Коллектив авторов - В тени регулирования. Неформальность на российском рынке труда
Во-первых, как отмечалось выше, вводя собственные МЗП, регионы могут определять и их «покрытие». Например, в ряде регионов собственная МЗП распространяется только на частный сектор, а для бюджетного сектора действует федеральный МРОТ. Во-вторых, некоторые регионы привязывали свои МЗП к величине регионального прожиточного минимума. В-третьих, есть несколько регионов, по которым нам не удалось найти информацию о введении собственных МЗП, и этим регионам мы вменяли федеральный МРОТ. В то же время по некоторым регионам информация о величине МЗП за отдельные месяцы была противоречива. Для контроля всех этих случаев мы вводили в регрессии соответствующие дамми-переменные.
В-четвертых, можно ожидать, что инфорсмент региональных МЗП слабее, чем инфорсмент федерального МРОТ, а слабый инфорсмент может нивелировать влияние МЗП на рынок труда. Из-за отсутствия информации о межрегиональных различиях в инфорсменте МЗП мы не можем скорректировать МЗП с учетом этих различий. Возможный способ представить эффект инфорсмента на МЗП заключается в оценивании уравнения (1) для второго подпериода, в предположении при этом, что регионы не вводили свои МЗП и руководствовались только федеральным МРОТ[96]. Если в обоих случаях величина и значимость эффектов МЗП будут сопоставимы, то это укажет на слабость инфорсмента региональных МЗП.
В-пятых, к введению своих МЗП (выше федерального МРОТ) более склонны те регионы, в которых лучше состояние рынка труда, в том числе ниже уровень неформальной занятости. В этом случае возникает новый источник эндогенности индекса Кейтца в уравнении (1), проистекающий уже не из эндогенности знаменателя (заработной платы), а из эндогенности числителя. Это приводит к возможной недооценке (переоценке) положительного (отрицательного) влияния индекса Кейтца на неформальную занятость во втором подпериоде. Эту проблему мы в определенной мере учитываем, включая в уравнение (1) индекс промышленного производства, доступный нам только с 2007 г.
Еще одна проблема, на которую мы обращаем внимание при оценивании уравнения (1), проистекает из возможной серийной корреляции (автокорреляции) в зависимых переменных и в индексе Кейтца. Если такая корреляция присутствует, но не учитывается при оценивании, то это приводит к занижению оценок стандартных ошибок коэффициентов и, следовательно, к тому, что нулевая гипотеза об отсутствии корреляции между индексом Кейтца и уровнем занятости или безработицы будет отклоняться слишком часто. Следуя имеющимся рекомендациям (например: [Wolfson, 2011]), для учета этой проблемы мы оцениваем стандартные ошибки коэффициентов в уравнении (1) с учетом возможной кластеризации ошибке по регионам.
5.6. Оценки влияния МЗП на занятость в неформальном секторе
Результаты оценивания базового уравнения (1) для трех используемых в работе показателей неформальной занятости и для показателя формальной занятости на всем периоде в целом, а также отдельно для второго подпериода представлены в табл. П5-5. В каждом нечетном столбце приведены оценки коэффициента при индексе Кейтца (и стандартные ошибки), полученные из нескольких разных спецификаций уравнения (1). В каждую спецификацию индекс Кейтца включался только один раз: либо без лага, либо с лагом от одного до пяти месяцев. У более длинных лагов значимое влияние отсутствует. В каждом четном столбце представлены результаты оценивания одной спецификации уравнения (1), в которую одновременно включались индекс Кейтца и его трехмесячный (квартальный) лаг.
Напомним, что мы используем несколько модифицированный индекс Кейтца, который представляет собой отношение МЗП в период t к средней заработной плате в период t — 1, умноженное на 100 %. Например, обозначение Kaitz(-2) соответствует индексу Кейтца, взятому с лагом в два месяца, т. е. это отношение МЗП в период t—2 к средней заработной плате в период t—3, умноженное на 100 %. Доли неформальной занятости выражены также в процентах, поэтому полученные коэффициенты показывают, на сколько процентных пунктов изменится доля неформально занятых при изменении индекса Кейтца на 1 п.п.
На всем периоде нам удалось выявить значимую связь между индексом Кейтца и неформальной занятостью только в спецификации, включающей одновременно нулевой и третий лаги индекса Кейтца. Рост МЗП увеличивает как долю занятых в неформальном секторе (Неф-1), так и уровень неформальной занятости (Неф-3), и при этом сокращает уровень формальной занятости (Форм). Статистическая и экономическая значимость влияния МЗП прослеживаются гораздо более явно в период 2007–2010 гг. Это может быть вполне объяснимо тем, что и сам уровень МЗП по отношению к средней заработной плате, и его повышения в первом периоде были намного меньше, чем во втором.
Согласно полученным оценкам, во втором подпериоде эффект МЗП на показатель Неф-1 можно проследить на второй, третий и четвертый месяцы после повышения. Это говорит о том, что вследствие роста МЗП структура общей занятости меняется в пользу занятости в неформальном секторе. Величина эффекта такова, что рост индекса Кейтца на 10 п.п. увеличивает долю неформально занятых примерно на 0,8 п.п. Данный вывод подтверждается результатом по показателю Неф-2.
Положительное влияние МЗП на уровень занятости в неформальном секторе (Неф-3) также прослеживается на второй, третий и четвертый месяцы после повышения. Величина эффекта такова, что рост индекса Кейтца на 10 п.п. увеличивает уровень занятости в неформальном секторе примерно на 0,5 п.п. Важно отметить, что наблюдается обратное, отрицательное, влияние МЗП на уровень формальной занятости (Форм), статистически и экономически менее значимое.
Для проверки робастности полученных результатов мы выполнили несколько альтернативных серий оценок. Во-первых, была проведена тщательная проверка того, в какой мере описанные выше результаты могут быть чувствительны к аутлайерам (наблюдениям со значениями, выделяющимися из общей массы). Для этого мы использовали несколько альтернативных подходов: цензурирование верхних и нижних 2,5 % наблюдений с наибольшими и наименьшими значениями доли неформально занятых; винзорирование (сплющивание) верхних и нижних 2,5 % наблюдений с наибольшими и наименьшими значениями доли неформально занятых; выявление наблюдений, к исключению которых оценки коэффициентов являются наиболее чувствительными, и последующее исключение таких наблюдений[97]. Все эти манипуляции качественно не изменили полученные результаты и практически не поменяли размер эффекта количественно. Во-вторых, мы проверили, в какой мере полученные результаты являются чувствительными к исключению ряда регионов. В одном случае мы исключили из выборки автономные республики Южного федерального округа. В другом случае были исключены регионы, где применялись северные коэффициенты к заработной плате. Как показывают оценки в табл. П5-6, все эти манипуляции также не изменили полученные результаты качественно и практически не поменяли размер эффекта количественно.
