В тени регулирования

Налоговая реформа привела к значительному снижению вероятности неформальных приработков для новых работников. В частности, индивиды из группы воздействия на 14 % реже выбирали этот тип неформальной занятости, чем индивиды из контрольной группы. Оценка для неформальной занятости по основному месту работы также отрицательна, но статистически незначима. Наконец, для общего уровня неформальной занятости эффект оказывается таким же, как для неформальных приработков.

В нижней панели табл. П6-13 приводятся тесты на устойчивость результатов (те же, что в табл. П6-10). В целом они подтверждают вывод о сильном влиянии реформы на новых работников в случае неформальных приработков; для неформальной занятости по найму эффект, возможно, был незначимым.

6.7. Заключение

Современная российская экономика печально известна высоким уровнем неопределенности в отношении регулирования, широким распространением коррупции и неспособностью государства обеспечить эффективное соблюдение законов. Похоже, Россия оказалась в ловушке плохого равновесия с высоким уровнем неформальности и неэффективным предоставлением общественным благ со стороны государства.

В этом контексте налоговую реформу 2001 г. можно считать очень важным экспериментом. Реформа привела к снижению средних ставок подоходного налога и взносов в социальные фонды, а также сделала всю налоговую систему более регрессивной. Поскольку индивиды с низкими доходами оказались практически не затронуты изменениями, то для оценки эффектов реформы можно использовать методы DID.

В данной главе мы изучаем влияние реформы на занятость в неформальном секторе. Полученные результаты указывают на то, что реформа привела к снижению доли неформально занятых по найму. Еще более сильный эффект реформа оказала на распространенность неформальных приработков. Эти эффекты – которые, по нашим оценкам, составили около –2,5 и –4,0 % соответственно – устойчивы к изменениям в спецификации модели и изменениям в определении группы воздействия. Полупараметрические методы дают более высокие оценки. В исследовании также показано, что реформа имела долгосрочные последствия.

Мы также приходим к выводу о том, что влияние реформы, скорее всего, было сильнее для групп с высокими доходами, которые испытали более резкое понижение предельных налоговых ставок. Наконец, оценивая влияние реформы на новых работников, мы демонстрируем, что благодаря реформе работники, вышедшие на рынок труда в пореформенный период, на 14 % реже оказывались вовлеченными в неформальные приработки.

Эти результаты хорошо согласуется с выводами современных работ по налогообложению о том, что изменения в налоговых системах способны вызывать значительные изменения в поведении индивидов, причем не только через предложение труда. Опыт налоговой реформы в России указывает на то, что неформальность на рынке труда может быть еще одним важным каналом адаптации индивидов.

Приложение П6

Примечания. В левой части показаны уровни неформальности по основной работе для предпринимателей и занятых по найму. В правой части показаны уровни неформальности по второй работе и нерегулярным приработкам. Для основной и второй работы – в процентах от численности имеющих основную работу. Для приработков – в процентах от численности всех занятых.

Рис. П6-1.

Уровни неформальной занятости по основной работе, второй работе и нерегулярным приработкам

Источник: данные РМЭЗ – НИУ ВШЭ, раунды VIII–XVIII (1998–2009 гг.).

Примечание: реальные часовые заработки получены делением месячных заработков на обычную продолжительность рабочего времени в часах, дефлированы на ИПЦ.

Рис. П6-2. Реальные часовые заработки (в ценах 2000 г.)

Источник: данные РМЭЗ – НИУ ВШЭ, раунды VIII–XVIII (1998–2009 гг.).

Рис. П6-3. Суммарная налоговая нагрузка по НДФЛ и ЕСН

Источник: Налоговый кодекс РФ. Часть 2.

Примечание: попадание в группу воздействия определяется размером чистых месячных заработков в пореформенный период.

Рис. П6-4.

Уровень неформальной занятости по контрольной группе и группе воздействия

Источник: данные РМЭЗ – НИУ ВШЭ, раунды VIII–XVIII (1998–2009 гг.).

Примечания. Обратная шкала по оси у. ATT получены с помощью метода M-DID для каждого пореформенного года. Попадание в группу воздействия определяется размером заработков в 2001–2009 гг., 2001–2005 гг. и в 2001 г. Вертикальные отрезки показывают доверительные интервалы (±1 стандартное отклонение).

Рис. П6-5. Годовые эффекты воздействия (АТТ) для неформальных приработков

Примечания. Обратная шкала по оси у. ATT получены с помощью метода M-DID для каждого пореформенного года (кроме 2001 г., когда занятым по найму не задавались вопросы об официальном оформлении на работу). Попадание в группу воздействия определяется размером заработков в 2001–2009 гг., 2001–2005 гг. и в 2001 г. Вертикальные отрезки показывают доверительные интервалы (±1 стандартное отклонение).