В тени регулирования

где Т и С – индексы для группы воздействия и контрольной группы соответственно; N_T,t – количество индивидов в группе воздействия в году t

пореформенного периода (te{2001…., 2009}).

Основная идея M-DID состоит в том, чтобы сравнивать изменения в неформальном статусе каждого индивида из группы воздействия в период между годом t и (дореформенным) 2000 годом с теми же изменениями по кругу сопоставимых индивидов из контрольной группы. Какие индивиды из контрольной группы будут отобраны для сопоставления с конкретным индивидом из группы воздействия, зависит от весовой функции W(i, J). Представленные здесь оценки были получены методом ближайшего соседа на основе индекса соответствия (propensity score)

[129].

На рис. П6-5 и П6-6 представлены M-DID-оценки и их доверительные интервалы (±1 стандартное отклонение) для неформальных приработков и для неформальной занятости по найму соответственно. На рисунках для каждого года пореформенного периода показаны три ряда оценок для разных вариантов формирования группы воздействия: (1) на основе заработков за 2001–2009 гг., (2) на основе заработков за 2001–2005 гг., (3) на основе заработков только за 2001 г.

Важно обратить внимание на несколько моментов. Во-первых, M-DID-оценки эффекта реформы по базовой спецификации существенно выше по абсолютной величине. Эффект для нерегулярных приработков равнялся -5,4 % в 2001 г. и в дальнейшем он только увеличивался. К 2009 г. среди индивидов, затронутых реформой, доля занятых в неформальных приработках снизилась на 16,6 %. Среди занятых по найму реформа привела к сокращению неформальности на 5,5 % в 2002 г. Для этой группы оценки не демонстрируют повышательного тренда, но и не сокращаются с течением времени.

Во-вторых, мы проверили, не объясняется ли временной профиль в изменении эффектов спецификой определения группы воздействия. M-DID-оценки строились для разных определений группы воздействия. Ограничение периода воздействия 2001–2005 годами не влияет на результаты. За исключением отчетливого провала в оценке эффекта для нерегулярных приработков в 2008 г., все остальные оценки находятся в пределах одного стандартного отклонения от оценок по данным за весь период с 2001 по 2009 гг. Дальнейшее ограничение периода воздействия 2001 годом ведет к равномерному сдвигу вниз всех оценок для неформальных приработков. Интересно, что сама форма траектории не претерпела изменений. Это означает, что реформа имела значительные долгосрочные последствия.

Подводя итоги, можно отметить три интересных момента эксперимента, описанного в данном подразделе. Во-первых, было показано, что налоговая реформа привела к снижению неформальности, независимо от того, какой период используется для формирования группы воздействия и измерения эффекта реформы. Во-вторых, этот эффект устойчив по отношению к непараметрической спецификации модели и наложению требования о пересечении совместных распределений наблюдаемых переменных между группой воздействия и контрольной группой. Наконец, временные профили эффектов для неформальных приработков и неформальной занятости по найму сильно отличаются между собой.

Детализация групп воздействия. Налоговая реформа затронула всех индивидов с годовыми заработками свыше 50 тыс. руб. Однако эффект воздействия был неоднороден даже внутри этой группы. В частности, как показано на рис. П6-3, индивиды из высокодоходных групп испытали более значительное снижение предельных налоговых ставок. Естественно предположить, что реформа имела на них более сильный эффект.

Следуя этой логике, мы выделяем четыре группы воздействия в зависимости от уровня месячных заработков в пореформенный период по следующим интервалам: 3625–7250 руб., 7250-10875 руб., 10875-21750 руб. и свыше 21750 руб. Эти переменные обозначены от Treat¹ до Treat⁴ соответственно[130]. Естественно, некоторые индивиды попадают в разные годы в разные доходные интервалы. Мы сделали так, чтобы группы были взаимоисключающими[131]

.

Уравнение для DID было уточнено следующим образом:

Как и раньше, мы предполагаем, что ошибка включает постоянный ненаблюдаемый эффект, поэтому уравнение (6–3) оценивалось методом фиксированных эффектов. В целях экономии места в табл. П6-11 приводятся только коэффициенты при интересующих нас переменных.

Для неформально занятых по найму оценки следуют простой логике. Реформа имела наиболее сильное воздействие на группу с самым высоким уровнем дохода. Эффекты для остальных доходных групп также имеют отрицательный знак, но меньше по абсолютной величине. Оценка для Treat¹ не является статистически значимой.