Соврeмeнныe проблeмы социальной политики в россии м 2004 455 с 5

Одновременно с задержками выплат по безработице возникла и стала быстро набирать силу тенденция к их «бартеризации». Многие предприятия предпочитали делать отчисления в ГФЗН своей продукцией, что вынуждало службы занятости также переходить на выплату пособий «натурой». В некоторых российских регионах компенсация безработных в натуральной форме была сопоставима по своему значению с их компенсацией в денежной форме.

 

В 1997 г. около 20% всех выплат производились товарами и услугами, в 1998-1999 гг. — почти 25% (см.

 

таблица 4). Это дополнительно снижало привлекательность обращений в службы занятости.   В итоге фактический уровень материальной поддержки, которую обеспечивала российским безработным регистрация в ГСЗ, оказывался ниже, чем в странах ЦВЕ165.

 

Несомненно, разрыв в масштабах общей и регистрируемой безработицы объяснялся во многом именно этим.

 

3.

 

Продолжительность выплаты пособий. Как показывают исследования рынка труда в развитых странах, продолжительность выплаты пособий может оказывать на уровень безработицы даже большее влияние, чем их размер. В России срок выплаты пособий был единым для всех безработных и равнялся 12 месяцам (только в 2000 г. для некоторых категорий он был сокращен до полугода). В большинстве стран ЦВЕ максимальная продолжительность выплат была короче и, кроме того, сильно дифференцировалась по различным категориям безработных166.

 

Однако российская система поддержки безработных обладала одной достаточно необычной организационной чертой: де факто в ней ограничивался не только срок получения пособий, но также и общий срок пребывания на учете в службах занятости, который, согласно действовавшему законодательству, не мог превышать полутора лет. Обычно системы поддержки безработных строятся так, что лица, исчерпавшие право на пособие, перестают их получать, но при этом продолжают оставаться в регистре служб занятости. В этом пункте российское законодательство страдало недостаточной ясностью и не содержало четких указаний, как следует поступать с теми, кто уже пробыл в регистре 18 месяцев, во многом оставляя решение их судьбы на усмотрение местных органов службы занятости167.   Хотя формально такие лица имели право на повторную регистрацию, связанные с ней выгоды были крайне невелики — базовое пособие, равное минимальной заработной плате (с 2000 г.

 

его размер был изменен и оно стало составлять 20% от прожиточного минимума). В начале 1990-х гг.

 

отмечались случаи, когда службы занятости некоторых регионов переводили безработных, пробывших в регистре 18 месяцев, в категорию не занятых трудовой деятельностью (без права на получение пособий) или просто снимали с учета.

 

В середине десятилетия на региональном уровне стали активно вводиться более жесткие ограничения на продолжительность пребывания в регистре, которые противоречили федеральному законодательству. По имеющимся свидетельствам, некоторые службы занятости на местах воздвигали административные препятствия на пути тех, кто пытались повторно встать на учет, соглашаясь на их перерегистрацию лишь после более или менее длительного перерыва в несколько месяцев. Но даже оставаясь в рамках действующего законодательства, они обладали эффективным орудием для отсечения длительно безработных. Согласно Закону о занятости, по истечении первого периода безработицы (равного для основной части безработных 18 месяцам) понятие «подходящей работы» расширяется и начинает включать в себя также участие в общественных работах. Предлагая участие в общественных работах лицам с более или менее высоким образованием и квалификацией и получая от них отказ, можно было достаточно быстро обеспечивать их отсев.

 

Результатом подобной практики становилось фактическое вымывание безработных с длительными интервалами незанятости168.   4.

 

Помощь безработным, не обладающим правом на пособия. В странах ЦВЕ безработному, исчерпавшему право на получение пособия, но так и не сумевшему найти работу, предоставляется либо специальная помощь, размер которой устанавливается на более низком уровне, либо пособие по бедности (причем условием получения социальных пособий и других видов помощи в этом случае выступает регистрация в государственной службе занятости). Первый подход реализован в Болгарии и Венгрии, второй — в остальных странах ЦВЕ. Фактически речь идет о том, что длительно безработные «передаются» из в(дения системы страхования по безработице в в(дение системы социального обеспечения.

 

Продолжительность предоставления помощи обычно превосходит продолжительность выплаты пособий по безработице либо вообще не ограничивается (как это обычно происходит с пособиями по бедности, доступ к которым определяется уровнем дохода семьи). При таком институциональном устройстве статус официального безработного приобретает дополнительную ценность.

 

Показательно в этом смысле, как в странах ЦВЕ менялся состав зарегистрированных безработных. На старте реформ, когда в службы занятости пошел первый поток обращений, подавляющее большинство составляли получатели пособий. Однако затем их доля стала быстро сокращаться, в то время как доля получателей помощи или получателей пособий по бедности возрастать.

 

В настоящее время подобными формами поддержки там охвачены от трети до двух третей всех безработных169.   В отличие от этого в России отсутствовали как специальные программы помощи длительно безработным, так и «мостки» между системой страхования по безработице и системой социального обеспечения. Поддержка хронически безработных ограничивалась тем, что после 12 месяцев пребывания на учете в ГСЗ они могли рассчитывать на получение в течение дополнительного полугодия материальной помощи в размере минимальной оплаты труда (с 2000 г. — в размере 20% от прожиточного минимума). Отсутствие прямой зависимости между официальным статусом безработного и доступом к выплатам и гарантиям, предоставляемым в рамках системы социального обеспечения, снижало в их глазах привлекательность контактов со службами занятости.

 

В сочетании с ограничением максимального срока пребывания в регистре это вело к тому, что большинство безработных, исчерпавших право на получение пособий, а затем и материальной помощи, переставали быть клиентами ГСЗ. Фактически на пути аккумулирования длительно безработных в регистре служб занятости существовал институциональный барьер, что косвенным образом способствовало сокращению масштабов регистрируемой безработицы.   Таким образом, влияние системы страхования по безработице было неоднозначным. Практически неограниченный доступ к пособиям, а также достаточно продолжительный период их выплаты, казалось бы, должны были усиливать стимулы к регистрации. Однако противоположный эффект, связанный с низкими фактическими коэффициентами возмещения, ограниченностью общего срока пребывания в регистре служб занятости и отсутствием «мостков» между системой страхования по безработице и системой социального вспомоществования, был явно сильнее.

 

В результате часть безработных даже не пытались вступать в контакт с ГСЗ. Что же касается зарегистрированных безработных, то те из них, кому в установленные сроки не удавалось подыскать работу, чаще всего отсеивались и просто выпадали из регистра.

 

Эти конструкционные особенности системы поддержки безработных во многом объясняют, почему на российском рынке труда соотношение между «мотовской» и регистрируемой безработицей оказалось обратным тому, которое наблюдалось на рынках труда большинства стран ЦВЕ.   Разумеется, стимулы к регистрации зависят от масштабов не только «пассивных», но и «активных» программ на рынке труда и прежде всего — от успешности государственных служб занятости в трудоустройстве безработных.

 

Частота обращений в ГСЗ будет определяться сравнительными шансами на нахождение работы с помощью государства и по иным каналам.

 

Она будет тем меньше, чем беднее «официальный» банк вакансий и чем больше общий массив свободных рабочих мест, имеющихся в экономике. На российском рынке труда, по-видимому, выполнялись оба этих условия.

 

С одной стороны, в поле зрения ГСЗ попадало ограниченное число вакансий, причем в основном — с низкой заработной платой и неблагоприятными условиями труда. С другой, российская экономика постоянно генерировала значительный массив рабочих мест, требовавших заполнения, о чем свидетельствуют высокие показатели движения рабочей силы170. В результате безработные могли отказываться от помощи государства, считая, что способны справиться с задачей нахождения занятости сами. Вполне вероятно, что именно этому общеэкономическому фактору (имеется в виду интенсивный приток свободных рабочих мест, требовавших заполнения) принадлежала ключевая роль в поддержании низкого уровня регистрируемой безработицы на российском рынке труда.   К сожалению, ОНПЗ не содержат прямой информации о возможных причинах расхождения между общей и регистрируемой безработицей, так что при обсуждении этой проблемы в основном приходится оперировать косвенными свидетельствами. В ряде стран для ее более глубокого изучения проводятся специальные опросы, дополняющие регулярные обследования рабочей силы (в стандартную анкету добавляется серия вопросов о причинах, из-за которых часть безработных может отказываться от перспективы регистрации). В России таких представительных исследований пока не проводилось.

 

Тем не менее существующие информационные ограничения не являются абсолютными. Один из возможных подходов к анализу этой проблемы связан с конструированием по данным ОНПЗ специального индикатора, который условно можно обозначить как уровень «регистрируемой общей безработицы» (РОБ).   В таблице 5 отражены основные способы поиска на рынке труда, к которым прибегали российские безработные. Ведущая роль принадлежала сбору информации через друзей и знакомых, второе-третье места делили обращения в государственную службу занятости (26-40%) и прямые обращения к работодателям (26-42%). Подачу объявлений или отклик на объявления использовал каждый пятый-седьмой безработный. Реже всего они пользовались услугами коммерческих служб занятости (1-4%).   Предпочтения российских безработных имеют немало отличий от предпочтений безработных как в развитых, так и в переходных экономиках. Так, в Западной Европе намного выше популярность государственных служб занятости: через них пытаются найти работу до 60-70% безработных. Аналогичная картина наблюдается и некоторых странах ЦВЕ. Например, в Чехии свыше 80% безработных называют службы занятости в качестве главного канала поиска работы (см. таблица 6).   Таблица 5  Структура безработных по способам поиска работы  (1992-2000 гг., %%*)  Способы поиска 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 Обращение в государственную службу занятости 28,1 28,3 34,4 36,4 39,0 39,9 37,2 29,4 25,9 Обращение в коммерческую службу занятости 1,0 3,1 3,8 3,8 4,2 2,4 2,4 1,5 2,3 Подача объявлений в печать, отклик на объявления 8,7 13,6 15,6 16,9 17,6 16,3 18,6 18,0 24,0 Обращение к друзьям, родственникам, знакомым 29,9 36,7 37,8 38,5 37,0 55,0 57,8 54,5 58,4 Непосредственное обращение к работодателю 26,3 30,9 29,0 27,9 25,6 28,8 29,5 31,9 30,5 Поиск земли, зданий, машин и т. д. 1,8 1,9 1,4 1,4 0,9 1,1 1,0 0,7 0,9 Другие способы 10,6 14,6 13,3 16,6 15,2 15,8 16,4 10,7 13,2 Источники: Обследование населения по проблемам занятости, ноябрь 1999 г. М., Госкомстат России, 2000, выпуск 2; Обследование населения по проблемам занятости, ноябрь 2000 г.

 

М., Госкомстат России, 2001.

 

* 1992-1995, 1997-1998 гг. — октябрь, 1996 г. — март, 1999-2000 гг. — ноябрь.

 

Таблица 6  Распределение безработных по основным способам поиска работы (Чехия, 1999 г., %%)  Основные способы поиска Обращение в государственную службу занятости 80,9 Обращение в коммерческую службу занятости 0,8 Подача объявлений в печать 1,0 Чтение объявлений 7,6 Обращение к друзьям, родственникам, знакомым 3,8 Непосредственное обращение к работодателю 0,7 Поиск земли, зданий, машин и т. д.

 

0,3 Ожидание ответа на обращение о приеме 0,6 Другие способы 2,6 Не ответили 1,8   Как следует из таблицы 5, в 1992-2000 гг. с государственными службами занятости соприкасались от 28% до 40% «мотовских» безработных. Разделив численность данной подгруппы на численность экономически активного населения, можно рассчитать уровень «регистрируемой общей безработицы».   Важно отметить, что по данным ОНПЗ круг клиентов ГСЗ оказывается заметно шире, чем по учетным данным. Связано это с тем, ответы участников выборочных обследований о контактах с государственными службами занятости относятся не к текущему моменту, а ко всему месяцу, предшествовавшему проведению обследования. Соответственно интересующая нас подгруппа охватывает не только безработных, которые на обследуемой неделе состояли на учете в ГСЗ, но и тех, кому в недавнем прошлом почему-либо было отказано в постановке на учет, а также тех, кто по тем или иным причинам выбыли из регистра, но продолжали вести поиск самостоятельно. Другими словами, полученный таким образом индикатор методологически отличен от уровня регистрируемой безработицы, определяемого по учетным данным ГСЗ. Тем не менее анализ динамики уровня РОБ, а также его дифференциации по регионам позволяет увидеть, под воздействием каких основных факторов формировался разрыв между общей и регистрируемой безработицей.   В конце 2000 г. подгруппа РОБ насчитывала 1,8 млн. чел., в то время как численность всех «мотовских» безработных приближалась к 7 млн., а контингент лиц, не занятых трудовой деятельностью, составлял по административной статистике ГСЗ примерно 1,2 млн. чел. Отсюда можно сделать вывод, что почти три четверти всех безработных обходились без посредничества государственных служб занятости, а среди безработных, обращавшихся к ним в течение последнего месяца, примерно треть составляли те, кому не удалось стать их клиентами, или же те, кто по каким-либо причинам уже выбыли из регистра. Очевидно, что подобные соотношения были бы невозможны, если бы на рынке труда не существовало достаточно большого числа потенциально доступных рабочих мест и если бы самостоятельный поиск не отличался достаточно высокой результативностью (во всяком случае — сопоставимой с результативностью поиска через ГСЗ).   Контраст станет еще резче, если вспомнить, что далеко не всех клиентов государственных служб занятости можно считать безработными в соответствии со стандартными критериями МОТ.

 

Из анализа динамики РОБ в сопоставлении с динамикой учетных данных ГСЗ следует, что в первой половине 1990-х гг. численность «мотовских» безработных, обращавшихся в процессе поиска в государственные службы занятости, не намного превосходила численность лиц, не занятых трудовой деятельностью, которые состояли на учете, — всего на 2-20%171. Столь незначительное превышение может свидетельствовать о слабом контроле со стороны ГСЗ за лицами, скрывавшими свои заработки и, следовательно, не являвшимися безработными по определению МОТ172.   В этом смысле показательна парадоксальная ситуация, сложившаяся к концу первого квартала 1996 г. (по времени она, напомним, близка к переломной точке в динамике регистрируемой безработицы). По состоянию на эту дату контингент состоявших на учете лиц, не занятых трудовой деятельностью, оказался примерно на 350 тыс. чел. больше контингента «мотовских» безработных, контактировавших в ходе поисков с государственными службами занятости. Подобное соотношение — явное свидетельство того, что в регистр ГСЗ проникало немало «охотников за пособиями», скрывавших свой реальный статус173.   Однако в 1997-2000 гг. картина резко меняется: численность «мотовских» безработных, обращавшихся в ГСЗ, начинает превосходить численность состоящих на учете лиц, не занятых трудовой деятельностью, в 1,4-1,8 раз. Напомним, что в середине 1996 г. году режим регистрации был ужесточен, а кроме того обозначился и стал нарастать финансовый кризис ГФЗН. Это могло иметь двоякий эффект.

 

Во-первых, скорее всего, должна была возрасти эффективность контроля за «фиктивными» безработными (к тому же, перспектива регистрации могла утратить в их глазах часть своей былой привлекательности). Во-вторых, должен был расшириться контингент безработных, которым было отказано в постановке на учет или которые снимались с учета, так и не получив трудоустройства, что вынуждало их продолжать поиск другими методами.

 

Поток обращений в ГСЗ зависит не только от общих условий регистрации и поддержки безработных, установленных на федеральном уровне, но и от их дифференциации на региональном уровне. Известно, что сталкиваясь с финансовыми трудностями, власти многих регионов дополнительно ужесточали режим регистрации и ограничивали масштабы поддержки, нередко вступая в открытые противоречия с требованиями федерального законодательства. Подобная практика получила особенно широкое распространение во второй половине 1990-х гг., когда система страхования по безработице вступила в полосу острого финансового кризиса. Но даже когда на местах не вводилось дополнительных административных ограничений, условия поддержки безработных начинали дифференцироваться «по факту», в зависимости от продолжительности задержек в выплате пособий и степени их «бартеризации» в различных регионах.

 

Отсюда — неизбежные региональные вариации в доступе к услугам ГСЗ, в их объеме и качестве и соответственно — в стимулах к регистрации.   Действительно, соотношение между уровнями общей и регистрируемой безработицы заметно варьировало по отдельным регионам. Как видно из таблицы 7, статистическая связь между ними никогда не была значительной: коэффициенты корреляции составляли в различные годы от 0,30 до 0,72. Другими словами, вариациями в региональных показателях общей безработицы объяснялось не более половины всех вариаций в региональных показателях регистрируемой безработицы.

 

Наиболее тесная корреляция отмечалась в 1995-1996 гг.

 

Характерно, что в 1997 г. она резко ослабла, что естественно связать с резко возросшей дифференциацией условий регистрации и поддержки безработных в различных регионах.

 

Таблица 7  Коэффициенты корреляции между региональными уровнями общей и регистрируемой безработицы*   1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 Коэффициенты корреляции 0,301 0,489 0,525 0,714 0,601 0,372 0,454 0,462 0,524 Число наблюдений (субъектов Федерации)** 77 76 76 78 78 79 79 79 79 Источники: Труд и занятость в России. М., Госкомстат России, 1999, стр. 38-50, 166-184; Обследование населения по проблемам занятости, ноябрь 1999 г. М., Госкомстат России, 2000, вып. 2; Обследование населения по проблемам занятости, ноябрь 2000 г. М., Госкомстат России, 2001; Основные показатели деятельности органов государственной службы занятости, январь-декабрь. М., Государственная служба занятости, 1993-2000.

 

* Все коэффициенты значимы на 1-процентном уровне существенности.

 

Региональные уровни общей безработицы: 1992-1995, 1996-1998 гг. — октябрь, 1996 г. — март, 1999-2000 гг. — по четырем квартальным обследованиям. Региональные уровни регистрируемой безработицы: 1992-1995, 1997-2000 гг. — декабрь, 1996 г. — март.

 

** Без учета автономных округов (кроме Чукотского), для которых Госкомстат России в первой половины 1990-х гг.

 

не формировал данных об уровне общей безработицы.   Использование альтернативных индикаторов общей безработицы приводит к сходным результатам (см. таблица 8). Коэффициенты корреляции не меняются, если от региональных уровней общей безработицы перейти к региональным уровням общей безработицы без учета учащихся, студентов и пенсионеров.

 

Это лишний раз подчеркивает, что отклонения регистрируемой безработицы от безработицы по определению МОТ в весьма незначительной степени связаны с ограничениями круга лиц, имеющих право на получение официального статуса безработного. Не слишком тесная статистическая связь отмечается также между региональными уровнями общей безработицы и региональными уровнями РОБ.   Этот результат представляет особый интерес, поскольку обе используемых переменных получены из одного источника — выборочных обследований населения по проблемам занятости. Он подтверждает, что расхождения в территориальной структуре общей и регистрируемой безработицы не являются статистическим артефактом, а отражают реально существующие различия в условиях, ориентации и эффективности политики занятости на региональном уровне. Примечательно также, что при переходе от показателей общей к показателям «регистрируемой общей» безработицы корреляция с официальной безработицей заметно улучшается — с 0,39 до 0,65.   Таблица 8  Коэффициенты корреляции альтернативных показателей безработицы (2000 г.*)   Региональные уровни общей безработицы Региональные уровни общей безработицы без учета учащихся, студентов и пенсионеров Региональные уровни «регистрируе-мой общей» безработицы Региональные уровни регистрируе-мой безработи-цы (данные ГСЗ) Региональные уровни общей безработицы 1 0,994 0,625 0,393 Региональные уровни общей безработицы без учета учащихся, студентов и пенсионеров 1 0,640 0,412 Региональные уровни «регистрируемой общей» безработицы 1 0,649 Региональные уровни регистрируемой безработицы  (по данным ГСЗ) 1 Источник: Обследование населения по проблемам занятости, ноябрь 2000 г. М., Госкомстат России, 2001.  * Все коэффициенты значимы на 1%-ном уровне существенности. Показатели общей безработицы — по четырем квартальным обследованиям; показатели регистрируемой безработицы — по состоянию на конец года.

 

Число наблюдений (субъектов Федерации) — 88. Включение данных по автономным округам приводит к снижению коэффициента корреляции между региональными уровнями общей и регистрируемой безработицы.   Другой возможный путь изучения причин расхождения между обшей и регистрируемой безработицей — использование неофициальных источников данных. Так, опросная статистика ВЦИОМ содержит прямую информацию о причинах, побуждающих многих безработных обходиться без регистрации в ГСЗ174.   Согласно этим данным, в 1999 г. 27,5% опрошенных безработных были зарегистрированы; 13,5% обращались в ГЗС, но получили отказ; 13,8% к моменту обследования уже были сняты с учета. Около половины безработных — 45% — никогда не соприкасались с государственными службами занятости (это несколько меньше, чем по выборочным обследованиям Госкомстата России, что, впрочем, неудивительно, так как ответы респондентов ВЦИОМ относились ко всему периоду поиска).   Если посмотреть на иерархию мотивов, побуждавших безработных отказываться от контактов с ГСЗ, то она оказывается очень близка к той, что выстраивалась нами исходя из общетеоретических соображений и косвенных свидетельств (см. таблицы 9). Главная причина «необращений» — надежда найти работу самостоятельно: на это рассчитывали две трети безработных, никогда не вступавших в контакт с ГЗС. Рейтинги остальных причин были таковы: 20% опрошенных считали обращение в ГЗС бесполезным; 10% не надеялись найти работу по специальности; столько же указывали на бюрократические сложности, связанные с регистрацией, или ссылались на низкий размер пособий; 9% испытывали недостаток информации о работе служб занятости; чуть более 1% жаловались на территориальную отдаленность их местных отделений.

 

Таблица 9 (1)  Основные причины «необращений» в государственную систему страхования по безработице (Россия, 1999 год)  Причины Доля незареги-стрированных безработных, выбравших данный вариант ответа* Ранг** Отсутствие информации о работе служб занятости 8,8% 6 Бюрократические сложности при оформлении пособий 10,1% 3-4 Сложно добираться до службы занятости 1,2% 9 Слишком низкий уровень пособий 9,9% 5 Не нуждаются в получении пособия 3,5% 8 Отсутствие надежды получить предложение работы по специальности 10,1% 3-4 Считают, что обращение бесполезно 20,4% 2 Надежда, что найдут работу сами 64,7% 1 Надежда вернуться на прежнее место работы 5,3% 7 Другое 8,4% — Затруднились с ответом 5,3% — Источники: И. Перова. Подходящая работа и возможность трудоустройства в оценках безработных. — «Мониторинг общественного мнения: экономические и социальные перемены», 2000, № 1; Wander, S. A., and A.

 

Stetter.

 

Why are Many Jobless Workers not Applying for Benefits? — «Monthly Labor Review», 2000, No 6.  * Сумма превосходит 100%, так как респонденты могли выбрать более одного варианта ответа.  ** Порядковый номер места в общей иерархии причин (первое место соответствует самому популярному варианту ответа).   Таблица 9 (2)  Основные причины «необращений» в государственную систему страхования по безработице (США, 1993 год)  Причины Доля незарегистрированных безработных, выбравших данный вариант ответа* Ранг** Отсутствие необходимой информации 1,8% 6-7 Слишком похоже на благотворительность или пособие по бедности 3,0% 3-4 Оформлять пособие сложно и хлопотно 1,8% 6-7 Не нуждаются в получении пособия 1,9% 5 Убеждены, что по своему статусу не имеют права на пособие 65,8% 1 Исчерпали право на получение пособий 1,0% 9 Вскоре собираются обратиться за пособием 1,1% 8 Надежда, что найдут работу сами 7,5% 2 Надежда вернуться на прежнее место работы 3,0% 3-4 Другое 8,7% — Не знают 3,8% — Затруднились с ответом 1,5% —   В таблицах 9 приведены также данные о причинах «необращений» за пособиями среди безработных в США. По сравнению с ними специфика российского опыта проступает особенно ярко (хотя прямые сопоставления здесь не совсем корректны из-за разного формата обследований, неодинакового меню предлагавшихся ответов и т. п.). У россиян доминирующим мотивом была уверенность в собственных силах, у американцев — убежденность, что попытки получить помощь от государства окажутся безрезультатными (впрочем, для российских безработных эта причина также была достаточно важной, занимая второе по значимости место). Хотя у первых рейтинг таких факторов как недостаток необходимой информации, бюрократические сложности при оформлении документов, низкий уровень пособий или отсутствие необходимости в их получении был, похоже, несколько выше, чем у вторых, нельзя не заметить, что как в российском, так и в американском случае все они играли явно второстепенную роль.   Как видим, и эти данные заставляют предполагать, что поразительно низкий уровень регистрируемой безработицы, который поддерживался в России на протяжении всего переходного периода, был обусловлен не только и не столько недостаточностью материальной поддержки безработных (хотя и ее, разумеется, не следует сбрасывать со счетов), сколько неплохими шансами на трудоустройство вне сегмента «регулируемого рынка труда», которые, по их собственному убеждению, имело большинство соискателей.  Выводы   Каковы же наиболее общие выводы, которые можно сделать из проделанного нами анализа?   Одна из устойчивых характеристик российского рынка труда — поразительно низкий уровень регистрируемой безработицы, который на протяжении всего переходного периода оставался во много раз меньшим по сравнению с уровнем общей безработицы. Постепенное сближение этих показателей в первой половине 90-х гг.

 

сменилось затем еще большим их расхождением.

 

В значительной мере этот разрыв был связан с особенностями российской системы поддержки безработных, которая, во-первых, не давала достаточно стимулов для регистрации и, во-вторых, была ориентирована на «отсечение» длительно безработных. Однако не меньшую, если не большую, роль играло то обстоятельство, что российский рынок труда постоянно генерировал значительное число вакансий, так что многие безработные могли успешно вести поиск, не обращаясь за помощью к государственным службам занятости. Правда, достававшиеся им рабочие мест чаще всего оказывались не «новыми», а «старыми», которые открывались вследствие высокой текучести кадров.   В целом же складывается впечатление, что динамика регистрируемой безработицы (во всяком случае, начиная со второй половины 90-х гг.) не столько отражала объективную ситуацию на рынке труда, сколько определялась финансовыми ограничениями, в которых приходилось действовать государственным службам занятости: когда эти финансовые ограничения ужесточались, регистрируемая безработица постепенно сдвигалась вниз, когда ослабевали — она начинала смещаться вверх. При этом связь с динамикой общей безработицы оставалась слабой и крайне опосредованной.

 

ВЕЛИКИ ЛИ ГЛАЗА У СТРАХА?  СТРАХ БЕЗРАБОТИЦЫ И ГИБКОСТЬ ЗАРАБОТНОЙ ПЛАТЫ В РОССИИ*   Центр трудовых исследований ГУ-ВШЭ   2003 год  Авторы: В. Гимпельсон, Р. Капелюшников, T. Ратникова  Данная работа посвящена изучению связи между представлениями людей о состоянии экономики и их экономическим поведением.

 

Эта проблема рассматривается на примере формирования представлений о безработице и их влияния на адаптацию работников на рынке труда.   Используя данные РМЭЗ за 1994-2000 годы, авторы показывают, что в начале этого периода страх безработицы формировался экзогенно по отношению к реальной ситуации на рынке труда. Наряду с фактической безработицей он был значимым фактором понижающего давления на реальную заработную плату. По мере развития реформ социальное обучение населения снижало значение страха как автономного от безработицы механизма адаптации на рынке труда. Основные выводы работы подтверждены эконометрическими расчетами, использующими как МНК-оценки на кросс-секционных данных за отдельные годы, так и оценки панельных регрессий с индивидуальными эффектами.  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 — вне зависимости от того, отражает ли он реальную ситуацию или нет — парализует действие. Новые социальные и экономические явления, не до конца понятные и еще неосвоенные личным опытом, также могут рождать страх.

 

Этот тривиальный вывод относится к различным сферам человеческой деятельности. Исследователи констатируют значительную устойчивость показателей страха или тревожности на всем протяжении периода массовых опросов в России в 1990-е годы175.   Страх безработицы — один из наиболее сильных страхов пост-советского 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 мира176.   Л.

 

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»177.   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 стабильность 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 являются задолженность по зарплате»178. Хотя данное предположение и кажется правдоподобным, оно никогда не подвергалось строгой эмпирической проверке.   Цель данной статьи — проанализировать эволюцию страха безработицы в России за годы реформ и выявить его влияние на функционирование рынка труда. Другими словами, мы попытаемся ответить на взаимосвязанные вопросы о том, как формировался и распространялся страх безработицы, что влияло на его интенсивность и как это отражалось на величине и гибкости оплаты труда.

 

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, количестве 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 каким образом исходя из нее они формируют свои ожидания. Поэтому, как отмечают американские экономисты Ч. Мански и Дж. Строуб, стандартная практика выведения ожиданий из уже реализованных событий оказывается недостаточно надежной и уязвимой с методологической точки зрения179.   В нашем исследовании предпринята попытка пойти по иному пути, отличному от общепринятого.

 

Оно относится к сравнительно небольшому, но быстро растущему потоку литературы, где анализируется, под влиянием каких факторов формируются субъективные представления участников рынка труда и какое влияние это оказывает на их реальное поведение180. Насколько нам известно, до сих пор такие исследования проводились только на примере зрелых рыночных экономик. Наша работа первая, где речь идет о роли страхе 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 гг. Третья 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 заключении 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 показатели страха с показателями заработной платы.

 

Наиболее приспособленной (из имеющихся) для решения этих задач является база данных Российского мониторинга здоровья и экономического положения населения (РМЭЗ)181. 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 5-бальные шкалы, измеряют представления респондентов о вероятности потери работы и трудностях ее поиска. Мы интерпретируем их как индикаторы того, насколько опрашиваемые боятся безработицы.

 

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 наблюдалась 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, полученный 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 годы. Для лучшей сопоставимости мы будем пользоваться данными с двугодичным интервалом (1994, 1996, 1998, 2000). Сбор данных проводился в последнем 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 платы182. Страх складывается из сочетания ожидания работниками нарастания трудностей в поддержании занятости (роста безработицы) и ощущения 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 целый ряд важных функций. Среди них — функция сдерживания инфляции.

 

Снижение безработицы ниже некоторого «естественного» уровня (NAIRU) 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 на биржу труда из отчаявшихся людей была для многих символом безжалостного капитализма, знакомым с начальной школы. При этом к началу горбачевской перестройки личный опыт безработицы в Советском Союзе практически отсутствовал. 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. Сверхмилитаризованная и «тяжелая» по своей структуре экономика, крайне низкая производительность труда, плохое качество и неконкурентоспособность продукции являлись отличительными особенностями советского народного хозяйства. Всем казалось, что лишь тронь этого ископаемого «динозавра» реформами и взрыв безработицы практически гарантирован. За этим взрывом же 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 и эти соображения 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.   В итоге к началу реформ сложился консенсус крайних пессимистов 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 на американском рынке труда, где в 90-е гг., похоже,. действовали сходные механизмы «дезинформации» работников средствами массовой информации.

 

Опросы, проводившиеся в США в это десятилетие, зафиксировали резкое усиление страха перед безработицей — 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 компаниями183. Дело в том, что в США экономический кризис начала 1990-х гг.

 

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 исключить, что наблюдавшийся рост неуверенности в надежности существующих рабочих мест имел весьма отдаленное отношение к действительности или же вообще не имел к ней никакого отношения»184.

 

Фактическая безработица и ее субъективное восприятие   Все прогнозы открытой безработицы в России оказались ошибочными, существенно завысив реальные тенденции ее роста. Хотя социальные издержки, заплаченные за переход к рынку, были исключительно велики, массовая безработица в ее «стандартной» и ожидавшейся форме пришла со значительным опозданием. Она росла с 5,2% в 1992 году (когда впервые было проведено выборочное обследование занятости) до 8,1% в 1994 году и далее до 13,3% в 1998 году. Достигнув пика в начале посткризисного 1999 года, безработица стала последовательно снижаться и к середине 2002 года составляла 7,5%. Что же касается показателей регистрируемой безработицы, то они стабильно оставались очень низкими185. Эволюция фактической безработицы показана в таблице 1.   Таблица 1  Динамика фактической безработицы (1994-2000 гг., %%)   1994 1995 1996 1998 2000 Уровень общей безработицы (по определению МОТ) 8,1 9,5 9,7 13,3 10,0 Уровень зарегистрированной безработицы 2,2 3,2 3,4 2,7 1,4 Уровень безработицы по данным РМЭЗ 7,7 8,1 9,7 10,9 8,6 Источник и методологические пояснения к данным таблицы см.: Обзор занятости в России. Вып. 1 (1991-2000 гг.)., стр. 87.   Вместе с тем, массовые обследования свидетельствуют о том, что страх безработицы являлся одной их наиболее устойчивых фобий переходного периода186. С конца 1980-х гг. ВЦИОМ регулярно задавал своим респондентам вопросы о субъективном восприятии безработицы. Респонденты сообщали о том, насколько, по их мнению, остра проблема безработицы, насколько сильно их беспокоит возможность потери работы, а также смогут ли они найти работу не хуже имеющейся в случае закрытия их предприятие. Таблица 2, построенная на данных мониторинга ВЦИОМа, показывает динамику 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 году, задолго до переломного 1992 года, 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.   Таблица 2  Восприятие безработицы в массовом сознании  (% утвердительных ответов)   «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»* нояб. 1989 42 — — — нояб. 1992 70 — — — апр. 1993 80 — 46 37 авг. 1993 80 — 47 41 дек. 1993 — — — 37 янв. 1994 82 — 48 — мар. 1994 83 — 43 46 июл. 1994 — 56 — сент. 1994 — 26 — 38 нояб. 1994 77 64 34 37 мар. 1995 81 66 35 43 май 1995 — 50 — — июл. 1995 — 48 — — янв. 1996 70 51 27 36 май 1996 — 55 — — июл. 1996 — — 33 38 сент.

 

1996 63 янв.

 

1997 — 61 37 50 июл. 1996 54 — — сент. 1997 — — 29 35 янв. 1998 — 60 — — июл. 1998 — 65 — — сент. 1998 — — 43 44 нояб. 1998 — 77 — — янв. 1999 — 60 — — июл. 1999 — 64 — — янв. 2000 — 49 — — июл. 2000 — 51 — — янв. 2001 — 43 — — Источник: данные ВЦИОМ, «Мониторинг общественного мнения: экономические и социальные перемены».  * — сумма ответов «очень вероятно» и «вероятно».

 

Данные РМЭЗ о динамике показателей страха за 1994-2000 гг. (см. таблица 3) во многом подтверждают вывод, сделанный выше. В конце 1994 г. около 60% респондентов выражали опасение потери работы и неуверенность в получении новой187. К концу 1998 года фактическая безработица почти удвоилась, а уровень страха хотя и подрос, но на вполне умеренные на этом фоне 7-9 процентных пунктов.   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.

 

Таблица 3  Страх потери работы (1994-2000 гг., данные РМЭЗ, %%)  Вопросы / ответы 1994 1996 1998 2000 Представьте себе не очень приятную картину: организация, где Вы работаете, по каким-либо причинам завтра закроется, и все работники будут уволены.

 

Насколько Вы уверены, что сможете найти работу не хуже той, на которой работаете сейчас? Сумма ответов «не очень уверены» и «совсем не уверены» 61,5 63,0 68,1 53,6 Насколько Вас беспокоит то, что Вы можете потерять работу? Сумма ответов «очень беспокоит» и «немного беспокоит» 57,5 62,0 68,7 57,4  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).   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 таблицы 4 следует, что в 1994 г. корреляция между ним и индексом страха вообще была отрицательной, хотя и статистически незначимой. Хотя в последующих 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 1994 и 1998 гг.

 

В остальные годы коэффициенты корреляции, хотя и были статистически значимы, но имели невысокие значения. Корреляция с показателями добровольных увольнений была значимой в 1996 и 1998 гг., а с 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.   Таблица 4  Коэффициенты корреляции между индексом страха и альтернативными показателями состояния рынка труда  (данные РМЭЗ, 1994-2000 гг.)  Показатели рынка труда 1994 1996 1998 2000 Уровень общей безработицы  (по методологии МОТ) [+] -0,014 0,072** 0,113** 0,077** Уровень регистрируемой безработицы [+] 0,070** 0,069** 0,022 0,004 Коэффициент найма [-] -0,013 -0,071** -0,082** -0,056** Коэффициент выбытия [+/-] -0,016 -0,050** -0,015 -0,033* Коэффициент увольнений по собственному желанию [-] 0,010 -0,033* -0,056** 0,023 Коэффициент увольнений по инициативе администрации [+] 0,034* -0,014 0,007 0,047** Уровень вакансий [-] -0,128** -0,161** -0,118** -0,070** ** и * — 1% и 5% уровень существенности соответственно. В квадратных скобках показаны ожидаемые знаки.   В итоге 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?   Нами проанализированы значения индекса страха за 1994-2000 гг.

 

для основных социально-демографических и социально-экономических групп. Практически везде групповая динамика индекса во времени совпадает с его динамикой для всего населения.

 

Индекс последовательно, но постепенно растет до своего максимума в 1998 году, а затем опускается примерно до значений 1994 года.   Индивидуальные 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 целый балл выше, чем у самой младшей возрастной группы. Страх тем сильнее, чем ниже образование. Респонденты тем меньше боятся безработицы, чем крупнее населенный пункт, где они живут. Максимальный уровень страха наблюдается в профессиональной группе служащих (группа 4 по ИСКО-88), затем следуют квалифицированные рабочие промышленности и неквалифицированные рабочие (группы 8 и 9). Чем дольше работник трудится у данного работодателя, тем больше он боится прекращения этих отношений.   Из этого описания 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 приобретенное 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 потери работы. Работники «старых» предприятий (созданных свыше 10 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, и часть их акций была 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 уверенно.   Такое распределение более «пугливых» 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 негативнного 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 друг с другом.   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 одним 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 обратно влиять 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:   FEARi = b0 + b1*Unempi + b2*Xi + b3*Zi + ?i, (1)   где FEARi — индекс страха для i-го индивидуума188, Unempi — уровень фактической безработицы в регионе проживания индивида i, Xi — 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.), Zi — вектор характеристик работодателя, у которого он работает (размер предприятия и его возраст), b -коэффициенты регрессии, ?i — белый шум (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 ordered probit регрессии (поскольку зависимая переменная принимает дискретные упорядоченные значения). И в том, и в другом случае проводилось дополнительно робастное оценивание, если не выполнялись тесты на гомоскедастичность189. Для расчета использовались данные РМЭЗ для четырех временных точек — 1994, 1996, 1998, 2000 годов, покрывающих большую часть переходного периода. (К сожалению, у нас нет сопоставимых данных, относящихся к самому раннему этапу реформ — началу 1990-х годов.)   Полученные результаты представлены в таблице А2. 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 означает, 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 году, 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 году этот коэффициент оставался значимым, но на 5% 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 процентных пунктов.   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 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 средние 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 1 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 носят лонгитюдный характер, что позволяет скомбинировать исходные данные в двухлетние сбалансированные панели: 1994-1996, 1996-1998, 1998-2000 гг. Прежде всего панельные данные дают возможность ответить на вопрос, насколько устойчивым является индивидуальный страх во времени.   Полученные оценки позволяют сделать ряд достаточно неожиданных выводов.

 

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 периода 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:   FEARit = ?0 + ?1*Unempit + ?2*Xit + ?3*Zit + ?4*dt + ?i + ?it, (2)  где к переменным, представленным в уравнении (1) добавляются dt, дамми-переменная, соответствующая временному эффекту, и ?i, переменная, отражающая специфический индивидуальный эффект.   Нами проведено оценивание трех панелей тремя альтернативными методами — методом наименьших квадратов, а также в рамках моделей со случайными и с фиксированными эффектами. Для выбора наиболее адекватной модели используются тест Бройша-Пагана на наличие индивидуальных эффектов и тест Хаусмана, устанавливающий их природу. Фиктивная переменная dt принимает значение 0 для первого и значение 1 для второго года в каждой панели.   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 годами. При попытке построить более длинную панель возникает либо проблема истощения (если панель сбалансирована), либо оценки мало эффективны (если панель несбалансирована).   Что же касается влияния фактической безработицы, то оно прослеживается достаточно отчетливо. Будучи незначимо для 1994-1996 гг., оно приобретает значимость в первых двух моделях для 1996-1998 гг. Наконец, для 1998-2000 гг. все три модели говорят 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-переменной d, 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 d положительно). Однако уже в 1998-2000 гг. соответствующий коэффициент становится отрицательным, то есть страх падает, причем почти в полтора раза быстрее, чем он до этого рос.   В остальном полученные результаты практически совпадают с результатами кросс-секционного анализа. Анализ панельных данных подтверждает, что при прочих равных условиях женщины боятся больше, 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 из полученных ранее выводов остаются в силе.   Полученные нами результаты интересно сопоставить с результатами аналогичных американских исследований190. 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.

 

Каковы же они?

 

Это характеристики 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 «само-несбывающегося 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 заблаговременно 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’a: 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 гг. 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»191. 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»192. Согласно имеющимся эконометрическим оценкам замедление ежегодных темпов роста заработной платы, которое наблюдалось в США в 1990-е гг., может быть практически полностью объяснено возросшим страхом перед безработицей193.

 

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. Из них видно, что среди самой низкооплачиваемой категории работников распределение было резко смещено в пользу респондентов с максимальными показателями страха. Для групп с умеренной и высокой заработной платой 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 года.   Изучение связи страха безработицы с некоторыми «зарплатообразующими» условиями занятости позволяет заключить, что 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. Отметим тот факт, что наличие дополнительной работы ассоциировалось с относительно более слабым страхом безработицы.   Для более строгой проверки гипотезы о влиянии страха безработицы на заработную плату мы вначале оценивали кросс-секционные уравнения в следующих спецификациях:   LOGWAGEi = b0 + b1*FEARi + b2*UNEMPi + b3*Xi + b4*Zi + ?i, (3)   Pr(debti =1) = Logit (b0 + b1*FEARi + b2*UNEMPi + b3*Xi + b4*Zi + ?i), (4)   где LOGWAGEi — логарифм выплаченной месячной заработной платы для i-го индивидуума, debti 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-го респондента, UNEMPi — уровень фактической безработицы в регионе его проживания, Xi — вектор личностных характеристик данного индивида, Zi — вектор характеристик работодателя, у которого он работает, b — коэффициенты регрессии, ?i — 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 года). 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 RLMS 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.   Все уравнения оказались значимы, но объясняемая доля вариации относительно невелика, особенно для 1996 года. Дополнительные тесты свидетельствуют о сильной гетероскедастичности данных для 1996 г., а также о структурной нестабильности и неполной спецификации по всем наблюдениям194. 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 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 перестает играть какую бы то ни было роль.

 

Повышение уровня общей безработицы на 1 процентный пункт сопровождался сокращением заработной платы почти на 9% в 2000 г.   Обратимся теперь к анализу панельных данных. Соответствующие уравнения в этом случае выглядят следующим образом:   LOGWAGEit = ?0 + ?1*Unempit + ?2*FEARit + ?3*Xit + ?4*Zit + ?5*di + ?i + ?it, (5)   и   Pr(debtit=1) = Logit (?0 + ?1t*Unempit + ?2FEARit + ?3*Xit + ?4*Zit   + ?5*di + ?i + ?it), (6)   Мы сохранили в (5) и (6) спецификации уравнений (3) и (4), добавив дамми-переменную di для временного эффекта и переменную специфического индивидуального эффекта ?i.   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 также, 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.

 

Другой аспект гибкости оплаты труда в российских условиях связан с феноменом задолженности по заработной плате. Само по себе это явление подробно рассмотрено в целом ряде работ195 и в данном случае нас интересует лишь то, влияет ли страх безработицы у индивидов на вероятность несвоевременных выплат.

 

Другими словами, повышает ли страх безработицы терпимость работников к появлению и сохранению задолженности по оплате труда.   Анализ результатов пробит- и логит-регрессий задолженности по заработной плате на кросс-секционных данных позволяют утверждать, 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.   К сходным выводам приводит анализ панельных данных. 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 19990-х годов принять модель низкой зарплаты, частью которой стали 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 информации или на искаженной.  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 из-вне рынка труда и вне связи с его реалиями. Динамика безработицы слабо отражалась на силе страха, который был стабильно высоким. Это само по себе стало 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. Результаты социального обучения в условиях рыночной экономики проявились уже к 1998 году. 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.

 

ФОРМИРОВАНИЕ ОЖИДАНИЙ БЕЗРАБОТИЦЫ И ИХ ВЛИЯНИЕ  НА ЭКОНОМИЧЕСКОЕ ПОВЕДЕНИЕ НАСЕЛЕНИЯ*   Фонд «Содействие развитию и построению Индекса потребительских настроений»   2003 год  Авторы: Д.Х. Ибрагимова (руководитель),  Н.В. Акиндинова, С.П. Аукуционек, А.Е. Батяева  Ожидания безработицы — в чем проблема?   Переход к рыночной экономике не вызвал в России такого значительного роста безработицы, какой наблюдался в этот период, например, в странах Восточной Европы. Адаптация российского рынка труда к новым условиям произошла в большей степени за счет сокращения оплаты труда в реальном выражении и распространения таких явлений, как неполная занятость и задержки заработной платы, чем за счет фактического сокращения количества занятых. Экономический подъем, последовавший за кризисом 1998 г., сопровождался значительным снижением уровня безработицы и генерированием новых рабочих мест.   Тем не менее, согласно данным социологических опросов, проблема безработицы сильно тревожит россиян, находясь на втором месте по значимости после повышения цен. Обеспокоенность населения угрозой безработицы связана с высоким уровнем неопределенности относительно будущей экономической ситуации и перспектив занятости, притом, что уровень доходов и накопленных сбережений у большинства населения является недостаточным для формирования страхового резерва на случай потери работы. Пренебрежение многих работодателей к статьям КЗоТ (а теперь Трудового Кодекса), регулирующим порядок увольнения, низкий уровень социальных гарантий для безработных со стороны государства и недостаточная эффективность служб занятости также являются причинами преувеличенного страха населения перед безработицей. Последнее, в свою очередь, выступает самой сильнодействующей причиной социальной неудовлетворенности. Ведь с точки зрения рядовых людей безработица рассматривается отнюдь не в плоскости «механизм хозяйственной конъюнктуры — резервная рабочая сила», а в спектре условий, влияющих на изменение личного благосостояния. Опыт исследований показывает, что появление в семье еще одного работника повышает ее жизненный уровень куда сильнее, чем постепенный рост заработка, и, напротив, потеря работы одним из членов семьи воспринимается чрезвычайно болезненно. В этой связи показательны изменения, произошедшие в ценностных ориентирах применительно к работе в период реформ.

 

По данным ВЦИОМ, 70% работающего населения в конце 2000 г.

 

(против 47% в начале 1993 г. и 25% (.) в 1989 г.) отмечали, что работа для них важна прежде всего как источник получения средств к существованию196.

 

Такой рост вызван существенным ухудшением материального положения значительной части населения, на фоне расширения круга платных социальных услуг взамен ранее бесплатных, а также ожидания опережающего роста цен над доходами.   Отношение к безработице является важным компонентом потребительских настроений. Уровень ожиданий безработицы, который отражает соотношение между количеством людей, ожидающих в ближайшее время роста/снижения безработицы, является результатом субъективного восприятия и переработки населением всей доступной информации о текущем состоянии рынка труда и факторах, которые могут повлиять на его дальнейшую динамику. Проведенные ранее исследования показывают, что уровень ожиданий безработицы находится в тесной связи с общим уровнем оптимизма относительно перспектив развития экономики и личного благосостояния в будущих периодах, а также имеет определенное прогнозное значение для оценок динамики фактической безработицы. Как один из субъективных индикаторов, отражающих степень неопределенности относительно будущих доходов, уровень ожиданий безработицы оказывает влияние на экономическое (в первую очередь потребительское и сберегательное) поведение населения.   Уникальные особенности российского рынка труда, позволившие в условиях обвального падения производства сохранить относительно низкий уровень безработицы, привлекли внимание многих исследователей.   Прежде всего хотелось бы выделить работы Л.А. Гордона, акцентировавшего внимание на вопросе о том, что в особенностях формирования и развития рынка труда выражена не только реакция занятости на рыночные перемены, но и более широкая проблема — выбор обществом характера социальных издержек, связанных с переходом от государственной системы к рыночной.   Низкие притязания работников, сохранение, хоть и в меньших масштабах, уравнительных настроений, остатки патерналистских установок — все это предопределило в нашей стране выбор в пользу ставшей феноменом модели «адаптации без реструктуризации». Именно этой формулой ее автор — Р.И. Капелюшников — в своей недавно вышедшей монографии объединяет такие специфические черты российского рынка труда, как широкое распространение неполной и вторичной занятости, вынужденных неоплачиваемых отпусков, неформальных контрактов, скрытой оплаты и задержек заработной платы.

 

Один из основных выводов книги состоит в том, что мягкий, «невзрывной» характер реагирования рынка труда на макроэкономические «расстройства» объясняется отсутствием институциональных изменений в сфере трудовых отношений, дававшим односторонние, по его мнению, преимущества доминирующему участнику трудовых отношений — работодателям. В этой связи автор, развивая тему, поднятую им в середине 1990-х гг. в совместных работах с С.П. Аукуционеком, детально исследует поведение российских предприятий и корпоративную политику занятости в действующих макроэкономических и институциональных условиях. Отдельный сюжет197 посвящен различиям между общей и официально зарегистрированной безработицей, а также особенностям поведения людей при поиске работы.

 

Делается вывод о том, что в основной массе российские работники являются достаточно адаптированными к условиям современного рынка труда.   Макроэкономическим параметрам российского рынка труда, а также государственной политике в сфере занятости посвящены исследования Т. Малевой и Ф.

 

Прокопова. Оцениваются масштабы неформальной и нерегистрируемой занятости, возможные перспективы российского рынка в зависимости от динамики ВВП, производительности труда и занятости, рассматриваются методы государственного регулирования процессов занятости и воздействия на параметры открытой безработицы.

 

Анализ отличий модели адаптации российского рынка труда от той, что наблюдалась в других странах с переходной экономикой, проводится в работе В.

 

Гимпельсона. По мнению автора, российское руководство в 90-е годы было неспособно проводить глубокие структурные реформы и предпочитало избегать ужесточения бюджетных ограничений для предприятий во многом из-за страха перед политическими последствиями массовой безработицы.

 

В то же время страх работников перед безработицей примирял с распространением таких явлений как задержки оплаты труда и неполная занятость.   Анализу субъективного восприятия населением ситуации на рынке труда, посвящены работы И. Перовой и З. Куприяновой.

 

Полученные результаты показывают, что с началом экономического роста ожидания безработицы населением существенно снизились. В то же время безработные, принимавшие участие в опросе, достаточно низко оценивали вероятность найти для себя подходящую работу. А это свидетельствует о том, что ситуация на рынке труда оставалась достаточно напряженной.   Отдельную группу работ, представленную в основном зарубежными авторами, составляют исследования, посвященные анализу ожиданий различных экономических субъектов и механизмов их формирования. Разработка этих вопросов осуществляется как на теоретическом уровне, так и на «практическом» — с привлечением богатейших эмпирических данных. Нам хотелось бы выделить работу Кэрролла и Данна, в которой выявляются причины негативной динамики потребительских расходов в США в начале 1990-х годов.

 

(Эта ситуация не прогнозировалась стандартными экономическими моделями и была отнесена «по факту» к спонтанному потребительскому шоку, вызванному рецессией.) Авторы на основе эконометрического анализа опросных и статистических данных приходят к выводу, что потребление домохозяйств сильно коррелирует с их оценками ситуации на рынке труда в будущем, и включение лаговых переменных, характеризующих ожидания безработицы, резко усиливает прогнозный потенциал модели.   Несмотря на усилившийся интерес исследователей к проблематике российского рынка труда, многие вопросы пока остаются не рассмотренными. В частности, практически без внимания со стороны российских авторов остались темы, связанные с ожиданиями безработицы. Как уже было отмечено нами ранее, в западной литературе показатели, связанные с ожиданиями экономических агентов, играют значительную роль, — и для построения прогнозных моделей, и для изучения поведения различных субъектов рынка. В нашей литературе наблюдается значительный «перевес» в пользу фактических данных.

 

Исходя из всего сказанного, целью проекта являлось исследование механизма формирования ожиданий безработицы, а также взаимосвязей динамики ожиданий безработицы с потребительской и сберегательной активностью населения на базе анализа потребительских настроений и субъективных представлений о проблеме безработицы с использованием статистических данных о ситуации на рынке труда и уровне жизни населения.   На рис. 1 представлена общая динамика индекса ожиданий безработицы, который строится на основе ответов респондентов на вопрос (задаваемого с января 1999 г. 1 раз в 2 месяца): «Как Вы думаете, в ближайшие 12 месяцев безработных (людей, которые не имеют работу и ищут ее) будет больше, примерно столько же или меньше?» Индекс измеряется как разность ответов о том, что безработных в предстоящие 12 месяцев станет больше, и ответов о том, что их станет меньше, плюс 100.   Рисунок 1  Динамика ожиданий и уровня безработицы    Источник: опросы ВЦИОМ, ГКС (ОНПЗ).

 

Как видно из графика, в течение 1999 г. опасения роста безработицы значительно ослабли, затем на протяжении двух последующих лет оставались относительно стабильными, а в 2002 г. вновь стали развиваться по нарастающей (в отличие от динамики реального уровня безработицы).

 

Возникает вопрос — как формируются ожидания безработицы? Какие факторы являются доминирующими? Каков сам характер ожиданий — являются ли они адаптивно-экстраполятивными, рациональными, имеют смешанный характер или же вообще представляют собой нечто иррациональное, определяемое как необоснованный страх перед безработицей? Поиск ответа на эти вопросы отражает сущность первой задачи проекта.

 

Теоретические аспекты формирования ожиданий   Формирование ожиданий в целом зависит от двух общих факторов: входящей информации (informational inputs) и самого процесса трансформирования информации в ожидания . Тогда ожидания безработицы можно определить в самом общем виде как:   ,  где Uex — ожидания безработицы; верхний индекс указывает на время, когда эти ожидания были сформированы; нижний индекс — период, на который распространяются ожидания; I — совокупность общей и частной информации, используемой людьми.

 

Процесс формирования ожиданий определяется различиями моделей. В литературе доминируют два главных класса моделей. Первый класс объединяет экстраполятивную, адаптивную и самообучающуюся модели (обозначим их как AE), а второй — модель рациональных ожиданий (RE). В целом, АЕ моделям присуще обращение к прошлому. Адаптивные модели формирования ожиданий представляют собой некоторую относительную прозрачную функцию от прошлых итогов. Модель рациональных ожиданий, напротив, «делает ставку» на оценке опережающей информации, содержащейся в ожиданиях, но не определяет любую специфику в процессе их формирования.   Различные адаптивные, экстраполятивные и самообучающиеся модели (т. е. модели первого класса — АЕ) могут быть суммированы следующим авторегрессионным представлением с распределенным лагом:   ,  где Uex — ожидания безработицы; U — уровень безработицы; Z — совокупность других переменных; — стандартная ошибка.   Значения коэффициентов и определяют характеристики различных моделей этого первого класса. «Чистая» экстраполятивная модель подразумевает, что коэффициенты ?

 

и ?

 

равны 0, обозначая тем самым, что ожидания единственным образом зависят от уровня безработицы в прошлом. Соответственно, коэффициент ? является положительным.   Адаптивные или самообучающиеся модели подразумевают, что потребители пересматривают свои ожидания на будущий период, основываясь на ошибках в своих ожиданиях на текущий период. Иными словами, адаптивные модели формирования ожиданий предполагают, что прогнозируемые изменения показателя определяются точностью реализации предыдущих ожиданий. В терминах вышеприведенного уравнения это означает, что используется один и тот же или различные лаги для переменных ожиданий и уровня безработицы, а их коэффициенты приближаются к 1.   В целом, общее обращение этих моделей к прошлой информации является и источником их главного недостатка, заключающегося в систематической прогнозируемой ошибке как результате того, что ожидания будут недооценивать или переоценивать реальные изменения в уровне безработицы всякий раз, когда лежащая в основании переменная будет развиваться по, соответственно, нарастающему или ниспадающему тренду. В ответ на это, в модель включаются другие переменные (объединенные под буквой Z), несущие в себе дополнительную информацию, которая влияет на формирование ожиданий.   В модели рациональных ожиданий (RE) главное внимание фокусируется не на «прошлых» переменных, а на их «будущей реализации». Соответственно, строгая рациональность подразумевает, что в формировании ожиданий вся доступная информация будет использована эффективно и оптимально.

 

В терминах уравнения это выглядит следующим образом:   , при этом ? = 0; ? = 1.   Отдавая себе отчет в нереальности такой абсолютной строгой рациональности, мы будем тестировать модель рациональных ожиданий следующего вида, которая акцентирует внимание на оценке опережающей информации, содержащейся в ожиданиях:    Характеристика данных   1) Источником данных об ожиданиях безработицы являются массовые опросы населения мониторингового характера, проводимых в рамках совместного проекта Фонда ИПН, Центра развития и ВЦИОМ (вопрос задается 1 раз в 2 месяца с января 1999г.). Индекс рассчитывается как разность ответов о том, что безработных в ближайшие 12 месяцев будет больше, и том, что их будет меньше, плюс 100. Соответственно, рост индекса означает усиление опасений роста безработицы, а его снижение — их ослабление.   2) Источником данных об уровне безработицы являются обследования населения по проблемам занятости (ОНПЗ), проводимые Госкомстатом России 1 раз в квартал.   3) Временной период — 1999:2002. Временной интервал — 1 квартал. Поскольку динамика уровня и ожиданий безработицы содержит в себе значительную сезонную составляющую (см.

 

рис.1), на предварительном этапе все данные были статистическими методами «очищены» от сезонности. Соответственно, для анализа использовались динамические ряды с исключением сезонности.

 

4) Все данные определены как квартальные изменения (первые разности). Использование именно изменений (или различий), во-первых, уничтожает существующую в рядах уровней автокорреляцию первого порядка, а во-вторых, что также важно, позволяет сфокусировать анализ именно на том, как изменения в ожиданиях соотносятся с изменениями в реальной безработице.

 

Здесь необходимо сделать одну оговорку. Как было сказано ранее, проведенный в работе анализ базируется на ежеквартальных данных за четыре года, которых явно недостаточно, прежде всего, с точки зрения их репрезентативности, для полноценного (т.

 

е. статистически корректного) анализа.

 

Последний требует, в первую очередь, более длинных временных рядов, которых в настоящий момент просто не существует, ибо вопрос об ожиданиях безработицы начал в России задаваться с 1999 года. В полной мере отдавая себе в этом отчет, мы, тем не менее, решились провести данное исследование, которое можно рассматривать как «чистый эксперимент», с тем, чтобы понять — существуют ли, хотя бы «эскизно», какие-либо закономерности в формировании ожиданий безработицы.  Результаты исследования   Первая серия тестов посвящена анализу взаимосвязей между изменениями в уровне реальной безработицы и ее ожиданиями, исключая влияние других потенциальных факторов. Чтобы проверить, содержат ли опросные данные какую-либо значимую дополнительную информацию для прогнозирования будущих изменений в уровне безработицы, было построено несколько регрессионных уравнений с различным временным лагом. В качестве зависимой переменной используется ряд данных об изменениях в сезонносглаженном уровне безработицы (см. табл. 1). Очевидно, что изменения в уровне безработицы в настоящий момент существенно зависят от прошлых изменений.

 

В таблице 1 приведены параметры уравнений, включающих и не включающих ожидания безработицы как самостоятельный фактор для того, чтобы показать, как учет настроений влияет на характеристики модели.   Таблица 1  Изменения в ожиданиях и уровне безработицы:  оценка взаимосвязей   Зависимая переменная: изменения в сезонносглаженном уровне безработицы, (seasadj) Regression number (1) (2) (3) Constant  Std.

 

Error -.002  (.176) .005  (.141) -.314  (.258) (seasadj)  Std. Error  Sig. (p-value) .574  (.315)  [.040] .529  (.251)  [.022] (seasadj)  Std. Error  Sig.

 

(p-value) .539  (.010)  [.020] (seasadj)  Std. Error  Sig.

 

(p-value) -.181  (.438)  [.563] (seasadj)  Std. Error  Sig. (p-value) .506  (.016)  [.131] Adjusted R square .269 .542 .100 Std. E. of estimate .392 .310 .463 * Временной интервал (t) — 1 квартал.

 

Временной период — 1999:1 — 2002:4.   Как видно из таблицы, включение фактора ожиданий в модель показывает, что настроения людей являются значимым фактором динамики безработицы. Учет этого фактора повышает коэффициент детерминации уравнения (сравним уравнения 1 и 2), параметр связи ожиданий с изменениями в уровне безработицы является статистически значимым (при лаге в ожиданиях в два квартала). Можно говорить, что изменения в ожиданиях уже за 2 квартала (т.

 

е. 4-6 месяцев) значимо свидетельствуют о возможных будущих изменениях в динамике безработицы, независимо от изменений в численности безработных, зафиксированных в прошедшие периоды времени (все уравнения тестировались на отсутствие мультиколлинеарности объясняющих переменных). Иными словами, опросные данные относительно ожиданий безработицы обладают прогнозным потенциалом, а изменения в настроениях людей могут сказаться на уровне общей безработицы, измеряемой по методике МОТ, спустя 4-6 месяцев. И этот вывод во многом опровергает широко распространенное мнение об «иррациональности» ожиданий и «необоснованности страха» перед безработицей.

 

Другой метод оценки опережающей информации, содержащейся в ожиданиях, заключается в тестировании гипотезы о влиянии будущих (т. е. t+2) изменений в уровне безработицы на текущие ожидания. В качестве зависимой переменной используются уже данные об изменениях в ожиданиях безработицы (см. табл. 2).   Таблица 2  Детерминанты ожиданий безработицы   Зависимая переменная: изменения в сезонносглаженных ожиданиях безработицы, (seasadj) Regression number (1) (2) (3) (4) (5) Constant  Sig.

 

.464  (2.560) .406  (3.965) 7.208  (2.512) .483  (1.912) 4.842  (2.430) (seasadj)  Sig. (p-value)   .159  [.623]     (seasadj)  Sig. (p-value)   -.347  [.378] (seasadj)  Sig. (p-value) .584  [.036] .912  [.035] .470

Do NOT follow this link or you will be banned from the site! Пролистать наверх