Платит ли российское государство «справедливую» зарплату: обзор исследований

Долгое время государственный (прежде всего бюджетный) сектор находится в центре общественного внимания в России в связи с заниженной, как считается, заработной платой. Действительно, низкая заработная плата уменьшает привлекательность бюджетного сектора, что создает трудности для государства в процессе найма и удержания работников и в конечном счете приводит к снижению квалификации сотрудников, отрицательно сказывается на эффективности их деятельности. Сложности с наймом работников могут не возникать, но низкая заработная плата заставляет их искать дополнительную занятость, что также негативно влияет на эффективность труда госслужащих.

Государственный сектор¹ производит такие важные для общества блага, как образование и здравоохранение, обеспечивает защиту прав и свобод граждан, его функционирование определяет жизнь не только современных, но и будущих поколений жителей страны. Именно поэтому развитие и процветание государства невозможны без качественных кадров, занятых в государственном секторе. Кроме того, заниженная оплата труда в нем может вызывать недовольство, возмущение, разочарование властью, что провоцирует забастовки, приводит к коррупции и в целом замедляет процесс реформ.

В то же время высокая заработная плата в государственном секторе связана с проблемой бюджетного дефицита, обострившейся в России в последнее время из-за падения цен на энергоресурсы. Более того, завышенная заработная плата в бюджетном секторе приводит к сокращению занятости в экономике в целом и, следовательно, к росту безработицы, о чем свидетельствует опыт Западной Европы. Поэтому вопрос дифференциации заработной платы между частным и государственным секторами экономики крайне важный и актуальный.

Проблема дифференциации заработной платы между государственным и частным секторами экономики выступает частным случаем более общей задачи — разрыва заработной платы по различным признакам, будь то гендерная дискриминация, различия между работниками, входящими в профсоюзы и не состоящими в них, работающими полное и неполное рабочее время и т. д. Согласно экономической теории, заработная плата эквивалентных работников в долгосрочном периоде должна выравниваться, но эмпирические исследования показывают, что этого не происходит. К настоящему времени в мировой литературе достигнут существенный прогресс в изучении разрыва заработной платы и, в частности, ее дифференциации между государственным и частным секторами экономики как с теоретической, так и с методологической точек зрения. Исследований российского рынка труда по данному вопросу пока недостаточно (см., например: Гимпельсон, Капелюшников, 2007, гл. 4-6, 10).

С одной стороны, данная статья призвана обобщить результаты имеющихся исследований. Составленный обзор публикаций по тематике межсекторного разрыва заработной платы на российском рынке труда позволяет понять, насколько используемые методологии соответствуют международной практике, в какой мере полученные выводы соотносятся с практическими и политическими задачами, стоящими перед обществом, и, следовательно, выявить пробелы в имеющихся работах и направления будущих исследований. С другой стороны, вопрос дифференциации заработной платы принадлежит к более широкому классу проблем разрыва заработной платы по различным признакам, при изучении которых исследователи сталкиваются с аналогичными сложностями, особенно методологическими. Поэтому выводы, полученные в данной статье, можно не только применить непосредственно к рассматриваемой теме, но и экстраполировать на проблемы дифференциации заработной платы по различным социально-экономическим показателям.

Разрыв в зарплате: уроки современной литературы

Чему учит теория?

Согласно неоклассической экономической теории, в частности теории человеческого капитала (Schultz, 1961; Becker, 1964; Mincer, 1997) и теории компенсирующих различий (Rosen, 1986), работники, обладающие одним и тем же запасом человеческого капитала и занятые на рабочих местах, имеющих схожие характеристики, должны получать одинаковую заработную плату. Теория человеческого капитала предполагает, что время, потраченное на образование, напрямую увеличивает производительность работника и, следовательно, его заработную плату. Приобретенные навыки и знания, а также другие атрибуты индивида влияют на нее напрямую, а самоотбор в определенный сектор и профессию — косвенно.

Согласно экономической теории, выбирая место работы, индивид максимизирует свою полезность (Knight, 1921; Roy, 1951). При этом его полезность складывается не только из денежной компенсации, но и из неденежных преимуществ — безопасности работы, длительности рабочего дня, престижа, статуса и т. п. Поэтому часто работник соглашается на более низкую заработную плату в обмен на более предпочтительные условия труда. Некоторые исследования показывают, что факторы, не связанные с производительностью, будь то привлекательность (Hamermesh, Biddle, 1994), рост (Judge, Cable, 2004), социальные навыки (Persico et al., 2004), личные качества (Almlund et al., 2011), тоже вознаграждаются на рынке труда. Таким образом, согласно неоклассической экономической теории, различия в оплате труда сопоставимых работников могут наблюдаться только в случае различий их рабочих мест, то есть заниженная заработная плата компенсируется другими факторами, увеличивающими полезность для работников.

Альтернативные теории утверждают, что в долгосрочном периоде заработная плата сопоставимых работников может различаться, поскольку на их доходы влияют факторы, не связанные с их квалификацией и предпочтениями. К этим факторам относятся механизмы установления заработной платы на локальном рынке труда и в данной отрасли. Например, теория кривой заработной платы (Blanchflower, Oswald, 1994) предполагает отрицательную связь между уровнем безработицы в регионе и доходами населения, то есть, при прочих равных условиях, индивиды, проживающие в регионах с высоким уровнем безработицы, зарабатывают меньше, чем проживающие в регионах с низким уровнем безработицы. Есть теории, в соответствии с которыми предыдущий опыт индивида на рынке труда влияет на его последующую заработную плату посредством увеличения мобильности и снижения издержек поиска (см., например: Beaudry, DiNardo, 1991). При анализе различий в оплате труда необходимо также учитывать специфику конкретных фирм. Во многих исследованиях показана заметная разница в доходах сопоставимых работников, занятых в различных отраслях промышленности (Krueger, Summers, 1988; Lucifora, 1993; Gannon, Nolan, 2004). Существенные различия в заработной плате сохраняются и после учета широкого спектра индивидуальных характеристик работников и работодателей. В теории предлагаются различные объяснения этого феномена. Модель эффективной заработной платы предполагает, что, повышая зарплату, фирма снижает вероятность уклонения от работы (Shapiro, Stiglitz, 1984; Krueger, Summers, 1988). Согласно модели «разделения ренты», фирмы в более прибыльных отраслях промышленности разделяют ренту со своими работниками, создавая таким образом разрыв между наиболее и наименее прибыльными секторами (Katz, Summers, 1989).

Другими словами, все вышеописанные теории показывают, что для работника существуют барьеры перехода в другую отрасль или фирму, экономические и административные, связанные с денежными издержками и нежеланием работодателя принимать новых работников, или психологические: известно, что страх изменений присущ большинству людей. Все эти модели обобщены в теории сегментированных рынков труда (Leontaridi, 1998).

Что показывают эмпирические оценки

Подавляющее большинство исследований, основанных на данных по странам Западной Европы, показывает, что, при прочих равных условиях, заработная плата в государственном секторе существенно выше, чем в частном, особенно для женщин, то есть работники государственного сектора, имея лучшие условия труда и доступ к более широкому пакету социальных благ, получают при этом и более высокую заработную плату (Mueller, 1998; Lassibille, 1998; Lucifora, Meurs, 2006; Papapetrou, 2006a; 2006b; Giordano et al., 2011). Исследователи объясняют этот феномен положительным самоотбором в государственный сектор (в смысле ненаблюдаемых индивидуальных характеристик работников), а также сильным влиянием профсоюзов. Наибольший выигрыш женщин объясняется, как правило, более низкой гендерной дискриминацией в государственном секторе по сравнению с частным.

В литературе также отмечается, что «премия» в государственном секторе выше для наименее квалифицированных работников, она снижается в верхних частях распределения заработной платы, и часто сотрудники на высших должностях государственного сектора зарабатывают меньше своих коллег из частного (Mueller, 1998; Jürges, 2002; Melly, 2005; Hyder, Reilly, 2005; Papapetrou, 2006a; 2006b; Lucifora, Meurs, 2006; Cai, Liu, 2011). В теории предлагаются различные объяснения этих результатов. Так, одни авторы полагают, что государство должно выступать «справедливым» работодателем, предлагая более высокую заработную плату на нижних должностях, чем частный сектор. Кроме того, профсоюзы государственного сектора также могут способствовать увеличению заработной платы низкоквалифицированных работников. Различия на высших должностях могут объясняться политическими соображениями: избиратели с осуждением относятся к излишне высоким доходам государственных служащих (Lucifora, Meurs, 2006).

Что касается стран с переходной экономикой, то здесь картина прямо противоположная: наблюдается значимый разрыв заработной платы в пользу частного сектора. На основе польских данных авторы приходят к выводу, что работники, занятые в частном секторе, при прочих равных условиях, получают более высокую заработную плату, и с учетом 7-10-процентного разрыва у государственного сектора возникают проблемы при привлечении и удержании квалифицированной рабочей силы (Adamchik, Bedi, 2000). На украинском рынке труда также обнаруживается существенная «премия» в частном секторе как для мужчин, так и для женщин (Gorodnichenko, Sabirianova Peter, 2007). Если в Польше этот разрыв не превышает 10%, то на Украине он достигает 36%. Авторы доказывают, что коррупция в государственном секторе (и, следовательно, возможность работников получать теневые доходы в виде взяток) выступает основной причиной наблюдаемых различий. Их вывод согласуется с результатами более раннего исследования, авторы которого находят значимую отрицательную связь индексов коррупции и заработной платы госслужащих, анализируя данные по 31 развивающейся стране (Van Rijckeghem, Weder, 2001).

В литературе существуют теории, объясняющие более высокую заработную плату как в частном, так и в государственном секторах экономики. Основное объяснение: на установление заработной платы в государственном секторе влияют политические ограничения, а в частном действует ограничение, связанное с максимизацией прибыли. Например, служащие государственного сектора не только производят товары и услуги, но и участвуют в голосовании, что может быть одним из объяснений их более высоких доходов (Gunderson, 1979). Кроме того, профсоюзы организаций государственного сектора могут быть сильнее, поскольку их работники производят важные для общества блага и услуги, спрос на которые неэластичный (Rees, Shan, 1995). В то же время частный сектор может устанавливать более высокую заработную плату, чтобы сократить текучесть кадров и соответствующие расходы (Salop, 1979) или минимизировать стремление сотрудников уклоняться от выполнения своих обязанностей (Shapiro, Stiglitz, 1984).

Таким образом, вариация зарплатного преимущества по секторам между странами может свидетельствовать о неодинаковой политической ситуации, разной влиятельности профсоюзов на рынке труда, различной мотивации работников, что вполне предсказуемо в силу разных институциональных условий. Поэтому в противоречивых результатах в развитых и развивающихся странах нет ничего удивительного.

Тем не менее различные (а порой — противоположные²) результаты в одной стране и в один период не могут не настораживать. Поэтому при анализе межсекторного разрыва заработной платы между секторами необходимо уделить существенное внимание методологии его определения и лежащим в основе каждого метода гипотезам.

Куда ведет методология

Простейшей оценкой межсекторного разрыва, которую часто используют журналисты и политики, выступает разница средней заработной платы в частном и государственном секторах экономики. Однако различие средней заработной платы — недостаточное основание для утверждения о существовании межсекторного разрыва, поскольку структура занятости в двух секторах сильно различается с точки зрения образования, квалификации, опыта и других характеристик, определяющих заработную плату работников.

Во многих исследованиях выявлены факторы, влияющие на заработную плату, и оценены регрессии, учитывающие их (Borjas, 2003; Panizza, Qiang, 2005; Gorodnichenko, Sabirianova Peter, 2007; Гимпельсон, Лукьянова, 2006a; 2006b; Шарунина, 2013). Отметим, что полученная таким образом оценка межсекторного разрыва является несмещенной при выполнении двух условий.

Во-первых, отдача всех факторов в обоих секторах должна быть одинаковой. Другими словами, образование, опыт и прочие характеристики работников должны одинаково оцениваться в государственном и частном секторах экономики. Во-вторых, ненаблюдаемые характеристики должны быть одинаково распределены между секторами, что возможно только при случайном выборе сектора. Если работник выбирает занятость в государственном секторе осознанно, то полученная оценка оказывается смещенной, так как ненаблюдаемые факторы могут коррелировать с выбором сектора. Например, если предположить, что в частный сектор идут наиболее мотивированные и усердные работники, то работник государственного сектора при переходе в частный не сможет зарабатывать столько же, сколько уже занятые в нем, даже если он обладает теми же наблюдаемыми характеристиками (опыт, образование и пр.), поскольку ему будет не хватать мотивации и усердия. Более того, в доступных статистических данных характеристики работников не всегда точно соотносятся с предъявляемыми на рабочем месте требованиями (так, образование обычно оценивают по наличию диплома, что не служит исчерпывающей оценкой уровня человеческого капитала, особенно в российских условиях). В-третьих, при данном подходе не рассматриваются индивиды, не задействованные на рынке труда, что также приводит к смещенной оценке.

Все современные эконометрические методы оценки межсекторного разрыва направлены на решение проблемы самоотбора. Другими словами, нужна методология, позволяющая в условиях ограниченности данных учитывать ненаблюдаемые характеристики работников, которые по-разному распределены в двух секторах и, следовательно, приводят к смещению оценок, полученных стандартными методами.

Один из возможных путей решения проблемы самоотбора — добавить в МНК-модель дополнительные объясняющие переменные, влияющие на выбор сектора. Речь идет о способностях и предпочтениях индивида, влиянии друзей и родственников, немонетарных бонусах, предоставляемых в рассматриваемых секторах. Например, А. Шарунина (2013) включает в МНК-модель основные неденежные социальные блага, предоставляемые на рабочем месте, — оплату очередных отпусков, больничных листов, отпуска по беременности и уходу за ребенком, бесплатное лечение, дотации на транспорт и т. д. Однако в имеющихся статистических данных количество подобных переменных обычно ограничено, а если они и доступны, то не для всех индивидов, что существенно снижает число наблюдений и также приводит к смещенным оценкам.

Если имеются панельные данные, то проблему самоотбора можно решить, используя модели с фиксированными эффектами. Такие модели, в отличие от расширенной МНК-модели, учитывают все ненаблюдаемые характеристики индивида, не изменяющиеся во времени. Однако они могут варьировать в жизни индивида, что не учитывается в регрессиях с фиксированными эффектами и, следовательно, может приводить к смещенным оценкам межсекторного разрыва. Также в моделях не оцениваются коэффициенты при переменных, не изменяющихся во времени (пол, место рождения и т. п.). Более того, возникает проблема несбалансированной панели: если респонденты выбывают из обследования не случайно³, это также приводит к смещенным оценкам.

Альтернативные способы борьбы с эндогенностью выбора сектора — метод инструментальных переменных и регрессии с переключением⁴. Для реализации обоих методов необходим специальный инструмент, то есть переменная, которая влияет на выбор сектора и не коррелирует с ошибкой в уравнении заработной платы. Преимущество регрессии с переключением — по сравнению со стандартным методом инструментальных переменных — в том, что она позволяет учесть различия в механизмах формирования заработной платы между секторами. Эта модель была разработана в рамках теории выбора профессии (см., например: Heckman, Sedlacek, 1985), которая, в свою очередь, опирается на модели самоотбора А. Роя (Roy, 1951).

Основным преимуществом метода регрессии с переключением выступает возможность нивелировать проблему эндогенности выбора сектора и учесть различные механизмы формирования зарплаты в двух секторах. Однако этот метод имеет ряд недостатков. Во-первых, для его использования необходим инструмент, влияющий на выбор сектора, но не воздействующий на заработную плату. На практике, в условиях ограниченности данных, найти его достаточно сложно. Во-вторых, полученные оценки могут сильно зависеть от сделанных предположений о распределении ошибок, а также от спецификации уравнений.

В таблице 1 собраны наиболее часто встречающиеся и интересные факторы, с помощью которых инструментируется выбор сектора в исследованиях. Иногда в качестве инструмента используется возраст индивида: авторы обосновывают свой выбор тем, что у молодых людей легче доступ к частному сектору и ниже затраты на вход (Lassibille, 1998; Adamchik, Bedi, 2000). Возраст респондента представлен во всех опросах, что выступает неоспоримым достоинством этого инструмента, тем не менее он сам по себе прямо влияет на заработную плату, что ставит под сомнение его надежность.

Таблица 1

Инструментальные переменные выбора сектора

Год	Источник	Используемый инструмент
1993	Hartog, Oosterbeek, 1993	Уровень образования индивида; образование отца и матери
1997	Lassibile, 1998	Возраст; уровень образования; место жительства
1998	Dustmann, van Soest, 1998	Род занятий отца
2000	Adamchik, Bedi, 2000	Возраст; год вступления на рынок труда (до или после 1989 г.)
2000	Stillman, 2000	Наличие земельного участка в собственности; доступность банковских услуг
2004	Falaris, 2004	Величина возвращенных сельскохозяйственных угодий
2006	Гимпельсон, Лукьянова, 2006b	Наличие в домохозяйстве детей младше семи лет

Особенности рынка труда побуждают исследователей создавать новые инструменты. Например, используется дамми-переменная, указывающая, вошел индивид на рынок труда до или после 1989 г. (Adamchik, Bedi, 2000). Идея заключается в том, что у людей, вышедших на польский рынок труда после 1989 г., легче доступ к частному сектору, а также ниже барьеры для входа в него. Оригинальный подход применен в работе Е. Фалариса (Falaris, 2004). Согласно закону от апреля 1992 г., в Болгарии земля была возвращена в собственность индивидам. Автор использует величину возвращенных сельскохозяйственных угодий в качестве инструмента, мотивируя свой выбор тем, что земля увеличивает нетрудовой доход индивида. Это позволяет ему выбирать более рискованные виды деятельности в частном секторе (поскольку он имеет альтернативный источник дохода от земли), но не оказывает прямого влияния на его заработную плату. С. Стиллман использует доступность банковских услуг в качестве инструмента для выбора частного сектора, полагая, что хорошо развитая банковская инфраструктура предоставляет индивидам возможность привлечь кредиты для начала нового дела и способствует развитию бизнеса (Stillman, 2000). В некоторых работах выбор сектора инструментируется уровнем образования и родом занятий родителей индивида (Hartog, Oosterbeek, 1993; Dustmann, van Soest, 1998). Предполагается, что окружение индивида, в основном родители, сильно влияет на выбор образования и рода деятельности, конечно не оказывая непосредственного воздействия на его заработную плату.

Еще один способ борьбы с эндогенностью выбора сектора — так называемый метод контрольной группы⁵. Его суть состоит в оценке эффекта воздействия на исследуемую группу путем ее сравнения с «похожей» контрольной группой, которая его не испытала. В целом этот метод близок к методу регрессии с переключением, однако он не требует предположений относительно функциональной формы уравнения заработной платы и распределения ошибок. Но для построения несмещенных оценок необходим большой объем данных, которые содержат множество факторов, определяющих выбор сектора, а исследуемая и контрольная группы должны пересекаться по всем факторам, в противном случае подобрать подходящие пары в альтернативном секторе удастся не для всех индивидов.

Методов определения межсекторного разрыва заработной платы довольно много, каждый имеет свои достоинства и недостатки. Методы инструментальных переменных и регрессии с переключением, позволяющие бороться с эндогенностью выбора сектора в теории, крайне сложны на практике, поскольку подобранный инструмент не всегда сильно связан с выбором сектора и ортогонален остаткам в уравнениях заработной платы. Для построения наиболее полной и достоверной картины наилучшая стратегия — применять различные методологии и сравнивать получаемые результаты.

Информационная база эмпирических оценок

Отсутствие необходимых статистических данных — камень преткновения для большинства экономических исследований во всех странах, а в России эта проблема усугубляется слабой организацией сбора и обработки информации государственными статистическими органами. Для получения корректных оценок межсекторного разрыва заработной платы необходимо располагать информацией о ней, включая неденежную компенсацию работников, а также данными об индивидуальных характеристиках работников и характеристиках их рабочих мест.

В настоящее время имеются три источника данных, предоставляющих информацию для изучения межсекторного разрыва заработной платы на российском рынке труда (табл. 2). Это, во-первых, «Российский мониторинг экономического положения и здоровья населения» (далее РМЭЗ-ВШЭ) — серия национальных репрезентативных обследований, изначально направленных на исследование уровня здоровья и экономического благосостояния населения Российской Федерации в период реформ. Анкета обследования включает множество вопросов о месте работы индивида, профессии, заработке, условиях труда и удовлетворенности работой, а также о собственнике предприятия, на котором занят респондент. Все данные обследований РМЭЗ-ВШЭ, начиная с 1994 г. и до настоящего времени, находятся в свободном доступе⁶. В 2013 г. в рамках обследования РМЭЗ-ВШЭ было опрошено около 22 тыс. человек.

Таблица 2

Информационная база для эмпирических оценок*

Источник данных	Периодичность	Достоинства	Недостатки
РМЭЗ— ВШЭ	Опросы проводятся ежегодно, один раз в год (октябрь—декабрь) 1994 — 1996, 1998, 2000 — н/в	1. Панельная структура данных	1. Информация получена исходя из ответов респондентов. 2. Несбалансированная панель. 3. Данные нерепрезентативны по регионам.
ОЗПП	Опросы проводятся два раза в год, начиная с 2005 г.	1. Информация собирается на основе бухгалтерской отчетности предприятий. 2. Данные репрезентативны по регионам.	1. Отсутствие панельной структуры данных. 2. Исключаются отрасли сельского и лесного хозяйства, рыболовства, финансовой деятельности и государственного управления. 3. Исключаются малые предприятия с численностью менее 15 человек. 4. Отсутствие данных в открытом доступе.
НОБУС	Только 2003 г.	1. Данные репрезентативны для большинства регионов.	1. Единовременное обследование.

* Данные включают индивидуальные характеристики индивидов; характеристики рабочих мест, в том числе отрасль и собственника предприятия.

Другим источником данных выступает «Обследование заработной платы работников по профессиям» (ОЗПП) — опросы работодателей и работников, в ходе которых собирается информация об индивидуальных характеристиках работника — пол, возраст, образование, стаж работы, профессия, продолжительность рабочего дня; о заработной плате работника с разбивкой на тарифный заработок и прочие выплаты; а также о предприятии, включая данные об отрасли, форме собственности, общей численности его работников. Обследование проводится каждые два года, начиная с 2005 г. В выборку попадают крупные и средние предприятия, но исключаются субъекты малого предпринимательства с численностью менее 15 человек. При этом крупные предприятия с численностью более 2 тыс. человек попадают в выборку с вероятностью 100%.

Оценка межсекторных различий заработной платы возможна на основе данных «Национального обследования благосостояния домохозяйств и участия в социальных программах» (НОБУС). Обследование проводилось Росстатом совместно со Всемирным банком во II квартале 2003 г. Выборка охватила 45 тыс. домохозяйств (примерно 110 тыс. человек) во всех российских регионах, при этом считалась репрезентативной для 46 из них. Анкета НОБУСа содержала вопросы, необходимые для оценки межсекторного разрыва заработной платы, но это обследование было единовременным и после 2003 г. не повторялось.

Несомненное достоинство данных РМЭЗ-ВШЭ по сравнению с другими источниками — их панельная структура, а существенный недостаток состоит в том, что все данные получены на базе опросов и, следовательно, могут ненамеренно либо умышленно искажаться респондентами. Последняя проблема решается в обследовании ОЗПП, поскольку информация о работниках собирается на основе бухгалтерской отчетности предприятий, что исключает ошибки, связанные с желанием респондента скрыть какую-либо информацию или его неосведомленностью в тех или иных вопросах. Данные ОЗПП репрезентативны по регионам, что позволяет проводить региональный анализ межсекторной дифференциации заработной платы. Однако данные обследования не представляют собой панель, что создает ограничения для анализа. Кроме того, они не находятся в открытом доступе.

Один из ключевых вопросов при изучении межсекторного разрыва — отнесение респондента к государственному или частному сектору. В целом вопрос о том, что такое государственный сектор, крайне сложный. Как отмечают Е. Балацкий и В. Конышев, «никаких унифицированных подходов для определения и вычленения госсектора в самостоятельное понятие не существует» (Балацкий, Конышев, 2005. С. 4). Основные проблемы возникают из-за путаницы понятий «государственный сектор», «государственная собственность» и «государственные финансы» (бюджет) и в настоящей работе не обсуждаются. Тем не менее отметим, что при изучении межсекторного разрыва следует различать две категории государственного сектора:

• бюджетные организации, то есть предприятия и организации, полностью финансируемые за счет средств государственного бюджета;
• предприятия и организации, находящиеся (полностью или частично) в собственности государства.

К первой категории относятся детские сады, школы, больницы. В зарубежной литературе первая категория делится на организации, финансируемые из федерального и местных бюджетов (см., например: Borjas, 2003). Ко второй категории относятся производственные предприятия, хотя бы частично находящиеся в собственности государства. Крупнейшие государственные компании России контролируют производство в области транспортной (РЖД) и коммуникационной инфраструктуры («Почта России»), добычи и экспорта сырья («Газпром», «Роснефть»). Также государство активно представлено в финансовом секторе — это прежде всего Сбербанк, ВТБ, Россельхозбанк, Газпромбанк, Внешэкономбанк. При этом некоторые предприятия, например РЖД, «Почта России», Россельхозбанк, Внешэкономбанк, полностью находятся в собственности государства. У других есть и иные собственники — например, акционерами «Газпрома», Сбербанка, ВТБ, помимо государства, выступают российские и иностранные частные лица.

В российской практике работников бюджетного сектора выделяют на основе информации об отрасли, в которой занят респондент, и о форме собственности его предприятия (Гимпельсон, Лукьянова, 2006a; 2006b; Шарунина, 2013). Эта методология применима на данных как РМЭЗ-ВШЭ, так и ОЗПП. Если респондент работает в одной из следующих отраслей — здравоохранение, образование, культура и искусство, государственное управление — и при этом отмечает, что государство является единственным собственником его предприятия, то данный респондент относится к бюджетному сектору, и к альтернативному — во всех остальных случаях.

Отметим проблемы, связанные с изменением классификации отраслей в российской статистике в 2003 г. Ранее использовался классификатор ОКОНХ (Общероссийский классификатор «Отрасли народного хозяйства»), после 2003 г. — классификатор ОКВЭД (Общероссийский классификатор видов экономической деятельности). Эти два классификатора не сопоставимы; так, до 2004 г. в отрасль здравоохранения входили физическая культура и социальное обеспечение, а после в ОКВЭД рассматривается чистое здравоохранение. Таким образом, теряются работники спорта и социального обслуживания, составляющие значительную часть бюджетников. Также после 2004 г. теряется сфера искусства⁷. В целом отрасли здравоохранения, образования, культуры и искусства и государственного управления не охватывают всех работников бюджетной сферы.

Работники госпредприятий идентифицируются исключительно на основе данных о форме собственности предприятия (Гимпельсон и др., 2010), хотя и здесь существуют свои сложности. В ОЗПП форма собственности предприятия задается в соответствии с «Общероссийским классификатором форм собственности», в котором имеется 21 группа, включая федеральную собственность, собственность субъектов РФ, муниципальную, частную российскую, иностранную и т. д. В РМЭЗ-ВШЭ данные о собственнике предприятия представлены скромнее: есть вопросы о том, являются владельцем предприятия государство, российские или иностранные частные лица и сам респондент. Соответственно разделение на федеральную и муниципальную собственность невозможно; более того, респонденты могут быть плохо осведомлены о форме собственности предприятия, на котором работают.

Межсекторный разрыв: вариация в подходах и оценках

Если говорить об исследованиях, посвященных межсекторному разрыву заработной платы на российском рынке труда, то лишь одно из них посвящено изучению эффекта формы собственности предприятий (Гимпельсон и др., 2010). Авторы рассчитывают разрыв оплаты труда между работниками предприятий федеральной, региональной, муниципальной, частной, иностранной и смешанной форм собственности на основе данных ОЗПП 2007 г. Они используют различные вариации МНК-модели, учитывая индивидуальные характеристики работников и характеристики рабочих мест, включая отрасли и виды деятельности, и находят существенные различия в заработной плате между предприятиями разных форм собственности. При сравнении с сопоставимыми работниками предприятий других форм собственности лидерами по уровню заработной платы оказались предприятия с участием иностранного капитала (причем с большим отрывом), далее следуют предприятия смешанной, частной, федеральной и региональной собственности, замыкают список муниципальные предприятия. Эта иерархия осталась неизменной при использовании различных спецификаций модели. По всем формам собственности межсекторный разрыв у женщин выше, чем у мужчин. Существенный недостаток работы — отсутствие контроля за неслучайностью распределения работников. При учете ненаблюдаемых характеристик, которые, вероятно, по-разному распределяются на предприятиях различных форм собственности, разрыв мог бы сократиться или даже изменить свое направление. Подобные исследования в более поздние периоды не проводились.

Основная часть исследований посвящена изучению эффекта финансирования предприятий, и работники относятся к государственному сектору, если они заняты на предприятиях, финансируемых из государственного бюджета. Пионерным исследованием в этой области выступает работа Стиллмана (Stillman, 2000). Автор использует данные РМЭЗ-ВШЭ за 1994-1996 и 1998 гг. и анализирует дифференциацию заработной платы для различных социально-экономических подгрупп. К работникам частного сектора в работе отнесены самозанятые и занятые на частных предприятиях с численностью менее 200 человек, а все остальные работники — к государственному сектору. Автор признает проблему эндогенности при выборе индивидом работы в государственном или частном секторе, а также эндогенность занятости как таковой. Для борьбы с ними он применяет процедуру коррекции Хекмана, где участие в рабочей силе задается с помощью региональных характеристик занятости (наличие службы занятости, центра социальной защиты населения), а выбор сектора — с помощью таких характеристик, как наличие земельного участка в собственности индивида и доступность/качество банковских услуг.

Межсекторный разрыв в пользу частного сектора отмечен во всех группах, при этом максимальную «премию» получают наиболее молодые и образованные работники частного сектора. У городских жителей наблюдается положительный самоотбор в государственный сектор и отрицательный — в частный. Другими словами, индивиды, занятые в государственном секторе, зарабатывают больше, чем зарабатывал бы среднестатистический работник при попадании в госсектор. Именно поэтому межсекторный разрыв, полученный на основании стандартной МНК-модели, составляет 20% для мужчин (30% для женщин), а учет эндогенности занятости и выбора сектора увеличивает его до 97%. В заключение автор отмечает высокую чувствительность оценок межсекторного разрыва к учету самоотбора и подчеркивает необходимость осторожно трактовать результаты, полученные с помощью стандартной МНК-модели.

Влияние приватизации на распределение заработной платы работников государственных и приватизированных предприятий за 1993-1998 гг. анализируется в работе Э. Брейнерд (Brainerd, 2002). Автор использует две базы данных: ВЦИОМ и РМЭЗ-ВШЭ, преимущество первой — в возможности разделить приватизированные и частные предприятия. На основе стандартной МНК-модели, в которой принадлежность к тому или иному сектору фиксируется с помощью дам-ми-переменной, было выявлено, что работники приватизированных предприятий получают более высокую заработную плату по сравнению с сопоставимыми работниками государственных предприятий, а заработная плата работников частных предприятий выше, чем всех остальных. Однако преимущество приватизированных предприятий по сравнению с государственными в течение рассматриваемого периода постепенно сокращается. Признавая проблему эндогенности (наиболее способные работники могут «самоотбираться» в частный сектор), автор использует технику инструментальных переменных и не подтверждает гипотезу о положительном самоотборе работников в сектор приватизированных предприятий.

Б. Йованович и М. Локшин оценили межсекторный разрыв в Москве на основе данных «Обследования рабочей силы 1997 г.»⁸ (Jovanovic, Lokshin, 2004). Индивиды были отнесены к частному сектору, если работали на вновь созданных частных предприятиях, приватизированных предприятиях с наибольшей долей частных лиц и предприятиях других форм собственности (например, иностранной). Работники относились к государственному сектору, если заняты на госпредприятиях либо на приватизированных предприятиях, наибольшая доля в которых принадлежала государству. Для определения межсекторного разрыва, а также влияния различных характеристик индивида на выбор сектора и на заработную плату авторы использовали метод регрессии с переключением, где уравнение выбора сектора и два уравнения заработной платы⁹ оценивались одновременно с помощью FIML¹⁰. Для идентификации уравнения выбора авторы использовали три переменные — сектор занятости индивида до 1992 г., семейное положение и количество детей в домохозяйстве. Был выявлен 16-процентный межсекторный разрыв в пользу частного сектора. При этом межсекторный разрыв среди женщин оказался значительно выше, чем среди мужчин (18 против 14%), что можно объяснить заинтересованностью женщин в немонетарных льготах, которые в большей степени предоставляются в государственном секторе.

Авторы также отметили низкую отдачу от образования в обоих секторах и в качестве объяснений выдвинули гипотезы об избытке высококвалифицированной рабочей силы на рынке, а также о том, что знания и навыки, приобретенные в Советском Союзе, утратили свою ценность в новой экономической системе. В целом авторы продемонстрировали существенное влияние ненаблюдаемых характеристик на межсекторный разрыв. Кроме того, они пришли к выводу о положительном самоотборе работников в частный сектор и отрицательном — в государственный, что противоречит результатам Стиллмана (Stillman, 2000).

В 2006 г. В. Гимпельсон и А. Лукьянова опубликовали две работы о российских бюджетниках (Гимпельсон, Лукьянова, 2006a; 2006b). Первая построена на данных НОБУС за 2003 г., вторая — на данных РМЭЗ-ВШЭ за 2000-2003 гг. Достоинство первого источника заключается в репрезентативности данных по большинству регионов РФ и, следовательно, возможности проводить региональный анализ. В свою очередь, РМЭЗ-ВШЭ обладает панельной структурой и позволяет изучать межсекторную мобильность работников.

В первой работе авторы оценивают межсекторный разрыв с коррекцией на эндогенность выбора сектора (Гимпельсон, Лукьянова, 2006a). Для этого они используют два метода: регрессию с переключе-нием¹¹ и подбор контрольной группы. Респондента относят к категории бюджетников, если он занят в отраслях образования, здравоохранения либо государственного управления, а государство — единственный собственник его предприятия. Авторы находят значимый межсекторный разрыв в пользу небюджетного сектора, который сильно варьирует по группам и регионам. Межсекторный разрыв для женщин существенно выше, чем для мужчин, что согласуется с результатами Йовановича и Локшина, полученными на выборке по Москве (Jovanovic, Lokshin, 2004). Авторы также выявили, что «штраф» бюджетников по профессиональным группам сильно варьирует. Например, руководители оказались не самой обделенной группой (по некоторым оценкам, они получают выигрыш), что позволяет предполагать отсутствие стимулов с их стороны к реформированию бюджетных учреждений. Основная новизна работы состоит в изучении региональной дифференциации межсекторного разрыва. Авторы приходят к выводу, что «штраф» бюджетников увеличивается по мере роста благосостояния региона. Таким образом, политика на рынке труда должна быть дифференцированной, и одинаковое повышение оплаты труда работников в регионах не решит всех проблем бюджетников.

Во второй работе для оценки межсекторного разрыва в России в 2000-2003 гг. также используются различные эконометрические техники, корректирующие эндогенность выбора сектора: расширенная МНК-модель с учетом неденежных составляющих компенсационного пакета, регрессия с переключением и модель с фиксированными эффектами, возможность применения которой определяется панельной структурой данных (Гимпельсон, Лукьянова, 2006b). Для идентификации уравнения выбора используется лишь один инструмент — наличие в домохозяйстве детей младше семи лет. На основе всех рассмотренных методов авторы делают вывод, что работники бюджетной сферы получают более низкую заработную плату по сравнению с сопоставимыми работниками частного сектора, при этом более полный учет денежных и неденежных характеристик вознаграждения и ненаблюдаемых характеристик работников существенно снижает этот разрыв. Это согласуется с результатами Стиллмана, который подчеркивает высокую чувствительность оценок межсекторного разрыва к учету самоотбора (Stillman, 2000). При этом Гимпельсон и Лукьянова демонстрируют отрицательный самоотбор работников в бюджетный сектор, что частично согласуется с результатами Йовановича и Локшина, но противоречит результатам Стиллмана.

Шарунина (2013) повторяет исследование Гимпельсона и Лукьяновой (2006b), проводя анализ на более длительном интервале. Она анализирует различия в оплате труда работников бюджетного и небюджетного секторов на основании данных РМЭЗ-ВШЭ за 2000-2010 гг. с помощью стандартной МНК-модели и метода квантильных регрессий. Автор заимствует ранее принятую методологию выделения бюджетников — комбинацию отрасли и формы собственности. Отметим, что в данной работе метод квантильных регрессий был впервые применен для изучения межсекторного разрыва в России. Оценки, полученные на основе базовой и расширенной спецификаций¹², подтверждают существование значимого разрыва в пользу работников небюджетной сферы на протяжении всего периода наблюдений. Анализ на основании квантильных регрессий демонстрирует увеличение межсекторного разрыва по мере роста заработной платы. Это означает, что более способные работники бюджетного сектора имеют больший «штраф» по сравнению с менее способными. Автор приходит к выводу, что межсекторный разрыв для мужчин в среднем выше, чем для женщин, что противоречит ранее полученным результатам (Jovanovic, Lokshin, 2004; Гимпельсон и др., 2010). Результаты декомпозиции показывают, что ²/₃ межсекторного разрыва объясняется разницей в отдаче от индивидуальных характеристик работников, то есть в бюджетном и небюджетном секторах их оценивают по-разному.

В целом можно констатировать, что в более ранних работах изучались эффекты приватизации путем сравнения заработной платы работников приватизированных и государственных предприятий. В последнее десятилетие стали уделять больше внимания проблеме бюджетников, их заниженной, как принято считать, оплате труда и вытекающим из этого социальным и экономическим последствиям. Однако существующие на данный момент работы не лишены недостатков.

Во-первых, возникают сложности при сравнении результатов различных исследований, поскольку авторы используют различные методологии и подходы к определению занятых в частном и государственном секторах экономики. Например, Йованович и Локшин относят работников к частному сектору, если они работают на вновь созданных частных предприятиях, приватизированных предприятиях с наибольшей долей собственников — частных лиц и предприятиях других форм собственности (Jovanovic, Lokshin, 2004). Стиллман относит к частному сектору только самозанятых и занятых на частных предприятиях с численностью менее 200 человек (Stillman, 2000). Таким образом, у этих авторов расхождения в определении занятых в частном секторе возникают за счет самозанятых, занятых на частных предприятиях с численностью более 200 человек и занятых на приватизированных предприятиях. Поэтому сравнивать результаты двух указанных работ некорректно, хотя они относятся к одному периоду. В более поздних работах при выделении работников бюджетной сферы используются схожие определения, и сложности возникают лишь при сравнении результатов, полученных до и после 2003 г. из-за изменения российского классификатора видов деятельности с ОКОНХ на ОКВЭД.

Во-вторых, отметим довольно сильную дифференциацию оценок. На рисунке представлены оценки межсекторного разрыва заработной платы, полученные различными авторами при использовании разных методологий за 1994-2010 гг. Большинство оценок варьирует в пределах от 7 до 40%, при этом разрыв имеет тенденцию к снижению при более полном учете индивидуальных характеристик и характеристик рабочих мест. Так, стандартная МНК-модель в среднем дает разрыв 30%, а учет неденежных составляющих с помощью расширенной МНК-модели и ненаблюдаемых характеристик снижает его до 20% и меньше. Интересны результаты, полученные Стиллманом, — точка-«аутлайер» на рисунке: автор выявляет межсекторный разрыв 20%, а с учетом эндогенности выбора сектора он увеличивается до 97% (Stillman, 2000). Это объясняется положительным самоотбором в государственный сектор и отрицательным — в частный, то есть занятые в частном секторе работники зарабатывают меньше, чем зарабатывал бы среднестатистический работник в этом секторе. Именно поэтому учет эндогенности выбора сектора увеличивает разрыв, причем значительно. Оценки Стиллмана получены для 1994 — 1996 гг., в более поздние периоды другие авторы возвращаются к проблеме самоотбора. При этом выводы Йовановича и Локшина прямо противоположные: положительный самоотбор в частный сектор и отрицательный — в государственный (Jovanovic, Lokshin, 2004).

Гимпельсон и Лукьянова (2006a) возвращаются к проблеме самоотбора и, используя метод регрессии с переключением, получают отрицательный самоотбор работников в бюджетный сектор и отсутствие значимых результатов применительно к самоотбору в частный. Безусловно, существуют проблемы при использовании разных источников данных, временных интервалов, инструментов, применяемых для идентификации уравнения выбора. Тем не менее авторы не сравнивают свои результаты с результатами предыдущих исследований и не объясняют причины расхождений. Но проблема самоотбора непосредственно связана с качеством рабочей силы, занятой в государственном секторе. Если существует отрицательный самоотбор в государственный сектор, то это означает, что работники, обладающие необходимыми для производства общественных благ характеристиками, предпочитают устраиваться на работу в частный сектор, и наем квалифицированной рабочей силы в государственный сектор усложняется.

Ситуация с самоотбором — не единственная загадка. Йованович и Локшин (Jovanovic, Lokshin, 2004) и Гимпельсон и Лукьянова (2006a) приходят к выводу, что межсекторный разрыв среди женщин выше, чем среди мужчин, — это может объясняться большей чувствительностью женщин к немонетарным льготам в госсекторе. При этом Шарунина (2013) получает противоположный результат. Однако не ясно, связано это с разным набором объясняющих факторов или с тем, что рассматривались разные периоды. Конечно, получаемые результаты чувствительны к используемому методу и спецификации модели, но при получении противоречивых относительно предыдущих исследований результатов необходимо объяснить причины расхождений.

В-третьих, авторы не принимают во внимание не только ранее полученные результаты, но и разработанные методологии. Например, Гимпельсон и Лукьянова (2006b) при декомпозиции межсекторного разрыва на различные составляющие не учитывают эффект ненаблюдаемых характеристик, как в работе Стиллмана (Stillman, 2000), хотя применяемый ими метод регрессии с переключением для оценки разрыва позволяет это сделать. Стиллман четко обозначил проблему эндогенности выбора сектора и необходимость осторожно трактовать результаты, полученные с помощью МНК-модели. За последующие 14 лет авторы практически не возвращались к этой проблеме, то есть проблему эндогенности все упоминают, но никто не пытается ее решить. Нет ни одного исследования, посвященного изучению факторов выбора индивидом работы в государственном или частном секторе экономики, хотя в мировой литературе существует ряд исследований на эту тему (Christofides, Pashardes, 2002; Clark, Senik, 2006; Demoussis, Giannakopoulos, 2007; Pfeifer, 2011). Отметим также, что метод квантильных регрессий был впервые применен для изучения межсекторного разрыва в 1998 г. (Mueller, 1998) и в последующие годы активно использовался. В российской литературе к этой методологии обратились лишь 15 лет спустя (Шарунина, 2013), и были получены интересные и важные результаты: межсекторный разрыв увеличивается по мере роста заработной платы, то есть у государства возникают наибольшие сложности при найме высококвалифицированной рабочей силы.

В-четвертых, в работах, посвященных проблемам недоплаты бюджетникам, работники отраслей образования, здравоохранения и госуправления сравниваются со всеми остальными — работниками предприятий различных форм собственности, различных отраслей, квалифицированными и неквалифицированными, служащими, специалистами в различных областях и т. д. Безусловно, авторы пытаются решить проблему сильной дифференциации характеристик работников, принадлежащих к разным отраслям и профессиональным группам, применяя различные методы. Например, Гимпельсон и Лукьянова (2006a) используют метод подбора контрольной группы, максимально схожей по своим характеристикам с изучаемой. Тем не менее учесть все характеристики невозможно. Кроме того, в рамках ограниченного числа наблюдений слишком детальное разделение на группы вряд ли возможно, а учитывать весь компенсационный пакет шахтеров, учителей, врачей и других специалистов различных отраслей и квалификации для построения корректной оценки разрыва тоже нереально. Поэтому при изучении недоплаты учителям и врачам бюджетного сектора оптимально сравнивать их доходы с доходами сопоставимых специалистов — в идеале учителей и врачей в частном секторе. Подобный подход не решит проблему самоотбора в сектор, зато решит проблему отбора в профессию. Для такого подхода нужно расширить базу используемых данных, так как, например, в РМЭЗ-ВШЭ количества работников образования и здравоохранения частного сектора для проведения подобного исследования недостаточно.

Отметим еще два обстоятельства. Иностранные авторы мало интересуются проблемой межсекторного разрыва заработной платы в России. Возможно, это связано со спецификой имеющихся данных, хотя все опросники РМЭЗ-ВШЭ переведены на английский язык. Отсутствуют работы, посвященные межстрановым сравнениям межсекторного разрыва, включающим Россию. На данный момент в российской литературе нет ни одной структурной теоретической модели, изучающей факторы существования межсекторного разрыва заработной платы.

Но у российских исследований свои достоинства. Детально изучены институциональные механизмы формирования заработной платы бюджетников в России (Гимпельсон, Лукьянова, 2006a; 2006b; Шарунина, 2013). Рассмотрены причины несоблюдения принципа «превалирующей заработной платы», действующего в большинстве стран с развитой рыночной экономикой. Проанализированы механизмы определения базовой зарплаты бюджетников, привязанные к разряду ЕТС и МРОТ, на которые в конечном счете влияют доходность местных бюджетов и переговорная сила руководителей бюджетных организаций. Но подобный принцип формирования зарплаты в бюджетном секторе не объясняет длительного существования разрыва в пользу частного сектора, поскольку работникам — как рациональным экономическим агентам — ничего не мешает сменить место работы, если их что-то не устраивает. Если они этого не делают, то либо их все устраивает, либо есть факторы, препятствующие смене работы. Эти вопросы в литературе не освещаются. Основные результаты рассмотренных работ представлены в таблице 3.

Таблица З

Основные характеристики работ, изучающих разрыв зарплаты в частном и государственном секторах

Источник	Источник данных	Метод	Основные результаты
Stillman, 2000	РМЭЗ-ВШЭ	МНК-модель с коррекцией на участие в рабочей силе и выбор сектора; метод декомпозиции	1. Работники частного сектора получали более высокую заработную плату по сравнению с сопоставимыми работниками государственного сектора за период 1994-1998 гг., при этом максимальную «премию» получали наиболее молодые и образованные работники частного сектора. 2. Положительный самоотбор работников в государственный сектор и отрицательный — в частный.
Brainerd, 2002	ВЦИОМ РМЭЗ-ВШЭ	МНК-модель	1. Работники приватизированных предприятий получали более высокую заработную плату по сравнению с сопоставимыми работниками государственных предприятий за период 1993-1998 гг. 2. Работники частных предприятий получали более высокую заработную плату по сравнению с сопоставимыми работниками государственных и приватизированных предприятий за период 1993-1998 гг.
Jovanovic, Lokshin, 2004	Обследование рабочей силы (данные только по Москве);	Регрессия с переключением	1. В Москве в 1997 г. работники частного сектора получали более высокую заработную плату по сравнению с сопоставимыми работниками государственного сектора. 2. Межсекторный разрыв среди женщин был выше, чем среди мужчин. 3. Положительный самоотбор работников в частный сектор и отрицательный — в государственный.
Гимпельсон, Лукьянова, 2006а	НОБУС.	Регрессия с переключением; подбор контрольной группы	1. Значимый «штраф» бюджетников в России в 2003 г. 2. Сильная вариация «штрафа» бюджетников по группам и по регионам. 3. Межсекторный разрыв среди женщин выше, чем среди мужчин. 4. «Штраф» бюджетников увеличивается по мере роста благосостояния региона.
Гимпельсон, Лукьянова, 2006b	РМЭЗ-ВШЭ	Расширенная МНК-модель; регрессия с переключением; модель с фиксированными эффектами; метод декомпозиции	1. Непропорционально высокие доли женщин и сельских жителей в бюджетном секторе, а также более высокий уровень образования и длительный стаж работы работников бюджетной сферы. 2. Работники бюджетной сферы получали более низкую заработную плату по сравнению с сопоставимыми работниками частного сектора за период 2000-2003 гг. 3. Отдача от образования и квалификации выше в бюджетной сфере. 4. Отрицательный самоотбор работников в бюджетный сектор.
Гимпельсон и др., 2010	ОЗПП	МНК-модель	1. В 2007 г. лидировали по заработной плате предприятия с участием иностранного капитала (причем с большим отрывом), далее следовали предприятия, находящиеся в смешанной, частной, федеральной и региональной собственности, замыкали список муниципальные предприятия. 2. По всем формам собственности разрыв у женщин выше, чем у мужчин.
Шарунина, 2013"	РМЭЗ-ВШЭ	МНК-модель; модель квантильных регрессий; метод декомпозиции Мачадо—Мато	1. Работники бюджетной сферы получали более низкую заработную плату по сравнению с сопоставимыми работниками частного сектора за период 2000-2010 гг. 2. Межсекторный разрыв увеличивается по мере роста заработной платы. 3. Большая часть межсекторного разрыва объясняется разной отдачей от индивидуальных характеристик работников в двух секторах.

---

В статье рассмотрены исследования, посвященные межсекторному разрыву заработной платы в государственном и частном секторах российской экономики. Их авторы едины в том, что работники частного сектора получают более высокую заработную плату по сравнению с сопоставимыми работниками государственного сектора. Для определения размера «премии» применяют стандартную и расширенную МНК-модели, реже — методы, использующие инструментальные переменные, что обусловлено сложностью подбора необходимых инструментов на основе существующих данных. Получаемые оценки разрыва достаточно устойчивы, в основном лежат в интервале 20-40%, имея тенденцию к снижению при более полном учете индивидуальных характеристик и характеристик рабочих мест.

Разрыв заработной платы занятых в частном и государственном секторах экономики действительно существует. Корректно оценить его величину крайне непросто, основные сложности связаны с ограничениями статистических данных, проблемами самоотбора работников и пропущенными переменными. Ограничения статистических данных требуют особого внимания. На сегодня РМЭЗ-ВШЭ — практически единственный источник данных, на основе которого можно изучать проблему межсекторного разрыва. Существует также ОЗПП, но опросы проводятся раз в два года, не охватывают малое предпринимательство, данные не находятся в открытом доступе и не обладают панельной структурой. Абсолютное большинство исследований межсекторного разрыва построено на данных РМЭЗ-ВШЭ, соответственно проблемы этого источника сказываются на результатах всех исследований.

Применительно к межсекторному разрыву заработной платы государственного и частного секторов экономики на данный момент многие вопросы остаются открытыми. Существование устойчивой «премии» частного сектора в долгосрочном периоде может быть обусловлено лишь двумя причинами: наличием неучтенных характеристик работников и рабочих мест либо существованием барьеров для перехода из одного сектора в другой. Какая из них и в какой мере превалирует на российском рынке труда — остается не ясным. Большинство работ лишь документируют межсекторный разрыв, подсчитанный тем или иным методом, и анализируют его по различным социально-экономическим подгруппам. Отсутствуют исследования, посвященные изучению мотивации работников, причинам низкого качества предоставляемых государственным сектором услуг, проблемам перехода работников из государственного сектора в частный и наоборот. Это в значительной мере обусловлено ограниченностью данных.

Отметим, что в настоящее время ценность исследований, посвященных функционированию государственного сектора российской экономики, неуклонно возрастает. Совокупный фонд оплаты труда бюджетников составляет заметную долю консолидированного бюджета страны. Сокращение бюджета, вызванное падением цен на энергоресурсы, ставит на повестку дня вопрос снижения заработной платы бюджетников или уменьшения их количества. Ситуация усугубляется «майскими указами» президента о доведении к 2018 г. заработной платы учителей и врачей до уровня 200% от среднего заработка по региону, стимулировавшими реформы в области образования и здравоохранения. Эффективность этих реформ, получивших широкий резонанс в обществе, недостаточно исследована.

---

Автор выражает благодарность В. Е. Гимпельсону за ценные советы и комментарии.

---

¹ Различия между государственным, общественным и бюджетным секторами будут обсуждаться ниже. Эти термины не эквивалентные. Государственный сектор будет использоваться в тексте как наиболее общее и нейтральное понятие.

² Б. Мелли выявил 7-процентную «премию» для мужчин в частном секторе немецкой экономики (Melly, 2005); в более позднем исследовании утверждается, что немцы-мужчины зарабатывают больше в государственном секторе (Giordano et al., 2011). Противоречивые результаты получены для Греции (см.: Kanellopoulos, 1997; Papapetrou, 2006a).

³ Если участие в опросе оплачивается, то повышение дохода может увеличить вероятность респондента выбыть из обследования.

⁴ В англоязычной литературе — switching regression.

⁵ В англоязычной литературе — propensity score matching.

⁶ Например, на сайте НИУ ВШЭ: http://www.hse.ru/rlms.

⁷ До 2004 г. по ОКОНХ 93000 — культура и искусство, 95000 — наука и научное обслуживание. По ОКВЭД 11 — наука и культура.

⁸ Единичное обследование, проведенное в рамках «Обследования населения по проблемам занятости».

⁹ Предполагаются различные механизмы установления заработной платы в частном и государственном секторах, то есть различная отдача от наблюдаемых индивидуальных характеристик.

¹⁰ Этот метод аналогичен методологии работы: Stillman, 2000, за тем исключением, что он также учитывает эндогенность участия в рабочей силе.

¹¹ Используется три инструмента: наличие в домохозяйстве детей до 7 лет, наличие детей от 7 до 15 лет и переменная для занятости «сокращенное рабочее время».

¹² Расширенная спецификация включает наличие вторичной занятости и неденежные составляющие вознаграждения за труд.

---

Список литературы

Балацкий Е. В., Конышев В. А. (2005). Российская модель государственного сектора экономики. М.: Экономика. [Balatsky E. V., Konyshev V. A. (2005). Russian model of public sector of economy. Moscow: Ekonomika. (In Russian).]

Гимпельсон В., Лукьянова А. (2006a). «О бедном бюджетнике замолвите слово...»: межсекторные различия в заработной плате // Вопросы экономики. № 6. С. 81 — 106. [Gimpelson V., Lukyanova A. (2006a). Are public servants underpaid in Russia? Estimating the public—private wage gap. Voprosy Ekonomiki, No. 6, pp. 81 — 106. (In Russian).]

Гимпельсон В., Лукьянова А. (2006b). Быть бюджетником в России: удачный выбор или несчастная судьба? // Экономический журнал ВШЭ. Т. 10, № 4. С. 557—589. [Gimpelson V., Lukyanova A. (2006b). To be a public servant in Russia: Lucky choice or bad luck? Ekonomicheskii Zhurnal VShE, Vol. 10, No. 4, pp. 557—589. (In Russian).]

Гимпельсон В. Е., Капелюшников Р. И. (ред.) (2007). Заработная плата в России: эволюция и дифференциация. М.: Издательский дом ГУ ВШЭ. [Gimpelson V. E., Kapeliushnikov R. I. (eds.) (2007). Wages in Russia: Evolution and differentiation. Moscow: HSE Publ. (In Russian).]

Гимпельсон В., Капелюшников Р., Лукьянова А., Рыжикова З., Куляева Г. (2010). Формы собственности в России: различия в заработной плате // Журнал Новой экономической ассоциации. № 5. С. 48—72. [Gimpelson V., Kapeliushnikov R., Lukyanova A., Ryzhikova Z., Kulyaeva G. (2010). Forms of property in Russia: Wage differentials. Zhurnal Novoi Ekonomicheskoi Assotsiatsii, No. 5, pp. 48—72. (In Russian).]

Шарунина А. (2013). Является ли российский «бюджетник» неудачником? Анализ межсекторных различий в оплате труда // Экономический журнал ВШЭ. Т. 17, № 1. С. 75 — 107. [Sharunina A. (2013). Are Russian public servants losers? The analysis of inter-sector wage differentials. Ekonomicheskii Zhurnal VShE, Vol. 17, No. 1, pp. 75 — 107. (In Russian).]

Adamchik V., Bedi A. (2000). Wage differentials in the public and the private sector: Evidence from an economy in transition. Labor Economics, Vol. 7, No. 2, pp. 203—224.

Almlund M., Duckworth A., Heckman J., Kautz T. (2011). Personality psychology and economics. In: Handbook of Economics of Education, Vol. 4. Amsterdam: North-Holland, pp. 1 — 181.

Beaudry P., DiNardo J. (1991). The effect of implicit contracts on the movement of wages over the business cycle: Evidence from micro data. Journal of Political Economy, Vol. 99, No. 4. pp. 665 — 688.

Becker G. (1964). Human capital: A theoretical and empirical analysis, with special reference to education. N. Y.: National Bureau of Economic Research.

Blanchflower D., Oswald A. (1994). The wage curve. Cambridge, MA: MIT Press.

Borjas G. (2003). The wage structure and the sorting of workers into the public sector. In: J. D. Donahue, J. S. Nye (eds.). For the people: Can we fix public service? Washington, DC: Brookings Institution Press, pp. 29 — 54.

Brainerd E. (2002). Five years after: The impact of mass privatization on wages in Russia, 1993 — 1998. Journal of Comparative Economics, Vol. 30, No. 1, pp. 179 — 190.

Cai L., Liu A. (2011). Public—private sector wage gap in Australia: Variation along the distribution. British Journal of Industrial Relations, Vol. 49, No. 2, pp. 362—390.

Christofides L., Pashardes P. (2002). Self/paid-employment, public/private sector selection, and wage differentials. Labor Economics, Vol. 9, No. 6, pp. 737—762.

Clark A., Senik C. (2006). The (unexpected) structure of rents on the French and British labour markets. Journal of Socio-Economics, Vol. 35, No. 2, pp. 180 — 196.

Demoussis M., Giannakopoulos N. (2007). Exploring job satisfaction in private and public employment: Empirical evidence from Greece. Labour, Vol. 21, No. 2, pp. 333—359.

Dustmann C., van Soest A. (1998). Public and private sector wages of male workers in Germany. European Economic Review, Vol. 42, No. 8, pp. 1417—1441.

Falaris E. (2004). Private and public sector wages in Bulgaria. Journal of Comparative Economics, Vol. 32, No. 1, pp. 56—72.

Gannon R., Nolan B. (2004). Inter-industry wage differentials in Ireland. Economic and Social Review, Vol. 35, No. 2, pp. 157—182.

Giordano R., Depalo D., Pareira M., Eugene B., Papapetrou E., Perez J., Reiss L., Roter M. (2011). The public sector pay gap in a selection of euro area countries. European Central Bank Working Papers, No. 1406.

Gorodnichenko Y., Sabirianova Peter K. (2007). Public sector pay and corruption: Measuring bribery from micro data. Journal of Public Economics, Vol. 91, No. 5 — 6, pp. 963 — 991.

Gunderson M. (1979). Earnings differentials between the private and public sectors. Canadian Journal of Economics, Vol. 12, No. 2, pp. 228—242.

Hamermesh D., Biddle J. (1994). Beauty and the labor market. American Economic Review, Vol. 84, No. 5, pp. 1174 — 1194.

Hartog J., Oosterbeek H. (1993). Public and private sector wages in the Netherlands. European Economic Review, Vol. 37, No. 1, pp. 97—114.

Heckman J., Sedlacek G. (1985). Heterogeneity, aggregation, and market wage functions: An empirical model of self-selection in the labor market. Journal of Political Economy, Vol. 93, No. 6, pp. 1077—1125.

Hyder A., Reilly B. (2005). The public and private sector pay gap in Pakistan: A quantile regression analysis. The Pakistan Development Review, Vol. 44, No. 3, pp. 271—306.

Jovanovic B., Lokshin M. (2004). Wage differentials between the state and private sectors in Moscow. Review of Income and Wealth, Vol. 50, No. 1, pp. 107—123.

Judge T., Cable D. (2004). The effect of physical height on workplace success and income: Preliminary test of theoretical model. Journal of Applied Psychology, Vol. 89, No. 3, pp. 428 — 441.

Jürges H. (2002). The distribution of the German public—private wage gap. Labour, Vol. 16, No. 2, pp. 347—381.

Kanellopoulos C. (1997). Public—private wage differentials in Greece. Applied Economics, Vol. 29, No. 8, pp. 1023 — 1032.

Katz L., Summers L. (1989). Industry rents: evidence and implications. Brooking Papers on Economic Activity: Microeconomics, pp. 209—275.

Knight F. (1921). Risk, uncertainty, and profit. N. Y.: Houghton Mifflin.

Krueger A., Summers L. (1988). Efficiency wages and inter-industry wage structure. Econometrica, Vol. 56, No. 2, pp. 259—293.

Lassibille G. (1998). Wage gaps between the public and private sectors in Spain. Economics of Education Review, Vol. 17, No. 1, pp. 83 — 92.

Leontaridi M. (1998). Segmented labour markets: Theory and evidence. Journal of Economic Surveys, Vol. 12, No. 1, pp. 63 — 101.

Lucifora C. (1993). Inter-industry and occupational wage differentials in Italy. Applied Economics, Vol. 25, No. 8, pp. 1113 — 1124.

Lucifora D., Meurs D. (2006). The public sector pay gap in France, Great Britain and Italy. Review of Income and Wealth, Vol. 52, No. 1, pp. 43 — 59.

Melly B. (2005). Public—private sector wage differentials in Germany: Evidence from quantile regression. Empirical Economics, Vol. 30, No. 2, pp. 505 — 520.

Mincer J. (1997). The production of human capital and the life cycle of earnings: Variations on a theme. Journal of Labor Economics, Vol. 15, No. 1, pp. S26 — S47.

Mueller R. (1998). Public—private wage differentials in Canada: Evidence from quantile regressions. Economics Letters, Vol. 60, No. 2, pp. 229—235.

Panizza U., Qiang C. Z.-W. (2005). Public—private wage differential and gender gap in Latin America: Spoiled bureaucrats and exploited women? Journal of Socio-Economics, Vol. 34, No. 6, pp. 810 — 833.

Papapetrou E. (2006a). The unequal distribution of the public—private sector wage gap in Greece: Evidence from quantile regression. Applied Economics Letters, Vol. 13, No. 4, pp. 205—210.

Papapetrou E. (2006b). The public—private sector pay differentials in Greece. Public Finance Review, Vol. 34, No. 4, pp. 450 — 473.

Persico N., Postlewaite A., Silverman D. (2004). The effect of adolescent experience on labor market outcomes: The case of height. Journal of Political Economy, Vol. 112, No. 5, pp. 1019 — 1053.

Pfeifer C. (2011). Risk aversion and sorting into public sector employment. German Economic Review, Vol. 12, No. 1, pp. 85 — 99.

Rees H., Shan A. (1995). Public—private sector wage differentials in the UK. Manchester School, Vol. 63, No. 1, pp. 52 — 68.

Rosen S. (1986). The theory of equalizing differences. In: O. Ashenfelter, D. Card (eds.). Handbook of Labor Economics, Vol. 1. North-Holland; Elsevier, pp. 641 — 692.

Roy A. (1951). Some thoughts of the distribution of wages. Oxford Economic Papers, Vol. 3, No. 2, pp. 135 — 146.

Salop S. (1979). A model of the natural rate of unemployement. American Economic Review, Vol. 69, No. 1, pp. 117—125.

Schultz T. (1961). Investment in human capital. American Economic Review, Vol. 51, No. 1, pp. 1 — 17.

Shapiro D., Stiglitz J. (1984). Equilibrium unemployment as a worker discipline device. American Economic Review, Vol. 74, No. 3, pp. 433—444.

Stillman S. (2000). The determinants of private and government sector earnings in Russia. RAND Labor and Population Working Paper, No. 00-17.

Van Rijckeghem C., Weder B. (2001). Bureaucratic corruption and the rate of temptation: Do wages in the civil service affect corruption, and by how much? Journal of Development Economics, Vol. 65, No. 2, pp. 307—331.