуального эффекта.
Согласно оценкам, полученным методом МНК и на основе модели со случайными эффектами, индекс страха значимо и отрицательно влиял на заработную плату в 1994—1996 гг. Оценки для 1996-1998 и 1998-2000 гг. оказываются статистически незначимыми. Здесь так же, как и для уравнения страха, оценки модели с фиксированными эффектами оказываются более состоятельными, но они опять отличаются низкой эффективностью, что приводит к низкой значимости. Модель с фиксированным эффектом дает незначимые оценки для всех трех подпериодов.
Что же касается фактической безработицы, то оценки, полученные методом наименьших квадратов и на основе модели со случайными эффектами, показывают, что она существенно сдерживала рост заработной платы во все три подпериода. При этом ее количественный вклад заметно усилился в 1998—2000 гг. Оценки модели с фиксированным эффектом опять же незначимы за исключением 1998—2000 гг., где уровень значимости составляет 5%.
Итак, мы видим, что относительная роль страха как силы, сдерживающей заработную плату, постепенно снижалась, а роль фактической безработицы, наоборот, возрастала. Эти процессы могли отражать совместный эффект обучения работников реалиям рынка труда, с одной стороны, и роста уровня и вариации фактической безработицы — с другой.
С феноменом задолженности по заработной плате связан другой аспект гибкости оплаты труда в российских условиях. Само по себе это явление подробно рассмотрено в ряде работ1, и
1 См.: Зарплата и расплата. Проблемы задолженности по оплате труда. М.: Московский центр Карнеги, 2001.
в данном случае нас интересует лишь то, влияет ли страх безработицы у индивидов на вероятность несвоевременных выплат. Иначе говоря, повышает ли страх безработицы терпимость работников к появлению и сохранению задолженности по оплате труда.
Из анализа результатов пробит- и логит-регрессий задолженности по заработной плате на кросс-секционных данных видно, что и страх безработицы, и фактическая безработица значимо влияли на наличие задолженности в 1994 и 1996 гг. В 1998 и в 2000 гг. фактор страха перестал действовать, тогда как фактическая безработица продолжала оказывать заметное повышающее воздействие на вероятность невыплат.
Вероятность наличия невыплат значимо и отрицательно связана с индексом страха для двух первых подпериодов. Прирост уровня страха с 3 до 8 баллов повышал риск невыплат на 30% для 1994-1996 гг. и на 15% для 1996-1998 гг. Лишь в 1998—2000 гг. фактор страха полностью утратил значение. Влияние фактической безработицы ощущалось на протяжении всех трех подпериодов, причем по силе оно превосходило влияние ожидаемой безработицы.
Строго говоря, наш анализ пока ничего не говорит о направленности причинно-следственных связей. Теоретически они могут идти в обоих направлениях: как от низкой заработной платы к чувству неуверенности на рынке труда, так и от сильного страха безработицы к заниженной оплате труда. Чтобы прояснить характер этих связей, мы также оценивали динамические зависимости, где вместо текущих значений индекса страха, уровня безработицы и заработной платы использовались их значения за прошлые периоды. В одном случае в качестве зависимой переменной принимался индекс страха, в другом — уровень заработной платы. Влияние на текущий уровень страха прошлой зарплаты оказывалось незначимым, тогда как влияние на текущий уровень зарплаты прошлого страха просматривалось достаточно отчетливо. Это дает дополнительные аргументы в пользу того, что влияние идет в основном от страха к уровню заработной платы, а не в обратном направлении. Другими словами, дело обстоит не так, что низкая оплата заставляет работников пессимистически оценивать свои шансы на рынке труда, а скорее наоборот, — неуверенность в себе заставляет соглашаться с более низкой заработной платой. Разумеется, это всего лишь предварительный вывод, который нуждается в дополнительной более строгой проверке на более качественных данных.
Итак, страх потери работы мог вполне стать одним из факторов, заставивших людей в начале
1990-х годов принять модель низкой зарплаты, частью которой оказались и ее невыплаты. Страх побуждал людей изо всех сил держаться за "синицу в руках". И данный результат мало зависел от того, основывался этот страх на правильной или на искаженной информации.
Заключение. И представления людей о состоянии экономики, и их перспективные ожидания активно влияют на поведение людей, а соответственно, на сами экономические тенденции. В данной статье мы попытались показать, как ожидания субъектов рыночной экономики отражаются на функционировании рынка труда.
В развитой рыночной экономике динамика страха безработицы следует за динамикой самой безработицы: их тенденции закоррелированы. Понижательный тренд в безработице смягчает
страх, повышая тем самым переговорную силу работников, и соответственно, ведет к росту зарплат. Последний, в свою очередь, через инфляцию издержек производителей останавливает снижение безработицы и провоцирует ее рост. Рост безработицы усиливает страх у работников, ослабляя их позиции и заставляя умерять требования к оплате. Снижение или замораживание роста заработной платы сдерживает безработицу. Круг замыкается.
Как мы постарались показать в нашей работе, в российской экономике на начальном этапе реформ механизм рынка труда работал иначе. Связь между безработицей и страхом безработицы была разорвана. Последний транслировался в сознание людей извне рынка труда и вне связи с его реалиями. Динамика безработицы слабо отражалась на силе страха, который был стабильно высоким.
Рисунок 1
ДИНАМИКА РАСПРЕДЕЛЕНИЯ СТРАХА ДЛЯ РЕСПОНДЕНТОВ ИЗ НИЖНЕЙ, СРЕДНЕЙ И ВЕРХНЕЙ ДЕЦИЛЬНЫХ ГРУПП ПО ЗАРАБОТНОЙ ПЛАТЕ
1994 г.
.434659
2
Общий уровень страха
.368687
2
Общий уровень страха
1996 г.
1998 г.
2000 г.
Это само по себе явилось фактором снижения реальной заработной платы, а через нее — механизмом сдерживания роста безработицы.
Такая ситуация могла иметь курьезные политические последствия. Представим себе условного политика левой ориентации, который без устали повторяет своему избирателю о том, что безработица в России катастрофически высока, а при данном правительстве будет еще выше. Реакция избирателя, который слабо разбирается в экономических тонкостях, а склонен полностью доверять своему политическому кумиру, вполне очевидна: надо крепче держаться за ту работу, что есть. Даже если это означает потерю в заработке или отложенную его выплату. Тем самым условный "Зюганов" ослаблял переговорные позиции работников и фактически содействовал более глубокому падению их заработной платы!
Однако ситуация, когда безработица и ее восприятие в сознании людей были взаимно независимы, длилась относительно недолго. Резуль-
таты социального обучения в условиях рыночной экономики проявились уже к 1998 г. При этом и сама безработица достигла достаточно высоких значений. В итоге показатели фактической безработицы заняли свое место как значимые детерминанты страха, а автономное влияние последнего на параметры заработной платы стало незначимым.
Данная работа является лишь первой попыткой эмпирически "увязать" экономические представления и экономическое поведение в трансформирующейся России. Эта попытка сильно ограничена наличием и качеством данных, а также отсутствием развитой теории, которая могла бы направлять такое эмпирическое исследование. Дальнейшие шаги мы видим как в развитии теории, объясняющей поведение агентов рынка труда, и совершенствовании базы данных, так и в распространении анализа на более широкий спектр экономических представлений и поведенческих реакций.
КАК ВЫ СЧИТАЕТЕ, КАКУЮ РОЛЬ ИГРАЮТ СЕЙЧАС В ЖИЗНИ РОССИИ...?’
Социально-политический инстиут 2000 г. 2001 г. 2002 г. Июль 2003 г.
Президент 3,63 4,01 3,90 3,98
Олигархи, банкиры, финансисты 4,07 3,78 3,67 3,66
СМИ 3,62 3,51 3, 5 СО 3,44
Спецслужбы * * 3,21 3,23 3,41
Вооруженные силы 3,41 3,31 3,33 5 ,3 3
Губернаторы 3,33 3,33 3,26 3,28
Директора 3,53 3,25 3,21 3,29
Правительство 3,03 3,48 3,27 3,28
Генеральная прокуратура * ★ 2,90 2,98 3,10
Церковь 2,71 2,82 2,80 3,00
Совет Федерации 2,48 2,98 2,85 2,99
Г осударственная Дума 2,47 2,79 2,70 2,80
Политические партии 2,42 2,58 2,46 2,65
Интеллигенция 2,29 2,34 2,50 2,62
Профсоюзы 1,85 1,81 1,92 2,08
* Среднее по шкале: от "практически никакой" (1) до "очень большую" (5). "Экспресс", М=160чяовек. Ранжировано по 2003 г.
** Вопрос не задавался.
