В. ГИМПЕЛЬСОН, кандидат экономических наук, директор ЦеТИ ГУ-ВШЭ,

А. ЛУКЬЯНОВА, кандидат экономических наук, старший научный сотрудник ЦеТИ ГУ-ВШЭ

Среднемесячная заработная плата в учреждениях образования и здравоохранения - основы бюджетного сектора - составляла в 2004 г. соответственно лишь 53 и 59% по отношению к средней в промышленности. Казалось бы, значительное занижение оплаты труда бюджетников (то есть более высокая зарплата в альтернативном секторе), если таковое имеет место, должно заметно ограничить предложение труда в этом секторе и привести к сокращению занятости в нем. Однако численность занятых в основных отраслях бюджетной сферы на протяжении всего периода реформ остается высокой. Учреждения образования и здравоохранения подвержены текучести кадров в гораздо меньшей степени, чем отрасли небюджетного сектора. Следовательно, стимулы (как денежные, так и неденежные) для работы в этой сфере сохраняются, а потому проблема межсекторных соотношений в заработной плате является не столь однозначной. Если в одних случаях бюджетникам относительно недоплачивают, то в других им могут (относительно) переплачивать. Величина же такой относительной недоплаты или переплаты, то есть межсекторный разрыв в заработной плате, может заметно варьировать.

Относительная недоплата бюджетникам провоцирует негативный отбор, ведущий к концентрации малопроизводительных работников в бюджетном секторе, способствует искусственному занижению оплаты труда в частном, поддерживает неэффективную занятость и неявно поощряет коррупцию. Наоборот, значительное завышение зарплаты бюджетников относительно сопоставимых работников частного сектора содействует

Авторы благодарят за ценные советы и комментарии И. Денисову, Р. Капелюшникова, М. Локшина, В. Январева, Е. Ясина. Особую признательность выражаем М. Локшину за помощь в решении эконометрических проблем. Все ошибки, естественно, остаются на совести авторов.

стр. 81

сокращению занятости в экономике в целом и соответствующему росту безработицы, о чем свидетельствует опыт стран Западной Европы1 .

Простое сопоставление средних зарплат по секторам или отраслям само по себе не позволяет оценить величину такого разрыва. Во-первых, структура занятости в разных секторах с точки зрения образования, квалификации и опыта работников, их территориальной локализации и других факторов, влияющих на уровень оплаты труда, далеко не идентична. Во-вторых, из теории компенсационных различий вытекает необходимость учитывать не только денежные, но и неденежные составляющие полного вознаграждения2 . Например, относительно низкая денежная зарплата может (частично или полностью) компенсироваться неденежными благами, в том числе более благоприятными условиями и режимом труда. Наоборот, негативные стороны работы (опасность для здоровья, тяжелые условия труда, плохой климат в регионе и т. п.), при прочих равных, должны компенсироваться более высокой заработной платой. Выбирая ту или иную работу, люди руководствуются не только величиной зарплаты, но и сугубо индивидуальными соображениями, такими, как престиж работы или профессии, доминирующие в их среде ценности, склонность к риску или предпочтения в отношении социальных гарантий и льгот.

Следовательно, чтобы определить межсекторные различия в заработной плате, мы должны сначала выделить "одинаковых" (в той мере, в какой это возможно) индивидов и лишь затем сравнивать их заработки. При этом необходимо учитывать как денежную, так и неденежную компоненты общего вознаграждения.

Насколько нам известно, подобным образом проблема межсекторных различий в России никогда специально не исследовалась. Цель данной работы - постараться восполнить соответствующий пробел в литературе. Мы намерены определить, существует ли разрыв в денежной заработной плате между схожими работниками бюджетного и небюджетного секторов, и оценить его величину для отдельных социально-демографических, профессиональных и территориальных групп.

Динамика относительной зарплаты в отраслях бюджетного сектора

К бюджетному сектору мы относим отрасли образования, здравоохранения, культуры и управления, взятые в целом. Учреждения в них являются преимущественно государственными и производят общественные блага в основном за счет средств федерального и региональных бюджетов3 . По данным Минздравсоцразвития, из бюджетов различных уровней финансируется зарплата 14,4 млн. человек, или

1 Algann Y., Cahuc P., Zylberberg A. Public Employment and Labour Market Performance // Economic Policy. 2002. No 1.

2 См.: Rosen S. The Theory of Equalizing Differences // Ashenfelter O., Layard R. (eds.) Handbook of Labor Economics. Vol. 1. Amsterdam: North-Holland, 1986.

3 Это определение не является "сквозным" рабочим для данной статьи. В дальнейшем мы его уточним применительно к имеющимся у нас микроданным.

стр. 82

около 22% всех занятых в российской экономике4 . В 2003 г. 88,8% всех занятых в здравоохранении работали в учреждениях государственной или муниципальной форм собственности; в учреждениях образования и культуры - соответственно 96,0 и 84,3%5 .

В 1992 г. реальная заработная плата в бюджетных отраслях упала заметно сильнее, чем в экономике в целом (см. рис. 1). То же самое относится и к последствиям макрошоков 1994 и 1998 гг. Исключением является отрасль управления, где постшоковое восстановление заработной платы каждый раз шло быстрее, при том, что она здесь и сокращалась в относительно меньшей степени. К 1999 г. реальная заработная плата в трех основных отраслях бюджетного сектора (образовании, здравоохранении и культуре) составляла лишь 30% от уровня 1991 г. Правда, с этого момента ее рост у бюджетников существенно ускорился. К 2004 г. их зарплата увеличилась втрое по сравнению с 1999 г. и темп ее роста заметно опережал средние показатели по экономике и по промышленности. Однако разница в темпах роста заработной платы была недостаточной, чтобы компенсировать сложившиеся межотраслевые различия.

Динамика реальной заработной платы (в %, 1991=100%)

Рис. 1

Динамика отношения средней зарплаты в отраслях бюджетного сектора к средней на предприятиях промышленности представлена на рисунке 2. Как можно видеть, разрыв между ними был значительным и устойчивым на протяжении всего периода, начиная с 1992 г. Средняя зарплата усредненного бюджетника составляла 50 - 65% от зарплаты усредненного работника промышленности, хотя первый был гораздо образованнее второго, если судить по доле лиц с высшим образованием в этих отраслях. Средняя зарплата в управлении в основном колебалась

4 Коммерсантъ. 2005. 2 сентября.

5 Среднегодовая численность занятых по отраслям экономики и формам собственности за 2003 год (в составе баланса трудовых ресурсов). М.: Росстат, 2004. С. 4 - 5.

стр. 83

Динамика относительной зарплаты в отраслях бюджетного сектора, 1990 - 2004 гг.

Рис. 2

вокруг величины, средней для промышленности. Если на первые три отрасли (образование, здравоохранение и культура) приходилось 17 - 18% всех занятых в экономике, то на управление - лишь 2 - 4,5%.

Таким образом, сам факт значительного разрыва в оплате труда очевиден. Но поскольку межотраслевые различия в структурах занятых по образованию и квалификации велики, говорить о его величине без их учета преждевременно. Есть и заметное рассогласование в территориальном распределении этих групп занятых, что может означать наличие вариации указанного разрыва по территории страны.

Другой вывод из рисунка 2 касается устойчивости во времени сложившихся относительных зарплат. Реагируя на макроэкономические шоки 1992, 1994 и 1998 гг., относительная зарплата бюджетников вначале несколько "проваливалась", но затем быстро возвращалась на прежний уровень. Особый интерес представляет период 1999 - 2004 гг., в течение которого минимальный размер оплаты труда (МРОТ) в номинальном выражении вырос в 6 раз. Этот рост сопровождался увеличением относительной оплаты в здравоохранении примерно на 10 п.п., то есть в границах сложившейся амплитуды ее колебаний (по отношению к промышленности в 1992 - 2003 гг.), при этом реакция относительной зарплаты в образовании практически оставалась нейтральной. В целом повышательные реакции относительной зарплаты бюджетников на пересмотры МРОТ были весьма краткосрочными6 .

6 На основе приведенных выше данных, к сожалению, нельзя сделать вывод о том, что служит основным механизмом параллельного сдвига зарплат вверх. Является ли этот сдвиг в промышленности результатом подталкивания (push) снизу, со стороны бюджетного сектора, для которого централизованно пересматриваются условия оплаты труда, либо рост зарплат в рыночном секторе первичен и "тянет" (pull) за собой бюджетников вверх? Хотя интуитивно вторая гипотеза представляется более правдоподобной, обе требуют специальной эмпирической проверки с использованием временных рядов или "длинных" панельных данных.

стр. 84

Основными инструментами государственной политики в области оплаты труда бюджетников в России являются МРОТ и единая тарифная сетка (ЕТС). Заработная плата небюджетников формируется на конкурентном рынке труда. Поэтому то, насколько полно и оперативно государство способно воспринимать сигналы рынка и трансформировать их в сопоставимую заработную плату бюджетников, во многом и определяет существование и величину межсекторного разрыва в оплате труда в данный момент времени.

Формирование заработной платы бюджетников в России: институциональные механизмы

Поскольку отдача на человеческий капитал должна быть сопоставима между секторами, то в государственном секторе работники рассчитывают получать примерно такую же заработную плату, как и работники с аналогичным уровнем квалификации в частном секторе7 . Это называется принципом "превалирующей зарплаты" (prevailing wage principle), который действует в большинстве стран с развитой рыночной экономикой8 . Другими словами, рынок (труда), а не чиновники в итоге определяет уровень заработной платы для всех занятых. Конкретные механизмы "передачи сигналов" о заработной плате из частного сектора в государственный характеризуются страновой спецификой.

Во-первых, в основу механизма определения оплаты труда бюджетников можно положить коллективные переговоры между государственными ведомствами и профсоюзами. В таких случаях переговорный процесс опирается на доступную информацию об оплате труда работников соответствующей квалификации в частном секторе, потенциальных бюджетных ограничениях и прогнозных темпах инфляции. Таков опыт многих стран Западной Европы, где профсоюзы работников общественного сектора обеспечивают своим членам достаточно высокий уровень благосостояния.

Во-вторых, для определения уровня оплаты труда бюджетников возможно использование специального мониторинга оплаты труда в частном секторе. Работники, занимающие схожие рабочие места и близкие по наблюдаемым индивидуальным характеристикам, должны оплачиваться примерно одинаково вне зависимости от того, в каком секторе они заняты9 .

При любом из вариантов "привязки" к рынку бюджетники могут претендовать на заметную денежную и "натуральную" ренту ("премию") по сравнению с работниками коммерческого сектора.

7 В этом разделе мы используем термины "государственный сектор" и "бюджетный сектор" как взаимозаменяемые.

8 Fogel W., Lewin D. Wage Determination in the Public Sector // Industrial and Labor Relations Review. 1974. Vol. 27. No 3. P. 411; Kessler D., Katz L. Prevailing Wage Principle and Construction Labor Markets // Industrial and Labor Relations Review. 2004. Vol. 54. No 2.

9 Примером такого мониторинга являются регулярные обследования заработной платы по отраслям и профессиям, проводимые ведущими консалтинговыми компаниями.

стр. 85

О существовании такой "премии" свидетельствуют многочисленные эмпирические исследования10 . Как пишут Р. Грегори и Дж. Борланд, "работники общественного сектора обычно имеют в среднем более высокие заработки, чем работники частного сектора. Частично эти различия объясняются более высоким уровнем образования у работников общественного сектора. Однако в большинстве стран часть такой дифференциации связана и с более высокими ставками оплаты или рентой, которую получают в общественном секторе"11 .

Возможность получения ренты отражает политическую значимость этого сектора и высокую степень его юнионизации, обеспечивающей дополнительные рычаги давления на правительство. Натуральная компонента "премии" может включать в себя повышенный уровень социальных гарантий, более "дружелюбные" условия труда и дополнительную защиту от рисков, связанных с рынком труда. Последнее обстоятельство особенно актуально для небольших открытых экономик12 .

Если определять уровень оплаты труда, основываясь на рыночной его оценке, то возможности чиновников манипулировать заработной платой уменьшаются. Тогда для работодателя-государства она является параметром, жестко задаваемым частным сектором либо напрямую, либо через переговорный процесс (с профсоюзами). Чиновники при этом могут лишь с некоторой степенью свободы регулировать численность занятых в рамках имеющихся бюджетных ограничений, что становится основным инструментом приспособления к колебаниям спроса на труд в бюджетном секторе.

В России (как, впрочем, и в других странах СНГ) действует иной подход. Здесь базовая заработная плата бюджетников определяется с помощью различных политико-бюрократических и административных процедур, практически не учитывающих относительные цены на конкретном локальном рынке труда. В этом случае уровень заработной платы в бюджетном секторе оказывается производным от достигнутой численности работников, а потому является "мягкой" величиной (в отличие от "жесткой" заработной платы в развитых рыночных экономиках). Неудивительно, что рост бюджетного финансирования частично "съедается" наращиванием численности занятых.

Базовая (без учета различных дополнительных надбавок) заработная плата бюджетников определяется разрядом ЕТС, которая в свою очередь привязана к единому для всей страны МРОТ13 . Периодические централизованные повышения МРОТ и ЕТС являются продуктом текущей политико-экономической конъюнктуры и ожидаемых бюджетных перспектив. Например, они производны от мировых цен

10 См., например: Algann Y., Cahuc P., Zylberberg A. Op. cit.; Lucifora C, Meurs D. The Public Sector Pay Gap in France, Great Britain and Italy: IZA DP No 1041. March 2004.

11 Gregory R., Borland J. Recent Developments in Public Sector Labor Markets // Handbook of Labor Economics, 1999. P. 3620.

12 Rodrik D. What Drives Public Employment: NBER Working Paper 6141. August 1997.

13 Федеральным законом N 122 (2004 г.) регионам разрешено не использовать ЕТС при определении оплаты труда работников учреждений, находящихся в региональном подчинении. Однако мы не имеем свидетельств того, что регионы уже начали активно пользоваться этой поправкой.

стр. 86

на нефть, но практически никак не учитывают складывающуюся ситуацию на различных региональных рынках труда. При этом ЕТС определяет у бюджетников не фактическую величину их номинальной заработной платы, а лишь ее нижнюю границу, гарантируемую государством. То, насколько сильно фактическая оплата труда конкретных работников отклоняется от этой границы, зависит от иных факторов14 .

При установлении величин МРОТ и ЕТС государство вынуждено исходить из потенциальных бюджетных ограничений замыкающего региона - самого слабого в финансовом отношении (с учетом возможного субсидирования из федерального бюджета). Такая ориентация автоматически занижает уровень базовой оплаты бюджетников во всех остальных регионах. Чем более развит регион, тем, как правило, выше уровень оплаты труда в коммерческом секторе и тем сильнее его давление в сторону повышения зарплаты бюджетников. Одновременно расширяются региональные и местные бюджетные (и внебюджетные) возможности для дополнительных надтарифных выплат бюджетникам. Отсюда по мере экономического развития региона возможно увеличение абсолютной зарплаты бюджетников, хотя межсекторный (бюджетный - небюджетный) разрыв при этом также может расти (см. рис. 3).

Институциональный механизм формирования заработной платы в бюджетном секторе

Рис. 3

В результате увеличения межсекторного разрыва в оплате труда возникает политическое и экономическое давление с целью его сокращения, что частично достигается с помощью различных дополнительных надтарифных компенсационных надбавок бюджетникам. Размеры таких компенсаций определяются в результате формального и неформального торга с участием администрации конкретных бюджет-

14 Оплата по тарифным ставкам составляет менее 50% всего фонда заработной платы списочных работников учреждений образования и 34 - 38% ФОТ работников учреждений здравоохранения, находящихся в региональной или муниципальной собственности (Труд и занятость в России. 2003. М., 2004. С. 439 - 440).

стр. 87

ных учреждений, региональных/местных чиновников и региональных отделений отраслевых профсоюзов.

Стремление администраторов бюджетного сектора к максимизации фонда оплаты труда может быть реализовано несколькими способами: во-первых, увеличением численности занятых; во-вторых, их перемещением вверх по шкале ЕТС; в-третьих, "выбиванием" дотаций из федерального центра; в-четвертых, поиском внебюджетных источников. По-видимому, чем беднее регион, тем труднее ему использовать последнее направление и тем больше соблазнов воспользоваться первым и третьим.

Итак, фактический уровень заработной платы бюджетников, превышающий общегосударственные нормативы ЕТС, не зависит от качества и количества предоставляемых ими услуг. На него влияют доходность местных бюджетов и сила переговорной позиции руководителей организаций бюджетного сектора в региональной/местной бюрократической иерархии. Тем самым чиновники "делятся" с бюджетниками там, где местная казна это позволяет. Проциклическая региональная бюджетная политика усиливает межрегиональную дифференциацию в бюджетной обеспеченности и повышает неустойчивость территориальных бюджетов15 .

Подобное формирование заработной платы, основанное на политике дележа доходов, по-видимому, представляет собой системную особенность российской экономики. На большинстве "старых" крупных и средних промышленных предприятий менеджеры также часто не столько ориентируются на оценки рынком труда индивидуальной производительности, сколько увязывают заработную плату работников с финансовыми результатами деятельности предприятия. Фактически они "делятся" с работниками в "хорошие" времена и переводят их на "голодный паек" в "плохие"16 . Тем самым и значительная часть коммерческого сектора, и бюджетный сектор хорошо вписываются в единую модель, которую мы, вслед за Р. Лэйардом, называем "российской моделью адаптации рынка труда"17 .

Рассмотренный централизованный подход к определению базовой зарплаты бюджетников чреват существенной недооценкой труда значительной их части. Другими словами, потенциальная "премия" за работу в бюджетной организации грозит превратиться в "штраф". Коллективная заинтересованность всех участников в увеличении суммарного фонда оплаты труда создает стимулы не только к накоплению внебюджетных средств для повышения оплаты труда, но и к количественной экспансии занятости. Ведь именно численность занятых выступает в этом случае одной из определяющих переменных при распределении бюджетных средств.

15 Kwon G., Spilembergo A. Russia's Regions: Income Volatility, Labor Mobility and Fiscal Policy // Russian Federation: Selected Issues. IMF Country Report 04/316. Washington: IMF, September 2004.

16 См.: Капелюшников Р. Механизмы формирования заработной платы в российской промышленности: Препринт WP3/2003/07. Серия "Проблемы рынка труда". ГУ-ВШЭ, 2003. Кстати, распространенная практика деления трудового вознаграждения на две части: налогооблагаемую "белую" и теневую "серую", выплачиваемую в конверте, также создает условия для сверхгибкости в оплате труда.

17 Суть "российской модели" заключается в чрезмерной гибкости заработной платы при слабой адаптивности численных параметров совокупной занятости, тогда как в странах ОЭСР все наоборот.

стр. 88

Наш краткий институциональный анализ позволяет сформулировать несколько гипотез относительно межсекторного разрыва в заработной плате. Во-первых, можно ожидать, что у большинства российских бюджетников, при прочих равных, денежная "премия" отрицательна, то есть является "штрафом"18 . Во-вторых, величина указанного разрыва может заметно варьировать по социально-демографическим группам. В-третьих, он, по-видимому, относительно меньше в более бедных регионах. В-четвертых, чем сильнее относительные позиции той или иной демографической или профессиональной группы на рынке труда, тем меньше этот разрыв (разумеется, при прочих равных).

Статистические данные, рабочие определения и методы

Для оценки межсекторных различий в заработной плате мы используем микроданные Национального обследования благосостояния домохозяйств и участия в социальных программах (НОБУС), проведенного Госкомстатом РФ при поддержке Всемирного банка в апреле - мае 2003 г. Трехступенчатая случайная выборка, сформированная по территориальному принципу, охватывает около 45 тыс. домохозяйств (примерно 110 тыс. индивидов) и достаточна для получения надежных данных как на национальном, так и на региональном уровне для 46 субъектов Российской Федерации19 .

В соответствии с целями исследования мы ограничили нашу выборку. Во-первых, мы рассматривали лишь индивидов в возрасте от 15 до 72 лет, работающих по найму. Во-вторых, при наличии у респондента нескольких доходных занятий или мест работы учитывалась заработная плата только на том месте работы, которое сам респондент считал основным. Итого в нашей выборке осталось 46622 респондента.

Отвечая на вопрос о заработной плате, респонденты должны были указать величину в рублях после вычета налогов, логарифмом которой мы в дальнейшем и пользуемся как показателем "чистой" месячной заработной платы. Если респондент отмечал, что работает в образовании, здравоохранении либо в государственном управлении (выбирая соответствующий вид деятельности по классификации ОКДП - общероссийского классификатора видов деятельности, продукции и услуг), и при этом указывал, что форма собственности в организации, где он работает, является государственной или муниципальной, то мы его относили к "бюджетникам". В отредактированной вышеописанным способом выборке бюджетниками являются 27% всех занятых по найму. Все остальные работающие по найму (73% выборки) считаются занятыми вне бюджетного сектора20 .

Для расчета оценок межсекторного разрыва мы использовали три разных эконометрических метода: а) простую MHK-регрессию21 ; б) регрессию с переключением режимов (SR-регрессия), позволяющую учитывать неслучайный выбор сектора; в) непараметрический метод, основанный на подборе сопоставимой контрольной группы (PSM). Каждый из этих методов предполагает расчет альтернативной заработной платы, то есть той ненаблюдаемой заработной платы, которую наши бюджетники могли бы получать, если бы работали в коммерческом секторе. При этом мы исходили из

18 Мы здесь не рассматриваем неденежные компоненты оплаты, хотя и осознаем, что они могут компенсировать денежный "штраф".

19 Подробнее см.: Организационно-методологические положения проведения национального обследования благосостояния домохозяйств и участия в социальных программах (НОБУС). Основной этап. М.: Госкомстат РФ, 2003.

20 Это близко к данным ОНПЗ за 2003 г.: на выбранные виды деятельности приходилось более 25% от всех занятых по найму (Обследования населения по проблемам занятости: Ноябрь 2003 г. М.: Росстат, 2004. С. 119).

21 MHK -регрессия дает смещенные оценки, и они в данной статье не обсуждаются.

стр. 89

предположения о том, что индивидуальные характеристики респондентов определяют их производительность, а следовательно, и заработную плату.

Применяемые нами методы принципиально различаются тем, что, во-первых, по-разному учитывают влияние ненаблюдаемых переменных и, во-вторых, исходят из разных предпосылок о форме зависимости между заработной платой и определяющими ее характеристиками. Например, PSM игнорирует потенциальное влияние ненаблюдаемых переменных на процесс установления зарплат в различных секторах. Наоборот, SR-регрессия вводит в анализ дополнительные переменные, описывающие процесс выбора сектора занятости с учетом характеристик, непосредственно не наблюдаемых исследователем. По сравнению с PSM регрессионный анализ предполагает наличие жесткой функциональной зависимости между уровнем заработной платой и объясняющими его переменными, что на практике не соблюдается. PSM не накладывает каких-либо априорных ограничений на характер зависимости, а потому является наиболее гибким инструментом для оценки межсекторного разрыва.

Дескриптивная статистика межсекторных различий в занятости и оплате труда

Рассмотрим сначала, насколько бюджетный и небюджетный сектора близки по составу работающих, а затем "грубо" оценим межсекторные различия для основных социальных и демографических групп.

Структура занятости: насколько не похожи сектора?

В таблице 1 Приложения представлена структура занятых по выборке в целом, а также отдельно в бюджетном и небюджетном секторах. Как свидетельствуют данные в столбцах 2 и 3, они заметно различаются по составу работающих. В бюджетном секторе заняты преимущественно женщины, причем различия в тендерном составе весьма значительны (75 против 45%). Бюджетники несколько старше по возрасту; среди них ниже доля молодых работников (16 против 22%) и выше доля работников пенсионного и предпенсионного возраста (27 против 23%).

Работники бюджетного сектора характеризуются существенно более высоким уровнем образования - доля лиц с высшим образованием превышает здесь 36%, тогда как в небюджетном секторе их лишь 16%. Наоборот, доля лиц с общим средним образованием и ниже составляет около 1/3 в небюджетном и 18% - в бюджетном секторе.

Территориальное размещение работников бюджетного сектора несколько смещено в сторону села и малых городов, где уровень заработной платы в целом заметно ниже. Так, в сельской местности живут 27% бюджетников и лишь 23% небюджетников.

В бюджетных отраслях больше руководителей разного уровня (что неудивительно, поскольку из выборки исключены владельцы предприятий и ПБОЮЛ) и особенно специалистов высшей и средней квалификации. Вместе с тем в обоих секторах практически одинакова доля занятых неквалифицированным трудом.

Высокая доля бюджетников с большим специальным стажем работы может свидетельствовать о низкой меж- и внутрисекторной мобильности. Но более длительный стаж работы в бюджетных ор-

стр. 90

ганизациях может быть обусловлен и тем, что сами организации в бюджетном секторе в среднем крупнее организаций небюджетного сектора. В таких организациях у работников больше возможностей и для карьерного роста, соответственно увеличивается средний стаж. Продолжительность рабочей недели в бюджетном секторе в среднем на 3,3 часа короче, чем в небюджетном.

Различия в структуре занятости неоднозначно влияют на показатели средней заработной платы. Более высокий уровень образования и длительный стаж работы, при прочих равных, должны способствовать росту относительной заработной платы в бюджетном секторе. В то же время более короткая рабочая неделя, непропорционально высокие доли женщин и сельских жителей должны оказывать понижающее воздействие на уровень заработной платы в нем.

Средняя заработная плата: межсекторные различия

Заработная плата в бюджетном секторе в среднем на 19% ниже, чем в коммерческом. При этом вариация в величине разрыва по отдельным категориям работников весьма значительна (см. табл. 2 Приложения). Преимущество небюджетного сектора проявляется во всех группах, за исключением жителей сельской местности, где бюджетники имеют даже более высокие относительные заработки. Отметим также, что межсекторный разрыв существенно сокращается, если мы рассматриваем мужчин и женщин по отдельности. Отсюда следует, что он в значительной степени связан с высокой концентрацией женщин в бюджетном секторе.

Разрыв максимален в младших возрастных группах и сокращается с возрастом. Это означает, что бюджетный сектор "премирует" за стаж работы в большей степени (или "штрафует" в меньшей), чем небюджетный. Наибольшие относительные потери несут бюджетники с общим средним, а также начальным и средним профессиональным образованием. Зарплата же обладателей высшего образования на 1 /4 ниже, чем у соответствующих небюджетников. Лишь для наименее образованных работников разрыв опускается до 11% и становится статистически незначимым.

Среди профессиональных групп наиболее существенные выгоды от работы в небюджетном секторе получают специалисты средней и высшей квалификации, а также неквалифицированные рабочие: заработная плата работников аналогичных групп в бюджетном секторе меньше почти на 1/3. Руководители в бюджетном секторе себя не обижают - здесь разрыв составляет всего 7%. Для остальных групп заработки в бюджетном секторе в среднем на 20% ниже, чем в небюджетном.

Внутри секторов характер дифференциации заработной платы очень схож. В коммерческом секторе несколько выше доля работников с относительно низкими заработками, а верхние части распределений заработков практически идентичны. Заработная плата работника на уровне девятого дециля распределения в 2,3 раза выше заработной платы медианного работника для обоих секторов.

стр. 91

Отметим, что этот результат противоречит ожиданиям. Централизованно устанавливаемые шкалы обычно сжимают распределение зарплат, поэтому дифференциация заработков среди бюджетников должна быть заметно ниже, чем в альтернативном секторе. Мы видим два возможных объяснения данного феномена: либо небюджетники, отвечая на соответствующий вопрос НОБУС, сильнее самоцензурировали свою зарплату, либо имела место эффективная декомпрессия зарплат в бюджетном секторе независимо от действия ЕТС.

Регрессионный анализ межсекторных различий: модель и эмпирические результаты

Данные таблицы 2 Приложения позволяют сравнить средние зарплаты по различным группам в обоих секторах. Однако мы должны учитывать, что каждый респондент принадлежит одновременно к разным группам и состав работников не идентичен по своим основным наблюдаемым и ненаблюдаемым характеристикам. Поэтому в качестве следующего шага рассчитаем величину межсекторного разрыва, контролируя различия в индивидуальных характеристиках, которые влияют на производительность труда индивида и в конечном счете - на его заработную плату. В первом приближении это можно сделать с помощью обычной MHK-регрессии.

Базовое уравнение заработной платы имеет вид:

Ln( Wagei ) = βxi + sDi + ui , (1)

где: Wagei - заработная плата i -го индивида; x - вектор контрольных переменных; ui - остаточный член (необъясненный остаток). Di представляет собой фиктивную переменную для сектора: Di = 1 для бюджетников и Di =0 для небюджетников. Коэффициенты β показывают отдачу на соответствующие индивидуальные характеристики, а коэффициент s равен средней величине разрыва в зарплатах для индивидов со сходными характеристиками, но работающими в разных секторах.

MHK-оценки коэффициентов из модели (1) являются несмещенными, если: а) отдача на характеристики человеческого капитала - коэффициенты β - одинакова в обоих секторах; б) выбор сектора индивидами происходит случайным образом, то есть не связан с какими-то другими индивидуальными характеристиками (наблюдаемыми или ненаблюдаемыми).

Нетрудно показать, что в нашем случае ни одно из этих условий не выполняется. Получить несмещенные оценки можно с помощью модели эндогенной регрессии с переключением режимов (switching regression, далее - SR-регрессия)22 .

Эта модель, учитывающая как различия в отдачах, так и возможность неслучайного отбора в бюджетный сектор, включает несколько уравнений. Первое уравнение определяет выбор сектора, то есть моделирует процесс селекции; два

22 Подробнее о SR-регрессии см.: Maddala G. S. Disequilibrium, Self-Selection and Switching Models // Griliches Z., Intrilligator M. D. (eds.) Handbook of Econometrics. Vol. 3. Amsterdam: North Holland, 1984.

стр. 92

других описывают формирование зарплаты в каждом из секторов, но с учетом уже выбранного. Выбор сектора основан на максимизации латентной функции полезности, которая учитывает денежные и неденежные выгоды от работы в каждом из них. Производительность труда, а следовательно, и зарплата работников неодинаковы в разных секторах и зависят от их индивидуальных характеристик. Различаются между секторами и издержки поиска работы для трудящихся с разными характеристиками. Индивид делает выбор в пользу того сектора, где ожидаемые выгоды будут максимальными. Вероятность получить работу в нем зависит не только от индивидуальных характеристик работника, но и от специфических требований и предпочтений работодателя. Фактическое распределение работников между секторами складывается как результат взаимодействия двух процессов - самоотбора работников и выбора работодателей.

Математически эту модель можно представить следующим образом. Уравнения заработной платы оцениваются отдельно для бюджетного и небюджетного секторов, причем каждого из работников мы можем наблюдать только в одном из секторов:

небюджетный сектор: Ln(Wageni ) = βn xni + uni , если Ii = 0;

бюджетный сектор: Ln(Wagebi ) = βb xb i , если Ii = 1.

Уравнение выбора сектора - функция Ii * определяет его в зависимости от индивидуальных характеристик работника (Zi ):

Ii * = δ(Ln(Wageni ) - Ln(Wagebi )) + &gamma ;Zi + εi ;

Ii = 0, если Ii * ≤ 0 - выбирается небюджетный сектор; (3)

Ii = 1, если Ii * > 0 - выбирается бюджетный сектор.

Коэффициенты &gamma ;, βn и βb оцениваются методом максимального правдоподобия, исходя из предпосылки о том, что распределения остаточных членов в уравнениях (2) и (3) взаимосвязаны и описываются функцией нормального распределения. В результате на принятие решение о выборе сектора (неявным образом) оказывают влияние и ожидаемые различия в заработной плате.

Сложности с расчетом межсекторных разрывов в оплате труда в случае SR-регрессии связаны с тем, что индивид наблюдается только в одном секторе. Поэтому сначала для каждого бюджетника рассчитывается так называемая условная зарплата, то есть та зарплата, которую он мог бы получать при имеющемся наборе индивидуальных характеристик, работая в небюджетном секторе23 :

При расчете условной зарплаты фактические значения индивидуальных характеристик бюджетников (Xb i ) умножаются на коэффициенты отдачи (βn ), взятые из уравнения для небюджетников. Дополнительно мы корректируем полученную величину на неслучайность выбора сектора - σn λn , где σn 2 - дисперсия un в уравнении (2), а корректирующий коэффициент λn рассчитывается по аналогии

23 Для нахождения коэффициентов и расчета значений условных зарплат использовались программы movestay и mspredict, разработанные М. Локшиным и З. Сажая для пакета STATA8. Подробнее см.: Lokshin M., Sajaia Z. Maximum Likelihood Estimation of Endogenous Switching Regression Models // Stata Journal. 2004. Vol. 4. No 3. P. 282 - 289.

стр. 93

с обратным отношением Миллса (IMR - Inverse Mills Ratio). Межсекторный разрыв равен среднему из рассчитанных индивидуальных разрывов:

ΔWagei = (Wagebi - Wagebi c ); (5)

% ΔWage, = ( ΔWagei / Wagebi c ) x 100%.

Рассмотрим подробнее спецификацию уравнений зарплаты и выбора сектора. Уравнения зарплаты (2) включают стандартный набор независимых переменных. Обычно при использовании метода максимального правдоподобия для корректной идентификации коэффициентов в уравнение выбора включают те же переменные, что и в основное уравнение, но с добавлением переменных, влияющих на выбор сектора, но не на уровень зарплаты24 . В литературе, посвященной оценке межсекторных дифференциалов с использованием SR-регрессии, нет однозначных указаний по этому вопросу. К тому же зачастую исследователи сталкиваются и с информационными ограничениями - имеющиеся базы данных просто не содержат нужных переменных, что вынуждает использовать их заменители.

Одним из мотивов выбора в пользу государственного сектора может быть стремление индивида минимизировать риски, связанные с рынком труда. В соответствии с этой гипотезой в государственный сектор с высокими гарантиями занятости "самоотбираются" индивиды с меньшей склонностью к риску. Возможен и другой механизм отбора - со стороны спроса на труд. Например, работодатели в государственном секторе могут отдавать предпочтение тем работникам, которые менее склонны к риску. К сожалению, отношение к риску вряд ли поддается точному измерению.

В анкете НОБУС число идентификационных переменных для включения в уравнение выбора сектора весьма ограничено. В качестве инструментов отбора в сектор мы использовали фиктивные переменные для наличия в домохозяйстве детей младше 7 лет и детей в возрасте 8 - 15 лет, а также для сокращенной рабочей недели (короче 36 часов)25 . Остальные независимые переменные в уравнении выбора совпадают с переменными уравнения заработной платы. Предполагается, что дополнительные инструментальные переменные будут положительно воздействовать на вероятность занятости в бюджетном секторе. При этом они никак не влияют на определение работодателями уровня заработной платы (например, при установлении зарплаты работодатель не руководствуется тем, сколько у работника детей).

В таблице 3 Приложения представлены результаты оценивания уравнений заработной платы и уравнения выбора для двух секторов. Тест Вальда (Wald test) позволяет отклонить гипотезу о независимости данных уравнений и подтверждает неслучайный характер селекции в бюджетный сектор.

24 См. обзор в: Dustmann C., van Soest A. Public and Private Sector Wages of Male Workers in Germany // European Economic Review. 1998. Vol. 42.

25 На предварительном этапе мы оценивали и другие спецификации SR-модели, включая пересечения между различными характеристиками (например, между полом респондента и наличием в домохозяйстве детей), однако все комбинации оказались статистически незначимыми.

стр. 94

Оценки из уравнения выбора свидетельствуют о том, что наличие детей в возрасте до 7 лет и, в меньшей степени, в возрасте 8 - 15 лет увеличивает вероятность занятости в бюджетном секторе. Она положительно связана и с режимом сокращенной рабочей недели (36 часов и меньше). Вероятность занятости в бюджетном секторе существенно выше для женщин и для обладателей высшего (полного и неполного) образования, максимальна для жителей села и монотонно уменьшается с ростом размеров населенного пункта. Работающие по срочному трудовому договору и другим непостоянным трудовым соглашениям имеют более низкие шансы быть занятыми в бюджетном секторе, что иллюстрирует межсекторные различия в уровне риска по отношению к рынку труда.

Если бы наших бюджетников можно было условно перенести в небюджетный сектор, то, при прочих равных, женщины и мужчины получали бы в среднем на 20% больше (см. табл. 4). Межсекторный разрыв для самых молодых работников (до 30 лет) составляет 24% и с возрастом сокращается прежде всего за счет увеличения "премии" за специальный стаж в бюджетном секторе.

Коррекция на эндогенность выбора сектора по-разному влияет на величину разрыва в оплате труда у жителей крупных и малых населенных пунктов. В крупных городах он достигает 28%, а на селе наблюдается паритет.

Среди групп по уровню образования, как и в предшествующих случаях, в бюджетном секторе больше всего недоплачивают работникам с начальным профессиональным и средним образованием (21 - 23%), тогда как для работников с высшим образованием разрыв существенно меньше (14%). Среди профессиональных групп относительные зарплаты в бюджетном секторе ниже всего у квалифицированных рабочих (на 27%), у полу- и неквалифицированных рабочих (на 20 - 25%) и работников сферы обслуживания (на 20%). В то же время руководители в организациях бюджетного сектора имеют "премию" (7%), а специалисты высшей квалификации теряют 15%.

Напомним, что оценки, полученные с помощью SR-регрессии, являются несмещенными лишь в случае, если остатки в уравнениях (2) и (3) взаимосвязаны и распределены нормально. Такое достаточно жесткое ограничение не распространяется на методы непараметрического оценивания. Одним из них является propensity score matching (PSM).

Сравнение зарплат с помощью подбора контрольной группы (PSM)

Метод PSM имитирует естественный эксперимент и используется для оценки эффекта различных воздействий на анализируемую группу путем ее сравнения с максимально "похожей" контрольной группой, но не испытавшей исследуемого влияния26 . Этот метод получил ши-

26 Rubin D., Thomas N. Matching Using Estimated Propensity Scores: Relating Theory to Practice // Biometrics. 1996. Vol. 52. P. 249 - 264; Rosenbaum P., Rubin D. Constructing a Control Group Using Multivariate Sampling Methods That Incorporate the Propensity Score // American Statistician. 1985. Vol. 39. P. 33 - 38. Практическая реализация метода обсуждается в: Caliendo M., Kopeinig S. Some Practical Guidance for the Implementation of Propensity Score Matching: IZA DP No 1588. May 2005.

стр. 95

рокое распространение при оценке программ активной политики на рынке труда, предполагающих воздействие на соискателей работы. В последнее время он все чаще используется для анализа межгрупповых различий в заработной плате, складывающихся в результате неслучайного деления совокупности на группы под влиянием большого числа наблюдаемых характеристик27 .

Принадлежность к бюджетному сектору можно рассматривать как своего рода воздействие на группу индивидов, в результате которого значения их заработной платы отклоняются от тех, которые были бы возможны, если бы они же (с заданными индивидуальными характеристиками) оказались в небюджетном секторе. Другими словами, их фактическая (наблюдаемая) заработная плата сравнивается с альтернативной и прямо не наблюдаемой, в качестве которой рассматривается заработная плата сопоставимых индивидов. Эффект воздействия на г'-го индивида рассчитывается как разница между тем, что он фактически получает, работая в бюджетном секторе, и тем, что он мог бы получать при работе в небюджетном секторе:

ΔWagei b = Wage 1i b - Wage 0i b . (6)

Однако из-за того, что расчет индивидуальных эффектов требует очень строгих предположений о форме совместного распределения фактических и альтернативных зарплат, то на практике обычно ограничиваются расчетом средних эффектов воздействия на тех, кто его испытал (ATT - average treatment effect on treated):

ΔWageb = ATT = E{Wage 1 ‌ D = 1,X} - E{Wage0 ‌ D = 1,X}, (7)

где: D = 1 для бюджетников; D = 0 для небюджетников, X - набор контрольных индивидуальных характеристик. Тогда Wage 1 ‌ D = 1,X - фактически наблюдаемая зарплата тех, кто подвергся воздействию (бюджетников), E{Wage0 ‌ D = 1,X} - средняя заработная плата сопоставимых индивидов, не подвергшихся воздействию (небюджетников, но с теми же индивидуальными характеристиками X). Средние эффекты воздействия могут оцениваться как для всей выборки в целом, так и для отдельных подгрупп.

Поскольку альтернативная заработная плата нами не наблюдается, то задача сводится к тому, чтобы подобрать контрольную группу индивидов, не подвергшихся воздействию, но максимально близких по своим характеристикам к тем, кто его испытал. В основе PSM лежит расчет так называемого "propensity score" - специально сконструированного индекса, характеризующего вероятность принадлежности индивида к исследуемой группе в зависимости от множества его наблюдаемых характеристик.

Значения этого индекса (рассчитываемого с помощью пробит или логит модели) лежат между 0 и 1 и в сжатом виде описывают различия в индивидуальных характеристиках между индивидами (различия в X). Индивиды со схожими характеристиками, независимо от того, подверглись они воздействию или нет, имеют близкие значения индексов. Таким образом, "propensity scores" позволяют подобрать максимально "похожую" контрольную группу и тем самым устранить риск смещения

27 Bales S., Rama M. Are Public Sector Workers Underpaid? Appropriate Comparators in a Developing Country: World Bank Policy Research Working Paper 2747. December 2001; Glinskaya E., Lokshin M. Wage Differentials Between the Public and Private Sectors in India: World Bank Policy Research Working Paper 3574. April 2005.

стр. 96

из-за самоотбора в исследуемую совокупность. Основное достоинство PSM заключается в том, что этот метод не требует никаких предварительных предположений относительно функциональной формы уравнения выбора сектора и уравнений заработной платы, а также относительно формы распределения ошибок в них.

Опасность смещенных оценок при использовании данного метода возникает лишь тогда, когда исследуемая совокупность и совокупность, из которой формируется контрольная группа, не пересекаются, то есть отсутствуют подходящие пары в альтернативной (не испытавшей воздействия) совокупности. Такая ситуация создает проблему общей области определения (common support region problem). Если число индивидов, не попадающих в общую область определения, невелико, то они могут быть без большого риска исключены из анализа, что обычно и делается.

Для расчета оценок разрыва с помощью PSM мы использовали специальный модуль для пакета STATA828 . Сопоставимые индивиды для контрольной группы подбирались по методу "ближайшего соседа" (nearest neighbor) и после сравнения оставлялись в выборке. Набор переменных, по которым осуществляется подбор контрольной группы, тот же самый, что и при оценке регрессионных моделей, описанных выше. Наряду с индивидуальными характеристиками он включал региональную принадлежность, обеспечивая сопоставление индивидов из одних и тех же территорий. Стандартные ошибки оценивались с применением техники бутстреппинга. Поскольку выборка достаточно велика, проблема отсутствия общей области определения, что создает смещение оценок, не возникает. Полученные результаты представлены в таблице 4 Приложения (см. стб. 4).

В целом по выборке разрыв в заработной плате составляет 21%, при этом он несколько меньше для мужчин, чем для женщин (-17 против -20%). Наблюдается незначительное сокращение разрыва с увеличением возраста. Это может объясняться тем, что в бюджетном секторе экономическая отдача растет по мере накопления общего стажа, а в небюджетном - профиль зависимости зарплаты от возраста имеет большую крутизну и не является монотонно возрастающим.

В городских поселениях любого размера бюджетники проигрывают примерно 1 /4 . В сельской местности знак разрыва в заработках сохраняется, но сама его величина уменьшается до 10%. Это подтверждает вывод о том, что сельские бюджетники по величине заработной платы все же уступают небюджетникам (о том же свидетельствуют и результаты SR-регрессии).

По образовательным группам разрыв варьирует от статистически незначимой величины среди имеющих самый низкий уровень образования до -32% в группе с начальным профессиональным образованием. Отставание наиболее многочисленных групп с высшим и средним специальным образованием от соответствующих небюджетников составляет 18 - 21%.

PSM подтверждает относительный выигрыш небюджетников во всех рассматриваемых профессиональных группах. В наименьшей степени от работы в бюджетном секторе теряют руководители, что

28 Leuven E., Sianesi B. PSMATCH2: Stata module to perform full Mahalanobis and propensity score matching, common support graphing, and covariate imbalance testing. Version 2.0.8.2004.

стр. 97

совпадает с результатами SR-регрессии. Для всех остальных бюджетников сохраняется значительная отрицательная относительная оплата труда. При этом для наиболее многочисленных групп специалистов (высшей и средней квалификации) разрыв составляет - 18 - 20% по отношению к соответствующим небюджетникам - меньше, чем при "грубых" усредненных и SR-оценках. Отметим, что, согласно любому методу оценивания, руководители не являются самой "обделенной" группой. Таким образом, они могут быть заинтересованы в сохранении статус-кво и лишены дополнительных стимулов к реформированию бюджетных учреждений, повышению эффективности их деятельности, большей транспарентности и т. п.

При любом варианте оценок максимальный межсекторный разрыв составляет не более 40% и не служит аргументом в пользу целесообразности единообразного повышения заработной платы в бюджетной сфере в разы, о чем иногда говорят политики. Конечно, полученные эконометрические оценки можно подвергнуть сомнению, поскольку надежность и полнота статистических данных о заработной плате в России оставляют желать лучшего.

С одной стороны, можно предположить, что полученные нами оценки занижают разрыв в оплате труда в пользу небюджетников. "Серые" зарплаты в этом секторе более распространены, а вероятность того, что они отражаются в первичных данных, невелика. Правда, если исключить занятых в управлении (как особую группу) из числа бюджетников, то разрыв может также несколько возрасти.

С другой стороны, одна из привилегий бюджетного сектора - пониженный риск потери работы и более высокий уровень социальной защищенности. Указанное обстоятельство в данных НОБУС прямо не отражается, но представляет собой важный элемент суммарной компенсации общего разрыва в заработной плате. Кроме того, эти данные относятся к 2003 г., а в последующие годы рост зарплат в бюджетном секторе опережал их общее увеличение (см. рис. 1), что, наоборот, свидетельствует о возможном завышении полученных оценок разрыва в оплате труда.

Региональная дифференциация разрыва в заработной плате

Сформулированное выше предположение о наличии статистической зависимости между величиной разрыва в оплате труда и уровнем экономического развития региона прямо обусловлено механизмом формирования заработной платы бюджетников. Он действует по принципу "слоеного пирога": в относительно преуспевающих регионах этот "пирог" имеет больше слоев и сами слои оказываются заметно "толще". Итак, мы ожидаем, что с ростом подушевого ВРП разрыв в зарплате будет возрастать.

Данные НОБУС позволяют анализировать межсекторный разрыв не только в целом по России, но и в 46 регионах, география которых охватывает всю страну. Мы рассчитали общие разрывы в оплате труда

стр. 98

отдельно для каждого из них методом PSM с использованием ядерных функций и процедуры бутстреппинга для расчета стандартных ошибок. Набор контрольных переменных остался прежним.

Из 46 регионов лишь в одном (Республика Дагестан) бюджетники получают существенно больше небюджетников. В девяти регионах разрыв оказался статистически незначимым. В остальных 36 регионах бюджетники получают существенно меньше, чем сопоставимые работники небюджетного сектора, причем в 21 регионе разрыв составлял не менее 20%.

Связь между величиной разрыва в оплате труда и уровнем экономического развития регионов, измеренного с помощью показателей подушевого ВРП и общей безработицы, представлена на рисунках 4 и 5. На рисунке 4 мы исключили из анализа два региона, в которых ВРП на душу населения более чем в два раза превышает среднероссийский уровень, - Москву и Тюменскую область. На нем видно, что в наиболее бедных регионах бюджетники получают заработную плату, сопоставимую с заработками аналогичных небюджетников. Разрыв

Межсекторный разрыв в оплате труда и ВРП на душу населения

Рис. 4

Межсекторный разрыв в оплате труда и уровень безработицы в регионе

Рис. 5

стр. 99

в оплате труда растет по мере увеличения ВРП на душу населения. Так, 10-процентное увеличение душевого ВРП ведет к увеличению "премии" небюджетников на 1,1 п.п. Это подтверждает тот факт, что существующая система оплаты труда бюджетников ориентирована на возможности самых слабых в финансовом отношении регионов и "наказывает" живущих на более обеспеченных территориях.

Еще более сильная положительная зависимость прослеживается между величиной межсекторного разрыва и региональным уровнем безработицы (см. рис. 5). Бюджетники в регионах с низкой безработицей подвергаются большему "штрафу" (относительно небюджетников) по сравнению с теми, кто живет в регионах с высокой безработицей. Прирост безработицы в регионе на 1 п. п. увеличивает разрыв на 1,5 п. п. Напряженная ситуация на региональном рынке труда (то есть высокая безработица) сдерживает рост зарплат в рыночном секторе, сближая их с оплатой труда в бюджетном.

Допустим, что заработная плата бюджетников повышена во всех регионах на одинаковую величину a рублей. Из нижней панели рисунка 3 и формулы расчета межсекторного разрыва следует, что тогда линия разрыва сдвинется параллельно вверх на величину a/Wc. Итоговое значение среднего разрыва по регионам будет зависеть от величины a: чем она больше, тем сильнее будет сдвиг. В результате в одних регионах негативный разрыв может сократиться, а в других - стать положительным, то есть превратиться из "штрафа" в "премию". Однако в любом случае в большинстве регионов разрыв как отклонение от принципа превалирующей зарплаты сохранится. Если мы ликвидируем отрицательный разрыв для бюджетников в наиболее богатых регионах (приравняв зарплату последних к зарплате небюджетников), то величина существующего максимального разрыва останется прежней, но его знак поменяется, и он переместится в самые бедные регионы.

Чем больше положительное значение межсекторного разрыва, тем сильнее он будет подавлять занятость, увеличивая трудовые издержки, и стимулировать безработицу, поднимая уровень резервированной заработной платы. С подобным эффектом столкнутся в первую очередь беднейшие регионы, и без того характеризующиеся наивысшей безработицей. Мы пока не учитываем то обстоятельство, что повышение зарплаты бюджетников не нейтрально по отношению к небюджетному сектору, который также отреагирует некоторым ее ростом. В этом смысле сдвиг вверх зарплаты бюджетников будет равносилен увеличению минимальной зарплаты для всех секторов.

Формирование межрегиональной дифференциации разрыва в оплате труда при централизованном установлении зарплаты государственных служащих (включая работников образования и здравоохранения) в экономически неоднородных регионах хорошо иллюстрирует пример Италии. Хотя зарплата этой категории работников определяется в стране посредством переговоров, ставки оплаты не дифференцированы по регионам и не учитывают условий, складывающихся на местных рынках труда. В итоге максимальный положительный разрыв наблюдается в относительно бедных регионах Юга, а наименьший - на более благополучном Севере. Этот разрыв не только служит механизмом перераспределения ресурсов от богатого Севера в пользу отсталого

стр. 100

Юга, но и подавляет развитие частного сектора в южных провинциях, дестимулируя создание рабочих мест и вытесняя их в неформальный сектор29 . Мы можем лишь согласиться со следующим политическим выводом: "Эта система (определения уровня заработной платы. - В. Г. и А. Л. ) выиграла бы от большей децентрализации, при которой учитывались бы условия на местных рынках труда. Нет необходимости полностью отказываться от общенациональных соглашений, но они должны (по крайней мере) играть меньшую роль в определении повышения зарплаты: в идеале они могли бы служить отправной точкой для дальнейших (гибких) переговоров на местном уровне"30 . По-видимому, этот тезис полностью применим и к России.

* * *

На основе скрупулезного эмпирического анализа с использованием больших массивов статистических данных и применением соответствующей эконометрической техники исследователи межсекторного разрыва в оплате труда приходят к выводу о том, что государственные служащие (аналог наших бюджетников) в большинстве стран получают значимую "премию" за свой выбор сектора. С учетом возможных неденежных благ такая "рента-премия" оказывается еще больше. Этот вывод почти универсален для абсолютного большинства и развитых, и развивающихся стран, поскольку оплата труда государственных служащих так или иначе привязана к уровню заработной платы сопоставимых работников частного сектора. Многие проблемы на рынке труда здесь возникают не потому, что госсектор незаслуженно "штрафует" своих работников, а потому, что он их "премирует" относительно рыночной цены труда. Чем беднее и слабее государство, тем больше относительная "премия" и тем сильнее негативные побочные эффекты для рынка труда. В результате сокращается общая занятость и увеличивается безработица в стране.

В указанном смысле Россия - почти исключение: расчеты подтверждают факт недоплаты работникам бюджетного сектора. Одна из причин этого кроется в специфическом институциональном устройстве механизма формирования зарплаты, не ориентированном на уровень сопоставимых зарплат частного сектора. Зарплата бюджетников определяется в ходе политико-бюрократического торга на федеральном уровне и не учитывает бюджетные ограничения беднейших регионов. Такой механизм устойчиво "штрафует" большинство работников бюджетного сектора. Как мы постарались показать, величина этого "штрафа" сильно варьирует по группам и регионам. "Премированные" и "оштрафованные" зачастую работают в одном городе, в одной и той же школе или больнице.

Если анализ свидетельствует о росте размеров относительной "премии" в более бедных странах, то в России относительный "штраф"

29 Alesina A., Danninger S., Rostagno M. Redistribution Through Public Employment: The Case of Italy: NBER Working Paper 7387. October 1999; Dell'Aringa C, Lucifora C, Origo F. Public Sector Pay and Regional Competitiveness: A First Look at Regional Public-Private Wage Differentials in Italy: IZA DP No 182. October 2005.

30 Dell'Aringa C., Lucifora C., Origo F. Op. cit. P. 38.

стр. 101

увеличивается по мере повышения благосостояния региона. Социально-экономические последствия межсекторного разрыва в нашей стране не сводятся лишь к снижению благосостояния бюджетников и их семей, демотивации работников и стимулированию негативного отбора и коррупции. Бюджетный сектор как работодатель-монопсонист во многих регионах влияет на величину альтернативной зарплаты, сдерживая ее рост. Тем самым он выступает своеобразным ограничителем общего повышения заработной платы в беднейших регионах.

Полученные нами результаты позволяют сформулировать несколько принципиальных следствий для политики на рынке труда. Во-первых, централизованное, разовое и "одно для всех" групп и регионов повышение оплаты труда бюджетников не может решить проблему разрыва в оплате труда. Оно лишь смещает и перераспределяет его между группами. Во-вторых, основная проблема такого разрыва заключается в институциональном механизме установления заработной платы бюджетников. Ее решение требует глубоких институциональных реформ. В-третьих, здесь существует тесная связь с проблемой занятости. Более жесткая и децентрализованная привязка заработной платы бюджетников к уровню оплаты труда небюджетников означает необходимость повышения гибкости занятости, то есть известную либерализацию законодательства, защищающего рабочие места.

Приложение

Таблица 1

Структура занятости по секторам (в %)

Все

Небюджетный сектор

Бюджетный сектор

1

2

3

Доля женщин

53,1

45,0

75,1

Место жительства

Город: более 500 тыс. человек

20,1

21,7

15,9

Город: 100 - 500 тыс. человек

25,5

25,7

25,0

Город: 20 - 100 тыс. человек, пгт

30,5

29,9

32,0

Село

23,9

22,7

27,2

Возраст

до 30 лет

20,1

21,7

15,9

30 - 40 лет

25,5

25,7

25,0

40 - 50 лет

30,5

29,9

32,0

старше 50 лет

23,9

22,7

27,2

Образование

Не имеет начального, начальное

0,9

1,0

0,8

Основное среднее

7,0

8,0

4,3

Среднее

20,3

23,1

12,9

НПО с полным средним

8,4

9,8

4,7

НПО без полного среднего

3,9

4,5

2,2

Среднее профессиональное

34,2

34,0

35,0

Неполное высшее

3,6

3,4

4,2

Высшее

21,6

16,3

36,1

стр. 102

Окончание таблицы 1

1

2

3

Профессиональный статус

Руководители

2,6

2,0

4,4

Специалисты высшего уровня квалификации

14,8

9,9

28,3

Специалисты среднего уровня квалификации

20,3

14,8

35,5

Служащие

5,8

5,1

7,9

Работники сферы обслуживания

14,4

17,3

6,4

Квалифицированные работники с/х

4,1

5,6

0,1

Квалифицированные рабочие

16,5

21,9

2,0

Операторы, аппаратчики и проч.

6,8

8,6

1,9

Неквалифицированные рабочие

14,5

14,9

13,5

Стаж работы на предприятии

Менее 1 года

13,5

15,3

8,5

От 1 до 3 лет

19,6

21,1

15,5

От 3 до 5 лет

12,7

13,1

11,6

От 5 до 10 лет

16,8

16,0

18,9

Более 10 лет

37,4

34,5

45,6

Тип контракта

Трудовой договор на неопределенный срок

89,6

87,1

96,4

Срочный трудовой договор

4,8

5,4

3,1

Договор подряда

1,6

2,1

0,3

На основе устной договоренности

4,0

5,5

0,1

Средний возраст

40,0

39,6

40,9

Продолжительность рабочей недели

41,0

41,9

38,6

Доля получателей пенсии любого вида

12,1

9,7

18,4

Число наблюдений

46622

34092

12530

-----

Источник: расчеты авторов по данным НОБУС.

Таблица 2

Заработная плата и ее дифференциация по секторам (в руб.)

Все

Небюджетный сектор

Бюджетный сектор

Разрыв в средних ЗП, %*

1

2

3

4

Заработная плата

3434,8

3615,7

2948,5

-19

Пол

Мужчины

4093,2

4139,4

3819,5

-8

Женщины

2858,0

2980,4

2660,3

-11

Возраст

до 30 лет

3198,3

3374,8

2619,4

-22

30 - 40 лет

3516,4

3739,6

2973,1

-20

40 - 50 лет

3569,2

3734,6

3107,8

-17

старше 50 лет

3398,9

3574,8

2985,4

-17

Место жительства

Город: более 500 тыс. человек

4128,7

4326,6

3399,0

-21

Город: 100 - 500 тыс. человек

3704,6

3889,6

3190,8

-18

Город: 20 - 100 тыс. человек, пгт

3654,3

3882,9

3078,2

-21

Село

2283,6

2269,5

2314,8

2

стр. 103

Окончание таблицы 2

1

2

3

4

Образование

Не имеет начального, начальное

2130,2

2183,2

1950,2

-11

Основное среднее

2359,7

2472,8

1796,9

-28

Среднее

2898,7

3054,8

2147,1

-30

НПО с полным средним

3149,4

3308,3

2247,9

-34

НПО без полного среднего

3323,1

3470,6

2486,8

-30

Среднее профессиональное

3388,5

3682,9

2614,8

-29

Неполное высшее

3988,5

4362,5

3190,4

-28

Высшее

4458,7

5003,6

3806,1

-24

Профессиональный статус

Руководители

5502,8

5673,1

5300,7

-7

Специалисты высшего уровня квалификации

4451,7

5274,2

3694,8

-30

Специалисты среднего уровня квалификации

3447,6

4075,1

2744,5

-33

Служащие

3244,1

3474,3

2847,9

-19

Работники сферы обслуживания

2837,3

2920,3

2227,0

-25

Квалифицированные работники с/х

2120,7

2113,4

Квалифицированные рабочие

4183,7

4215,5

3250,8

-23

Операторы, аппаратчики и проч.

3845,4

3908,3

3082,5

-22

Неквалифицированные рабочие

2008,4

2179,7

1503,7

-31

Дифференциация ЗП

Р90/р10

7,0

7,0

5,6

Р90/р50

2,5

2,3

2,3

Р50/р10

2,8

3,0

2,4

Р75/р25

2,8

2,8

2,5

Коэффициент вариации, %

79,3

79,3

75,4

Коэффициент Джини

0,39

0,39

0,37

-----

* Рассчитано как (Ср.ЗПбюдж /Ср.ЗПнебюдж - 1) x 100%.

Источник: расчеты авторов по данным НОБУС.

Результаты оценивания регрессии с переключением режимов

Таблица 3

Уравнения заработной платы

Уравнение выбора сектора

бюджетный сектор

небюджетный сектор

коэффициент

t-статистика

коэффициент

t-статистика

коэффициент

t-статистика

Образование (полное среднее)*

Не имеет начального, начальное

0,072

1,7

-0,104

-3,2

0,081

1,0

Основное среднее

-0,085

-3,3

-0,114

-8,5

0,038

1,0

НПО с полным средним

0,015

0,6

0,010

0,8

-0,063

-0,8

НПО без полного среднего

0,055

1,8

0,024

1,5

-0,052

-1,1

Среднее профессиональное

0,105

6,8

0,071

8,2

0,002

0,1

Неполное высшее

0,209

8,3

0,156

8,6

0,098

2,2

Высшее

0,286

15,7

0,226

18,0

0,213

7,3

Возраст

0,026

7,6

0,026

9,8

-0,060

-9,5

Квадрат возраста/100

-0,032

-8,5

-0,035

-11,7

0,073

10,3

стр. 104

Окончание таблицы 3

Уравнения заработной платы

Уравнение выбора сектора

бюджетный сектор

небюджетный сектор

коэффициент

t-статистика

коэффициент

t-статистика

коэффициент

t-статистика

Общий трудовой стаж (менее 1 года)

От 1 до 3 лет

0,107

3,0

0,122

5,9

0,054

1,0

От 3 до 5 лет

0,159

4,5

0,181

8,4

0,219

3,8

От 5 до 10 лет

0,207

6,0

0,215

9,9

0,305

5,3

Более 10 лет

0,251

6,8

0,209

8,7

0,393

6,3

Пол (1 = мужской)

0,276

2,7

0,285

32,3

-0,581

-34,5

Продолжительность рабочей недели

0,010

16,8

0,007

15,4

-0,014

-12,2

Тип контракта (трудовой договор на неопределенный срок)

Срочный трудовой договор

0,021

0,8

-0,061

-4,1

-0,262

-7,1

Договор подряда

-0,288

-4,1

-0,048

-1,9

-0,894

-9,6

На основе устной договоренности

-0,205

-2,0

-0,132

-7,1

-1,680

-15,4

Профессия (руководители)

Специалисты высшего уровня квалификации

-0,277

-12,9

-0,111

-4,4

0,037

0,8

Специалисты среднего уровня квалификации

-0,433

-19,8

-0,230

-9,2

0,005

0,1

Служащие

-0,438

-16,6

-0,309

-11,1

-0,365

-7,4

Работники сферы обслуживания

-0,680

-23,0

-0,475

-15,9

-0,982

-20,2

Квалифицированные работники с/х

-0,672

-5,2

-0,747

-19,9

-2,344

-20,0

Квалифицированные рабочие

-0,521

-12,3

-0,238

-7,7

-1,476

-27,6

Операторы, аппаратчики и проч.

-0,518

-12,1

-0,292

-9,4

-1,075

-18,7

Неквалифицированные рабочие

-0,985

-38,2

-0,676

-24,4

-0,452

-9,4

Тип населенного пункта (город: 1 млн. человек и более)

Город: 500 - 999,9 тыс. человек

-0,086

-2,9

-0,020

-1,0

-0,015

-0,3

Город: 250 - 499,9 тыс. человек

-0,115

-4,3

-0,106

-6,0

0,097

2,1

Город: 100 - 249,9 тыс. человек

-0,131

-4,9

-0,143

-7,9

0,104

2,2

Город: 50 - 99,9 тыс. человек

-0,086

-3,0

-0,164

-8,7

0,218

4,5

Город: 20 - 49,9 тыс. человек

-0,137

-5,0

-0,138

-7,5

0,207

4,4

Город: до 20 тыс. человек, пгт

-0,170

-6,6

-0,251

-13,7

0,339

7,6

Село

-0,242

-9,8

-0,517

-28,1

0,438

10,3

Наличие детей до 7 лет

0,061

3,1

Наличие детей 8 - 15 лет

0,046

2,7

Наличие в ДХ занятых в другом секторе

0,817

50,4

Региональные переменные

Да

Да

Да

Константа

6,852

68,6

7,050

82,9

0,884

4,7

Р1

0,079

Р2

0,131

Тест Вальда (Wald test): chi2(1) = 10,67 Prob > chi2 = 0,0011

-----

* В скобках - базовая категория.

стр. 105

Таблица 4

Оценки разрыва в заработной плате между бюджетным и небюджетным секторами (в %)

Усредненные оценки (см. табл. 2)

MHK, с учетом различий в индивидуальных характеристиках

SR, с учетом выбора сектора и различий в индивидуальных характеристиках

PSM, с учетом различий в индивидуальных характеристиках, по контрольной группе, NN

1

2

3

4

В целом

-19

-16

-17

-21

Пол

Мужчины

-8

-14

-17

-17

Женщины

-11

-18

-17

-20

Возраст

до 30 лет

-22

-20

-24

-22

30 - 40 лет

-20

-16

-18

-20

40 - 50 лет

-17

-14

-15

-17

старше 50 лет

-17

-16

-14

-24

Место жительства

Город: более 500 тыс. человек

-21

-23

-28

-22

Город: 100 - 500 тыс. человек

-18

-19

-23

-18

Город: 20 - 100 тыс. человек, пгт

-21

-21

-21

-26

Село

2*

0*

-1

-10

Образование

Не имеет начального, начальное

-11*

-6*

-7

30*

Основное среднее

-28

-19

-20

-28

Среднее

-30

-18

-21

-23

НПО с полным средним

-34

-20

-23

-32

НПО без полного среднего

-30

-18

-22

-27

Среднее профессиональное

-29

-16

-17

-21

Неполное высшее

-28

-21

-19

-25

Высшее

-24

-15

-14

-18

Профессиональный статус

Руководители

-7*

8

7

-1*

Специалисты высшего уровня квалификации

-30

-16

-15

-18

Специалисты среднего уровня квалификации

-33

-18

-19

-20

Служащие

-19

-13

-14

-15

Работники сферы обслуживания

-25

-17

-20

-18

Квалифицированные работники с/х

-

-

-

Квалифицированные рабочие

-25

-25

-27

-22

Операторы, аппаратчики и проч.

-22

-18

-20

-20

Неквалифицированные рабочие

-31

-22

-25

-26

-----

* Оценки не значимы на 5-процентном уровне доверительной вероятности.

© libmonster.ru

Постоянный адрес данной публикации:

https://libmonster.ru/m/articles/view/Социальная-сфера-О-БЕДНОМ-БЮДЖЕТНИКЕ-ЗАМОЛВИТЕ-СЛОВО-МЕЖСЕКТОРНЫЕ-РАЗЛИЧИЯ-В-ЗАРАБОТНОЙ-ПЛАТЕ