Мобильность и стабильность на российском рынке труда

Сравнение этих двух таблиц наталкивает на целый ряд выводов. Во-первых, за пять лет происходит довольно сильный отсев респондентов: из «зарплатной» выборки в зависимости от дециля уходит от 33 до 47 % респондентов[96]

. При этом вероятность отсева зависит от позиции индивида в начальном году. Она заметно выше для верхних децилей, особенно для десятого дециля[97]

. Поэтому анализ относительной мобильности строится на неявной предпосылке о том, что новые респонденты (которых не было в 2003 г., но которые есть в выборке 2007 г. и данные о заработных платах которых не используются в расчетах) имеют то же распределение по децилям, что и выбывшие респонденты. Рассчитанные показатели мобильности будут отражать реальную картину относительной мобильности лишь в той мере, в какой верно это предположение. Поэтому более достоверными являются оценки для сравнительно коротких периодов.

Во-вторых, вероятность выхода в состояние незанятости снижается по мере движения к верхним децилям: 11,7 % для первого дециля против 2,5 % для десятого дециля (т. е. более чем в 4 раза). Если незанятый индивид находит работу, то он(а) с большей вероятностью оказывается в нижней части распределения. Однако в этом случае различия не столь велики: 3,7 % для первого дециля против 2,0 % для десятого дециля. Впрочем, из числа незанятых в 2003 г. лишь четверть респондентов сообщили о наличии работы в 2007 г. Большинство либо остались в состоянии незанятости, либо покинули выборку. Более высокая вероятность ухода в незанятость для нижних децилей приводит к завышению оценок относительной мобильности для низкооплачиваемых работников. Эти методологические замечания следует учитывать при интерпретации показателей относительной мобильности.

В таблицах П7-3а, П7-4 и П7-5 отражены перемещения респондентов между децилями распределения заработков в 2003–2007 гг., 2007–2009 гг. и 2009–2013 гг. соответственно. Рассмотрим крайние пятилетние периоды (табл. П7-3а и П7-5). Для их построения использовались совмещенные выборки для начала и конца периодов, на которые не накладывалось требование сбалансированности панели по всем годам. В случае полного отсутствия мобильности все элементы таблицы, кроме находящихся на главной диагонали, были бы равны нулю. И, наоборот, при абсолютной мобильности все элементы имели бы одинаковые значения (10 %) – вероятность оказаться в любом дециле распределения в конечный период времени независимо от начальной позиции. Как видно из таблиц, заработные платы в России довольно подвижны, о чем свидетельствуют большие цифры за пределами основной диагонали. Примерно три четверти респондентов сменили свое положение в распределении заработных плат за пять лет. При этом в «пятилетку» быстрого роста мобильность была несколько выше, чем в посткризисную «пятилетку». Высокую интенсивность подтверждают и данные о среднем шаге мобильности. Перемещавшиеся по шкале распределения респонденты «перепрыгнули» в среднем через 1,7 дециля для 2003–2007 гг. (и 1,6 дециля для 2009–2013 гг.).

Результаты показывают, что вероятность изменения положения ниже по краям распределения, чем в его средних децилях, поскольку в средних децилях даже небольшие изменения заработной платы могут привести к переходу в соседний дециль. В то же время даже при существенном снижении относительной заработной платы работник из самого нижнего дециля так и останется в этом дециле. Точно так же рост относительной заработной платы представителя верхнего дециля не изменит его позиции в матрице переходов. Кроме того, расстояния между соседними позициями значительно выше именно на концах распределения, поэтому для перехода в следующий дециль работник должен иметь более значительное изменение заработной платы в абсолютном выражении.