Различия в заработках занятых на нестандартных рабочих местах (Р.И. Капелюшников, "Нормирование и оплата труда в промышленности", N 10, октябрь 2010 г.)

Различия в заработках занятых на нестандартных рабочих местах*(1)

В статье проводится анализ данных по дифференциации заработной платы работников, занятых на нестандартных рабочих местах, в частности, занятых неполное рабочее время и имеющих временную занятость.

Различия в заработках и их эмпирический анализ: межстрановый обзор

Хотя дискуссии о "хороших" и "плохих" рабочих местах идут не одно десятилетие, специальные исследования о масштабе и природе различий в оплате труда стали появляться сравнительно недавно. Одна из очевидных причин этого - дефицит статистических данных. Большинство исследований показывают значительный штраф за нестандартную занятость, если они не учитывают неоднородность работников и рабочих мест. Однако штраф заметно сокращается или даже полностью исчезает, когда контролируются наблюдаемые и ненаблюдаемые характеристики нестандартных работников и занимаемых ими рабочих мест и принимается во внимание эффект самоотбора.

Если доступны панельные данные, то оцениваются модели с фиксированными эффектами; при наличии лишь кроссекционных данных применяется та или иная версия подбора контрольной группы (например, PSM). Метаанализ публикаций, содержащих такого рода оценки, позволяет заключить, что чем полнее контроль наблюдаемых и ненаблюдаемых характеристик, тем меньше разрыв. Собственно, такой результат мы и можем ожидать от конкурентного рынка труда. В случае неполной занятости разрыв в виде штрафа может вообще сходить на нет, в случае временной занятости он обычно все-таки сохраняется, свидетельствуя о существовании устойчивой сегментации рынка труда.

Поскольку большинство зарубежных исследований разрыва в заработных платах посвящены сопоставлению неполной/полной занятости, свой краткий обзор мы начнем именно с нее, хотя в России по распространенности она заметно уступает временной занятости.

Ранние исследования этой проблемы (сфокусированные на заработках женщин) приходили к выводу, что при неполной рабочей неделе часовые заработки женщин оказываются значимо меньше, чем при полной*(2). Однако ряд работ, опубликованных в последние годы, говорит о том, что штраф невелик, либо даже существует премия.

С этой точки зрения особый интерес представляют результаты для стран, где доля таких работников велика. Например, исследования по Австралии свидетельствуют о том, что с учетом индивидуальных различий (как наблюдаемых, так и ненаблюдаемых) часовая заработная плата неполностью (part-time) занятых оказывается выше, чем у полностью занятых (full-time). Это верно как для мужчин, так и для женщин. Для тех же, кто не только трудится неполное рабочее время, но и имеет статус непостоянных (casual) работников, величина премии оказывается еще выше. Авторы рассматривают два возможных объяснения этого феномена. Согласно одному, основная причина подобной премии связана с особенностями налоговой системы Австралии, "наказывающей" вторых и третьих зарабатывающих в семье. Чтобы привлечь таких работников, фирмам приходится платить им больше. Второе объяснение сводится к гипотезе "эффективных часов": хотя продолжительность рабочей недели у неполностью занятых короче, производительность каждого отдельного часа выше [2].

Б. Хирш проанализировал природу и масштаб различий в часовой оплате труда в США, используя для этого лонгитюдные данные из текущих обследований населения (Current Population Survey). "Грубые" сопоставления показали значительный разрыв между неполностью и полностью занятыми, который был больше для мужчин, чем для женщин, и возрастал по мере увеличения специального стажа. Однако учет индивидуальных характеристик практически ликвидирует этот разрыв. Небольшой разрыв остается лишь для работников старших возрастов, проведших длительное время в этом статусе и потому не накопивших достаточный человеческий капитал. Именно разницей в квалификации и навыках работников, в остальном имеющих схожие характеристики, Б. Хирш и объяснял возможность возникновения разрыва в заработной плате на достаточно конкурентном рынке труда [3].

К близким выводам приходят А. Мэннинг и Б. Петраногло, анализируя разрыв в оплате неполностью и полностью занятых британских женщин. Неполностью занятые женщины в среднем зарабатывают на 25% меньше, чем полностью занятые, причем этот разрыв существенно возрос за последние 30 лет. Однако его значительная часть объясняется различиями в индивидуальных характеристиках работников и рабочих мест. Учет лишь стандартных демографических характеристик сокращает разрыв вдвое, а дополнительный контроль профессий практически его ликвидирует. По мнению авторов, основной источник наблюдаемого "грубого" разрыва заключается в профессиональной сегментации [4].

Большинство имеющихся эмпирических исследований посвящено женщинам, отчасти из-за того, что неполная занятость является преимущественно "женской". Однако анализ заработков мужчин приводит к аналогичным выводам. Согласно исследованиям, посвященным изучению масштаба и причин разрыва в заработках полностью и неполностью занятых мужчин в ряде европейских стран, "грубый" разрыв в часовой оплате достигает в Испании 16%, в Бельгии - 24%, в Дании и Италии - 28%, в Великобритании - 67% и 149% в Ирландии. Однако этот разрыв становится несущественным, как только исследователи контролируют основные характеристики работников и рабочих мест (включая профессию, отрасль, размер предприятия, особенности переговорного процесса между работодателями и профсоюзами) [5].

Хотя о различиях в заработной плате между временными и постоянными работниками известно гораздо меньше, имеющиеся исследования, как правило, отмечают более низкие относительные заработные платы на непостоянных рабочих местах [6]. Например, применение одной и той же методологии к оценке относительной оплаты при режиме с гибкими часами (относительно полной занятости со стандартной продолжительностью) и при временном контракте в Нидерландах обнаружило премию в первом случае и штраф во втором [7].

Исследователи из Тинбергенского института приводят свидетельства о существовании значительного штрафа для временных работников в Германии, которые зарабатывают на треть меньше, чем постоянные; штраф, значительно меньший по величине, но статистически значимый, отмечается также в Великобритании, Нидерландах и Швеции. Правда, авторы при этом не учитывали возможный эффект самоотбора, игнорирование которого может приводить к смещению оценок [8]. Так, учитывая лишь наблюдаемые характеристики работников, Т. Хаген оценил штраф для временных работников в Германии в 6-10%, тогда как при контроле за ненаблюдаемыми характеристиками он увеличивается до 23% [9]. Д. Аддисон и К. Сюрфилд оценили штраф для временных работников в 7-12%, который в значительной мере оказывается обусловлен ненаблюдаемыми различиями между работниками. Когда же последние принимаются во внимание, штраф может превращаться в премию, которая компенсирует недоступность определенных благ (например, медицинской страховки) для непостоянных работников.

Какие основные выводы мы можем сделать из краткого и, по-видимому, неполного обзора существующих эмпирических исследований? Их несколько. Во-первых, мы зачастую судим о результатах функционирования рынка труда на основе наших априорных ожиданий, тогда как исследования показывают гораздо более сложную и противоречивую картину. Во-вторых, мы можем констатировать, что компенсационные механизмы на рынке труда в целом функционируют и справляются со своей задачей. В-третьих, существует потребность в значительно более полной информации о том, как рынок труда вознаграждает работников, занятых на тех или иных нестандартных работах. И наконец, мы пока не имеем работ, в которых этот круг проблем рассматривался бы применительно к переходным экономикам.

Используемые определения, эмпирические данные и методология

Одна из ключевых проблем, возникающих в ходе сравнительного анализа "стандартных" и "нестандартных" работников, - это корректная классификация респондентов с точки зрения их принадлежности к группам "временно" и "неполностью" занятых.

В нашей работе эта проблема решается так. Вначале мы определяем статус занятости и отбираем занятых по найму. Внутри этой группы мы считаем неполностью занятыми тех, кто обычно работает менее 30 часов в неделю. Все работающие свыше этого порога относятся к полностью занятым. Те, кто трудился на основе срочного договора или договора на выполнение определенного объема услуг либо имел лишь устную договоренность, относятся к временно занятым. Группу постоянных работников составляют те, кто имеет бессрочный трудовой контракт. Наличие такого (бессрочного) контракта означает, что в случае увольнения на таких работников в полной мере распространяются "защитные" положения Трудового кодекса.

К сожалению, в рамках ОНПЗ информация о заработной плате не собирается, а сами микроданные для исследователей пока недоступны. Поэтому, опираясь лишь на ОНПЗ, мы не можем ответить на ключевые вопросы: какие факторы влияют на вовлеченность работников в нестандартную занятость и какова относительная оплата труда нестандартных работников (по сравнению со стандартными, если мы учитываем их индивидуальные характеристики). Данные РМЭЗ, несмотря на многочисленные достоинства, также не вполне пригодны для решения этих задач, поскольку не позволяют строго определить нестандартных работников, имеющих срочные трудовые контракты.

Поэтому в поисках ответа на поставленные вопросы мы обращаемся к микроданным НОБУС. Описание НОБУС было дано в предыдущих главах книги, и это позволяет нам не останавливаться здесь на основных параметрах этого обследования.

В соответствии с целями нашего анализа мы ограничили выборку по нескольким направлениям. Во-первых, мы рассматриваем лишь индивидов в возрасте от 15 до 72 лет, работающих по найму. Таким образом, за пределами выборки оказываются владельцы предприятий, ПБОЮЛы, фермеры, члены производственных кооперативов и другие категории самозанятых, а также военнослужащие. Такое "редактирование" выборки связано с тем, что самозанятые не получают заработную плату, их предпринимательские доходы формируются совершенно иным образом, да и сам механизм выбора подобной занятости не наблюдаем с помощью данных НОБУС. Что касается военнослужащих, то формирование их вознаграждения (денежного довольствия) чрезвычайно специфично и определяется внерыночными факторами. В любом случае, доходы, получаемые этими группами, в НОБУС не фиксируются. Во-вторых, при наличии у респондента нескольких доходных занятий или мест работы рассматривалась заработная плата только по тому месту работы, которое он сам считал основным.

Итого в нашей выборке осталось около 44 тыс. респондентов, которые заняты по найму и сообщили о своих заработках за предыдущий месяц.

Отвечая на вопрос о заработной плате, респонденты должны были указать ее величину за последний месяц в рублях после вычета налогов. Поскольку нестандартные рабочие места сильно различаются по продолжительности рабочего времени, мы рассчитываем часовую ставку (условно считая, что месяц состоит из четырех недель), которой в дальнейшем и пользуемся как показателем "чистой" заработной платы, а в регрессии включаем ее в виде натурального логарифма. При расчете часовой ставки мы пользуемся показателем "обычной" (а не фактической) продолжительности рабочей недели.

Последующая логика нашего анализа разворачивается следующим образом. Выделив стандартных и нестандартных работников, мы присваиваем им соответствующие отличительные метки (дамми-переменные) и анализируем различия в структуре занятости этих групп. Далее мы оцениваем значимость наблюдаемых факторов, влияющих на выбор нестандартной занятости. Затем мы последовательно продвигаемся по пути уточнения оценок дифференциации часовой оплаты между полностью и неполностью занятыми, временно и постоянно занятыми. Сначала мы рассчитываем "грубый" разрыв в заработках "внутри" этих пар, игнорируя индивидуальные характеристики работников. На следующем шаге мы применяем простую МНК-регрессию, позволяющую учесть индивидуальные наблюдаемые характеристики, но не решающую проблему эндогенности, связанную с неслучайным выбором типа занятости. Затем мы оцениваем уравнение регрессии с использованием хекмановской коррекции. Далее мы обращаемся к регрессии с переключением режимов (SR-регрессия), позволяющей определить альтернативную заработную плату с учетом неслучайного выбора сегмента занятости. И наконец, мы строим контрольные группы стандартных работников для временно и неполностью занятых, используя для этого метод Propensity Score Matching (PSM).

Прежде чем перейти к анализу обсуждаемых различий в заработках на российском рынке труда, мы остановимся на отдельных характеристиках обеих "нестандартных" групп и представим их социально-демографический "портрет". Это поможет лучше понять то, каким образом формируются наблюдаемые различия в оплате их труда.

Масштаб, структура и факторы "нестандартной" занятости

В табл. 1 показаны численность и удельный вес рассматриваемых нами групп нестандартных работников по данным НОБУС и ОНПЗ. Оба источника выводят на очень близкие оценки, хотя различаются по методологии. Согласно НОБУС, каждый десятый занятый по найму (9,8%) имел временную (включая разовую) работу, а примерно каждый двадцатый (4,2%) работал неполное рабочее время.

Теперь рассмотрим, как различается вовлеченность в нестандартную занятость для различных групп работников (см. табл.).

Таблица 1

Численность и удельный вес стандартной и нестандартной занятости (НОБУС И ОНПЗ, взвешенные и распространенные данные; 2003 г.)

Показатели	НОБУС		ОНПЗ
	млн. человек	%	млн. человек	%
Занятые - всего	64,0	100	65,7	100
Временная/непостоянная занятость	5,9	9,8	7,3	11,1
Неполная занятость (менее 30 часов в неделю)	2,7	4,2	2,8	4,2

Женщины работают неполное рабочее время чаще, чем мужчины (5,8% против 2,4%), что соответствует общемировым тенденциям. Вероятность такой занятости с возрастом меняется U-образно. В самой младшей возрастной группе (до 19 лет) так работают почти 15% всех работников, имеющих работу по найму; затем их удельный вес снижается примерно до 4% и вновь возрастает до 10% в старшей возрастной группе 60-72 лет. Сильная предрасположенность к такой форме найма учащихся и пенсионеров подтверждается тем, что среди неполностью занятых наблюдается много получателей пенсий и пособий - 8,4 и 12,2% соответственно. Среди лиц с высшим образованием неполностью занятых оказывается чуть больше, чем среди всех занятых по найму (5,2%), среди остальных образовательных групп их доля колеблется в диапазоне 3,6-3,8%. Уровень неполной занятости в сельской местности примерно вдвое выше, чем в городской (6,9% против 3,2-3,6%). (При этом дифференциация по городам разной величины оказывается незначительной.) Среди профессиональных групп по вовлеченности в неполную занятость лидируют специалисты высшего уровня квалификации (7,1%) и неквалифицированные рабочие (8,1%). Для остальных профессиональных групп аналогичный показатель составляет от 1 до 4%. Наконец, среди видов экономической деятельности (по ОКВЭД) выделяются три отрасли с максимальной распространенностью такого режима работы: деятельность по ведению частных домашних хозяйств с наемным обслуживанием - 21,4% (однако она невелика по общей численности занятых в ней работников), образование - 16,8%, гостиницы и рестораны - 7,6%.

Что касается непостоянной занятости, то ее вероятность выше для мужчин, чем для женщин, хотя и незначительно: 10,9% против 8,9%. Среди возрастных групп риску временного найма в наибольшей степени подвержена молодежь (до 19 лет) - 35,2%, что интуитивно очевидно. С ростом уровня образования вероятность временной работы заметно снижается. Она составляет лишь 6,4% для обладателей высшего образования, но примерно вдвое выше - около 12% - для тех, кто не пошел дальше полной средней школы. Вариация этого показателя по типам поселений крайне невелика. Среди профессиональных групп выделяются две, которые почти на 20% состоят из временных работников: это работники сферы обслуживания и неквалифицированные рабочие. В остальных профессиональных группах их насчитывается значительно меньше - от 4 до 9%. Если говорить об использовании временного найма в различных отраслях, то абсолютным лидером в данном отношении вновь оказывается деятельность по ведению частных домашних хозяйств с наемным обслуживанием -57%. Затем идут оптовая и розничная торговля (около 28%), строительство (18%), гостиницы и рестораны (16,8%), сельское хозяйство (12,3%). В то же время в промышленности и бюджетном секторе таких работников оказывается крайне мало.

Представленное выше описание распространенности нестандартных трудовых отношений является одномерным, когда в действительности их выбор гораздо более сложен и принципиально многомерен. Для анализа факторов, влияющих на выбор работниками обсуждаемых форм нестандартной занятости, мы оценивали уравнение пробит-регрессии, имеющее следующий вид:

, (1)

где: , если респондент работает неполное рабочее время (в регрессии для неполностью занятых) или если респондент работает на непостоянной основе (в регрессии для временно занятых); - вектор коэффициентов; - вектор наблюдаемых характеристик; - остаток. В набор включались такие характеристики, как пол, возраст, образование, семейное положение, наличие несовершеннолетних детей, тип поселения, профессия, вид экономической деятельности, учеба на момент опроса, получение пенсии, а также регион проживания.

Оценки предельных эффектов для включенных в анализ переменных показывают, насколько увеличивается вероятность выбора той или иной формы занятости (стандартной/нестандартной) для индивидов с контролируемыми характеристиками по сравнению с базовой (референтной) группой.

Начнем обсуждение с факторов, определяющих выбор неполной занятости. Для мужчин вероятность работать в подобном режиме ниже, чем для женщин. Риск неполной занятости максимален и примерно одинаков для самых младших и самых старших возрастов, но значимо ниже для промежуточных возрастных групп. Чем крупнее населенный пункт, тем реже она там встречается. Университетский диплом повышает вероятность такой занятости по сравнению с более низкими уровнями образования. Получение пенсий и учеба влияют на нее положительно. Что же касается видов экономической деятельности, то вероятность такой занятости максимальна у работников бюджетной сферы. Наиболее подвержены риску неполной занятости две полярные профессиональные группы: специалисты высшей квалификации и неквалифицированные рабочие.

Теперь обратимся к временным работникам. Вероятность иметь временную работу оказывается значимо выше для мужчин, крайних возрастных групп (самой младшей и самой старшей), работников с высшим или начальным образованием, занятых в торговле и в строительстве. Получение пенсии и учеба также связаны с ней положительно. Тип и размер населенного пункта являются в данном отношении нейтральным фактором. Наконец, среди профессиональных групп по вовлеченности во временную занятость лидируют неквалифицированные рабочие.

В целом можно сделать вывод, что распространенность рассматриваемых форм нестандартной занятости оказывается наибольшей в трех случаях.

В первом случае мы имеем дело с нестандартностью самой производственной деятельности, которая плохо "вписывается" в стандартный трудовой контракт, предполагающий стабильный по количеству (продолжительность рабочего времени) и по времени (продолжительность трудовых отношений) спрос на труд. Она реализуется, как правило, малыми фирмами либо индивидуальными предпринимателями и связана со значительной неопределенностью на рынке труда (торговля, строительство, гостиницы и рестораны). Это требует повышенной гибкости в использовании труда, что и обеспечивается нестандартностью трудовых отношений, которая помогает работодателю хеджировать соответствующие риски. Сложность мониторинга и инфорсмента законодательства в этом сегменте рынка труда облегчают "дестандартизацию" трудовых отношений и стимулируют спрос на нестандартный труд.

Во втором случае использование нестандартной занятости стимулируется особенностями предложения труда - тем, что люди, обладающие определенным набором характеристик (например, учащиеся/студенты или пенсионеры), либо целенаправленно ищут такие условия найма, либо вынуждены соглашаться на них в силу слабости своих позиций на рынке труда.

И наконец, в третьем случае нестандартный найм в форме неполной занятости оказывается характерен для тех групп работников, для которых трудовым законодательством установлена сокращенная продолжительность рабочего времени (прежде всего - для школьных учителей).

Библиографический список

1. Ermisch J., Wright R. Wage Offers and Full-Time and Part-Time Employment by British Women; Simpson W Analysis of Part-Time Pay in Canada // The Canadian Journal of Economics. 1986. Vol. 19. N 4.

2. Booth A., Wood M. Back-to-Front Down-Under? Part-Time/Full-Time Wage Differentials in Australia.

3. Hirsch B.T Why Do Part-Time Workers Earn Less? The Role of Worker and Job Skills: IZA Discussion Paper. August 2004. N 1261.

4. Manning A., Petrongolo B. The Part-Time Pay Penalty for Women in Britain: IZA Discussion Paper. November 2006. N 2419.

5. O'Dorchai S., Plasman R., Rycx F. The Part-Time Wage Penalty in European Countries: How Large is it for Men?: IZA iscussion Paper. January 2007. N 2591.

6. Segal L.M., Sullivan D.G. Wage Differentials for Temporary Services Work: Evidence from Administrative Data: Working Papers Series. Federal Reserve Bank of Chicago. 1998. N  WP-98-23; Booth A.L., Francesconi M., Frank J. Temporary Jobs: Stepping Stones or Dead Ends?; Hagen T. Do Temporary Workers Receive Risk Premiums? Assessing the Wage Effects of Fixed-Term Contracts in West Germany by a Matching Estimator Compared with Parametric Approaches // Labour. 2002. N 16 (4). P. 667-705; Addison J.T., Surfield C.J. "Atypical Work" and Compensation: IZA Discussion Paper. January 2005. N 1477.

7. Graaf-Zijl M. de. Compensation of On-Call and Fixed-Term Employment: The Role of Uncertainty.

8. Gustafsson S., Kenjoh E., Wetzels С Employment Choices and Pay Differences between Non-Standard and Standard Work in Britain, Germany, Netherlands and Sweden: Tinbergen Institute Discussion Paper. 2001. N TI 2001-086/3.

9. Hagen T. Do Temporary Workers Receive Risk Premiums? Assessing the Wage Effects of Fixed-Term Contracts in West Germany by a Matching Estimator Compared with Parametric Approaches.

Р.И. Капелюшников,

д-р экон. наук,

зам. директора Центра трудовых исследований ГУ-ВШЭ,

главный научный сотрудник Института мировой экономики и

международных отношений РАН

"Нормирование и оплата труда в промышленности", N 10, октябрь 2010 г.

-------------------------------------------------------------------------

*(1) Продолжение материалов, опубликованных в журнале N 9/2010 г.

*(2) Напомним, что по доле неполностью занятых среди стран ОЭСР с большим отрывом лидируют Нидерланды и Австралия.