Изменение статуса на рынке труда в период пандемии COVID-19 и субъективное благополучие россиян

И. Э. Соболева
Б. О. Соколов

Пандемия коронавируса привела к экономическому кризису и сильно повлияла на рынок труда. Многие лишились работы или испытали нисходящую мобильность; увеличилась доля людей, работающих из дома (Acemoglu et al., 2020; Bonacini et al., 2021). Уже в первую волну пандемии 43% населения России ощутили заметное снижение доходов (Логинов, 2020). Многие опасались потерять работу; около ¹/₃ жителей страны (32%) были вынуждены искать альтернативную работу или подработку (Логинов, 2020). Как разнообразные пертурбации на рынке труда в ходе пандемии повлияли на субъективное благополучие людей?

В кризисные периоды субъективное благополучие всегда снижается (Helliwell et al., 2014). В период эпидемического кризиса, который затрагивает не только материальные аспекты жизнедеятельности, но и здоровье и образ жизни, этот негативный эффект может быть сильнее, а восприятие последствий ухудшения ситуации на рынке труда — острее.

Логично предположить, что потеря работы или переход на неполный рабочий день могут отрицательно сказаться на субъективном благополучии. Во-первых, это ведет к снижению уровня материального благосостояния. Во-вторых, потеря работы существенно меняет образ жизни и снижает уверенность в завтрашнем дне. Последствия перехода на дистанционную занятость менее очевидны: с одной стороны, удаленный режим размывает границу между личной жизнью и работой; с другой — позволяет высвободить время, затрачиваемое на дорогу.

В то же время и субъективное благополучие само по себе, и вероятность изменения статуса на рынке труда в период пандемии зависят от многих факторов, в том числе социально-демографических характеристик (Mohring et al., 2020; Yerkes et al., 2020), индивидуальных ценностей и личностных черт (Haslam et al., 2009). Поэтому изменение статуса на рынке труда может по-разному влиять на субъективное благополучие разных категорий населения.

Цель данного исследования — изучить связи между изменением статуса на рынке труда и субъективным благополучием граждан России на начальном этапе пандемии COVID-19 (март—июнь 2020 г.). Рассматриваются как прямое взаимодействие различных вариантов изменения трудового статуса (потеря работы или бизнеса, переход на неполный рабочий день или на удаленную работу) на субъективное благополучие, так и возможная опосредующая роль в этих процессах социально-демографических и личностных характеристик.

Статус на рынке труда и субъективное благополучие

Работа выступает одной из ключевых детерминант субъективного благополучия (Argyle, 2001; Radcliff, 2005; Kalleberg, 2011; Karabchuk, Soboleva, 2020). Ее потеря существенно снижает его уровень (Hald Andersen, 2009; Oesch, Lipps, 2013), особенно у мужчин (van der Meer, 2014). Потеря работы одним из партнеров уменьшает субъективное благополучие обоих партнеров (Esche, 2020). Вынужденная неполная занятость также ведет к снижению его уровня. Этот эффект сильнее проявляется у женщин (Allan et al., 2020). Впрочем, люди с более высоким доходом могут быть меньше подвержены негативному влиянию потери работы или сокращения заработной платы.

Эффекты удаленной работы оцениваются противоречиво. По мнению ряда авторов, занятые дистанционно больше довольны своей работой (Binder, 2016; Wheatley, 2017; Reuschke, 2019). Другие исследования выявили, что удаленный режим связан с меньшей удовлетворенностью жизнью, особенно при наличии детей (Song, Gao, 2020). В ситуации масштабного социального кризиса влияние удаленной работы на субъективное благополучие может отличаться от такового в нормальных условиях. Так, в ходе пандемии в Германии снизилась удовлетворенность работой среди матерей и тех, у кого нет детей; для отцов изменений не выявлено. Однако сама по себе удаленная работа не оказывала влияния на субъективное благополучие (Mohring et al., 2020).

С теоретической точки зрения характер воздействия удаленной занятости на субъективное благополучие также неоднозначен. С одной стороны, такой режим не предполагает живого общения с коллегами; исчезает фактор смены обстановки; сложнее разделять работу и досуг; в маленьких квартирах непросто создать комфортную рабочую среду. С другой стороны, работая из дома, можно не тратить время на дорогу, самостоятельно регулировать темп работы, больше времени проводить с семьей; также снижается риск заразиться коронавирусом.

Переход на удаленный режим может по-разному влиять на субъективное благополучие разных категорий населения. Вероятно, у женщин в таком случае оно упадет сильнее, поскольку у них больше домашних обязанностей. Другие потенциально уязвимые категории — состоящие в браке и имеющие детей: так, в Нидерландах в 2020 г. у пар с детьми снизилась удовлетворенность балансом личной жизни и работы (Yerkes et al., 2020).

Эффект изменения трудового статуса может зависеть от индивидуальных ценностей и от личностных черт. Ценности — это базовые мотивации и цели человека, во многом определяющие его поведение, в том числе реакцию на экстремальные события (наподобие потери работы). В настоящем исследовании используется концепция базовых ценностей Ш. Шварца (Schwartz, 1992), выделяющая четыре основных типа: ценности сохранения (conservation), самопреодоле-ния (self-transcendence), открытости изменениям (openness to change) и самоутверждения (self-enhancement). Было показано, что ценности открытости изменениям сопряжены с более высоким уровнем субъективного благополучия, а сохранения — с более низким (Bobowik et al., 2011; Oishi et al., 1999; Ryan, Deci, 2001; Ryff, 1989; Le, 2011). Влияние ценностей самопреодоления и самоутверждения на субъективное благополучие выражено слабее (Bobowik et al., 2011).

Исследований, рассматривающих связь статуса на рынке труда и субъективного благополучия у индивидов с разными ценностями, не проводилось. Можно предположить, что у лиц с выраженными ценностями открытости и самопреодоления снижение удовлетворенности жизнью из-за негативных изменений на рынке труда в ходе пандемии будет небольшим, так как у них ниже уровень беспокойства и тревожности (Schwartz, 2007). Для тех, у кого выражены ценности самопреодоления, также характерен фокус на других людях, что позволяет им легче переживать тяжелые ситуации. Приоритет ценностей сохранения и особенно самоутверждения, напротив, должен усиливать воздействие негативных изменений на рынке труда на удовлетворенность жизнью.

Личностные черты могут оказывать влияние как на субъективное благополучие, так и на восприятие кризисных ситуаций. Согласно модели «большая пятерка» (Big Five), личность человека представляется как совокупность пяти относительно независимых друг от друга измерений: экстраверсия, доброжелательность, добросовестность, нейротизм, открытость опыту (Goldberg, 1990; McCrae, Costa, 2008). Существующие исследования показывают, что в наибольшей степени с субъективным благополучием коррелируют экстраверсия и нейротизм; чуть меньше — добросовестность (Hayes, Joseph, 2003). На российских данных было установлено, что все пять черт связаны с удовлетворенностью жизнью, при этом наиболее сильно — нейротизм; далее следуют открытость новому опыту и добросовестность (Гимпельсон и др., 2020).

Как и в случае с ценностями Шварца, исследований влияния положения на рынке труда на субъективное благополучие лиц с разными личностными характеристиками практически нет. Можно допустить, что лица с высоким уровнем экстраверсии будут сильнее переживать как из-за полной или частичной потери работы, так и из-за перехода на удаленный режим. Открытость опыту, напротив, позволит легче переносить изменения.

Данные и методы

Эмпирическую основу настоящего исследования составили материалы первой волны международного проекта «Ценности в кризисе» (ЦБК), нацеленного на изучение социетальных последствий пандемии COVID-19 в сравнительной перспективе. Анкета ЦБК базируется на опросниках «Всемирного исследования ценностей» (Haerpfer et al., 2020) и «Европейского социального исследования» (EVS, 2020). В проекте на текущий момент участвуют 18 стран, но здесь рассматриваются только данные по России, собранные в середине июня 2020 г. с помощью онлайн-панели компании OMI (Online Market Intelligence)¹. Размер выборки составляет 1527 человек в возрасте от 18 лет. Благодаря использованию квот, она точно воспроизводит половозрастную структуру населения России по данным переписи 2010 г., но в ней недостаточно представлены респонденты с низким уровнем образования и из сельской местности.

Наиболее распространенным индикатором субъективного благополучия, который используется и в опроснике ЦВК, является удовлетворенность жизнью. Она измеряется с помощью стандартного вопроса:

• «Принимая во внимание все стороны жизни, насколько Вы удовлетворены... своей жизнью в целом? Поместите Ваше мнение на 10-балльной шкале» (1 означает «совершенно не удовлетворен», а 10 — «полностью удовлетворен»).

Хотя эта переменная не интервальная, в международных исследованиях для ее моделирования обычно применяют стандартную МНК-регрессию. При этом диагностика описываемых ниже регрессионных моделей показала, что для большинства из них наблюдаются гетероскедастичность и ненормальность распределения остатков (но не мультиколлинеарность). Поэтому использовались стандартные ошибки, устойчивые к гетероскедастичности и ненормальности (тип НС4).

Среднее значение зависимой переменной — 5,85 (ст = 2,48), третье с конца из 18 стран — участниц первой волны ЦВК. Впрочем, Россия в целом отличается низким уровнем субъективного благополучия. По данным последней волны «Всемирного исследования ценностей», РФ по среднему уровню удовлетворенности жизнью с оценкой 6,57 из 10 занимает 41-е место из 51, а по данным волны 2017—2019 гг. «Европейского исследования ценностей» — 32-е место из 34 (6,45).

Изменение трудового статуса респондентов фиксировалось с помощью блока вопросов о том, происходили ли с ними во время пандемии коронавируса следующие события: потеря работы, вынужденное закрытие бизнеса, вынужденный переход на неполный рабочий день или на удаленную работу из дома. Каждый вопрос предполагал только два варианта ответа: «Да», «Нет». Потеря работы и вынужденное закрытие бизнеса были объединены в одну категорию (в дальнейшем обозначается «потеря работы»): респонденту присваивалось значение «Да», если он дал положительный ответ хотя бы на один из двух соответствующих вопросов.

О потере работы за период с начала пандемии по середину июня 2020 г. заявили 186 (12,2%) респондентов, о переходе на неполный рабочий день — 201 (13,2%) респондент, об опыте удаленной работы — 335 (21,9%) респондентов. При этом 53 (3,5%) человека отметили, что за указанный период и потеряли работу, и перешли на неполный рабочий день; 42 (2,8%) — что потеряли работу и работали из дома; 90 (5,9%) — что перешли на неполный рабочий день и работали из дома.

В качестве потенциальных социально-демографических модераторов воздействия смены статуса на рынке труда на удовлетворенность жизнью рассматривались пол (М/ Ж: 46,8/53,2%), возраст (д = 45,7, ст = 14,4), наличие высшего образования (нет/да: 60,5/ 39,5%), семейный статус (состоит в браке или нет: 67,2/ 38,2%), наличие детей (нет/один ребенок/два и более детей: 27,5/ 31,5/41%), месячный доход семьи (порядковая переменная с 10 значениями; трактуется как интервальная: медиана = 2, д = 2,8, ст = 1,9), живет респондент в городе или сельской местности (86,8/13,2%), а также опыт непосредственного столкновения с COVID-19 (нет/да: 86,4/13,6%)². Для измерения ценностей Шварца использовался портретный опросник (PVQ-21: Schwartz, 2007. Р. 191); для «большой пятерки» — краткий личностный опросник BFI-10 (Rammstedt, John, 2007).

Основные результаты

Как и ожидалось, потеря работы или бизнеса негативно влияет на удовлетворенность жизнью, хотя этот эффект слабый и не вполне устойчивый. Модель 1 в таблице 1 показывает оценки коэффициентов для базовой спецификации, в которую включены переменные, отражающие влияние трех типов изменения трудового статуса, а также социально-демографические контроли. Эффект потери работы значим только на уровне а = 0,1 (p-value = 0,082), однако стандартизованное значение данного коэффициента -0,168 (или -0,404 по шкале от 1 до 10) может свидетельствовать о наличии связи между этим фактором и удовлетворенностью жизнью. Оценки регрессионных коэффициентов для перехода на неполный рабочий день и удаленной работы статистически не отличаются от нуля. Таким образом, из трех рассматриваемых типов изменения трудового статуса только потеря работы коррелирует с удовлетворенностью.

Анализ взаимодействий между потерей работы и социально-демографическими/личностными характеристиками респондентов выявил ряд значимых (на уровне а = 0,1) результатов. В соответствии с методологическими рекомендациями по анализу и описанию эффектов взаимодействия (Brambor et al., 2006; Hainmueller et al., 2019), информация, представленная в регрессионных таблицах (модели 2 — 5 в табл. 1 и модели 2 и 4 в табл. 2), дополняется визуализацией всех значимых взаимодействий (рис. 1 онлайн-приложения³).

Модераторами связи между удовлетворенностью жизнью и потерей работы выступают такие факторы, как наличие детей, ценности самоутверждения и добросовестность. Среди тех, кто потерял работу в ходе первой волны, наблюдается положительная зависимость среднего уровня удовлетворенности жизнью (который в целом ниже, чем в группе непострадавших) от количества детей: ее условное ожидаемое значение для не имеющих детей равняется 4,24 [3,46 — 5,01]; для респондентов с одним ребенком — 4,98 [4,17 — 5,79]; для респондентов с двумя и более детьми — 5,51 [4,70 — 6,32] (модель 2 в табл. 1 и рис. 1а онлайн-приложения)⁴. Среди тех, кто не сообщил о потере работы, уровень удовлетворенности не зависит от наличия и количества детей.

Таблица 1

Связь между потерей работы/бизнеса и удовлетворенностью жизнью (регрессионный анализ)

Примечание. В таблице представлены нестандартизованные МНК-оценки регрессионных коэффициентов. В скобках указаны значения стандартных ошибок, устойчивых к гетеро-скедастичности (НС4); *** р < 0,01, ** р < 0,05, * р < 0,1.

Источник: расчеты авторов.

Смягчающий эффект наличия детей фиксируется и с помощью альтернативного индикатора. У респондентов, сидевших дома с детьми во время пандемии, ожидаемый уровень благополучия в случае потери работы был значимо выше: 5,59 [4,83 — 6,35] против 4,49 [3,87—5,11] у тех, кто с детьми не сидел. Среди не терявших работу респондентов различия между двумя группами были небольшими (модель 3 в табл. 1 и рис. 16 онлайн-приложения).

В отличие от наличия детей, ценности самоутверждения усиливают отрицательную связь между потерей работы и удовлетворенностью жизнью. При их изменении с минимального показателя до максимального ожидаемое значение удовлетворенности жизнью снижается на 1,68 среди не потерявших работу (18,7% от теоретического диапазона шкалы удовлетворенности жизнью) и на 4,77 (53% шкалы от 1 до 10) среди тех, кто о таком опыте сообщил (модель 4 в табл. 1 и рис. 1в онлайн-приложения).

Высокие значения по шкале добросовестности, напротив, ассоциируются с меньшими различиями в удовлетворенности жизнью между потерявшими и не потерявшими работу. Более того, при низких значениях добросовестности удовлетворенность жизнью значимо меньше в первой группе, а при высоких — во второй (хотя и незначительно). При изменении добросовестности с минимального показателя до максимального ожидаемое значение удовлетворенности жизнью возрастает на 4,18 — с2,37 [1,03—3,71] до 6,55 [5,50—7,60] в первой группе (46,4% от теоретического диапазона шкалы). Во второй группе рост более скромный: всего на 1,67 (18,6% шкалы) (модель 4 в табл. 1 и рис. 1г онлайн-приложения).

Что касается потенциальных модераторов эффектов перехода на неполный рабочий день и удаленный режим, значимые взаимодействия удалось обнаружить только между указанными переменными и наличием детей. Среди тех, кто не сообщил о вынужденном переходе на неполный рабочий день, количество детей положительно (хотя и слабо) коррелирует с удовлетворенностью жизнью: условные ожидаемые значения равняются 5,25 [4,88 — 5,63], 5,32 [4,90 — 5,74] и 5,63 [5,21 — 6,05] для бездетных респондентов, имеющих одного и двух и более детей соответственно. Среди тех, кто отметил такой опыт в начальный период пандемии, наблюдается обратная тенденция: наиболее высокий ожидаемый уровень удовлетворенности жизнью среди не имеющих детей — 6,24 [5,37—7,12]. Для имеющих одного ребенка соответствующее значение существенно ниже: 5,54 [4,69 — 6,39]. Для респондентов с двумя и более детьми оно еще меньше: 5,33 [4,65 — 6,02] (модель 2 в табл. 2 и рис. 1д онлайн-приложения).

Таблица 2

Связь между переходом на неполный или удаленный рабочий день и удовлетворенностью жизнью (регрессионный анализ)

Примечание. В таблице представлены нестандартизованные МНК-оценки регрессионных коэффициентов. В скобках указаны значения стандартных ошибок, устойчивых к гетероске-дастичности (НС4). В моделях 1 и 2 учитывались только респонденты, не заявившие о потере работы. В моделях 3 и 4 учитывались только респонденты, не заявившие о потере работы или переходе на неполную занятость; *** р < 0,01, ** р < 0,05, * р < 0,1.

Источник: расчеты авторов.

В случае удаленной занятости ситуация похожая: удовлетворенность жизнью респондентов, которым в марте—июне 2020 г. не пришлось работать из дома, в целом положительно связана с наличием детей. Ее ожидаемое значение для представителей данной группы, не имеющих детей, равняется 5,12 [4,68 — 5,55]; для имеющих одного ребенка — 5,33 [4,90 — 5,77]; для имеющих двух и более детей — 5,63 [5,19 — 6,07]. Среди тех, кто подобный опыт имел, наличие детей ассоциируется с более низким уровнем удовлетворенности жизнью, хотя связь и не выглядит линейной. Если для респондентов с одним ребенком ожидаемое значение зависимой переменной на 0,55 ниже, чем для бездетных, то для имеющих двух и более детей указанное различие заметно меньше — всего 0,23: соответственно 5,10 [4,36 — 5,83] и 5,42 [4,71 — 6,12] против 5,65 [5,02 — 6,29] (модель 4 в табл. 2 и рис. 1е онлайн-приложения). Эти результаты свидетельствуют о наличии нетривиальных связей между удовлетворенностью жизнью, различными типами изменения трудового статуса и наличием детей.

Роль детей: дополнительный анализ

Для лучшего понимания природы обнаруженных взаимодействий между изменением статуса на рынке труда и наличием детей был построен ряд дополнительных моделей для под выборок, выделенных на основании пола и возраста⁵. По возрасту все респонденты были разбиты на две категории: (1) до 35 лет включительно и (2) старше указанного возраста⁶. Также было проверено предположение о том, что взаимодействие между изменением трудового статуса и наличием детей может проявляться по-разному внутри каждой возрастной группы в зависимости от пола. Таким образом, описываемые в данном разделе результаты основаны на регрессионных моделях для восьми подвыборок (М, Ж, < 35, > 35 и попарные сочетания указанных значений) для каждого из трех рассматриваемых видов изменения трудового статуса в качестве целевых предикторов⁷. Ниже обсуждаются только статистически значимые результаты.

1. Во-первых, не удалось обнаружить гендерные различия во влиянии на субъективное благополучие связи различных видов изменения трудового статуса и числа детей. Более того, не наблюдается устойчивых различий между мужчинами и женщинами и внутри возрастных групп (исключая случай с переходом на удаленную работу для молодых респондентов; см. ниже). Впрочем, такой результат можно частично объяснить низкой мощностью тестов на значимость из-за дробления исходной выборки.
2. Во-вторых, наличие детей не оказывает значимого нейтрализующего влияния на удовлетворенность жизнью при потере работы для молодых респондентов, но обладает таким эффектом в категории старше 35 лет (рис. 2а онлайн-приложения). Среди «взрослых» респондентов можно увидеть положительную зависимость уровня субъективного благополучия от числа детей среди тех, кто лишился работы — соответствующие условные ожидания равны 3,65 [2,04 — 5,27] у бездетных против 4,81 [3,74—5,87] у имеющих одного ребенка и 5,69 [4,77—6,62] у имеющих двух и более детей.
3. В-третьих, наличие детей связано с пониженным субъективным благополучием при переходе на неполный рабочий день только среди молодых респондентов (рис. 26 онлайн-приложения). Данный эффект особенно выражен в группе имеющих одного ребенка: 3,68 [0,99 — 6,36] против 6,80 [5,43 — 8,17] среди не имеющих детей. Среди молодых респондентов, перешедших на неполную занятость и имеющих двух и более детей, субъективное благополучие также ниже, чем среди бездетных представителей этой категории, но разница статистически незначима. При этом среди молодых респондентов, не сообщивших о переходе на неполный рабочий день, различия в удовлетворенности жизнью по признаку количества детей минимальные.
4. В-четвертых, среди молодежи наблюдается обратная связь между числом детей и субъективным благополучием при работе из дома (рис. 2в онлайн-приложения). Для бездетных представителей данной группы ожидаемое значение удовлетворенности жизнью составляет 6,10 [5,28 — 6,93], для имеющих одного ребенка — 5,15 [4,15 — 6,15], для имеющих двух и более детей — 4,82 [3,37—6,26]. Среди респондентов до 35 лет, не сообщивших о переходе на удаленную работу, эта связь положительная: 5,22 [4,60—5,84], 5,60 [4,82 — 6,38] и 5,94 [5,04 — 6,85]. Интересно, что данное взаимодействие в основном проявляется среди молодых мужчин (рис. 2г онлайн-приложения), но не среди женщин.

Обсуждение результатов

Представленные данные показывают, что на начальном этапе пандемии в России различные изменения трудового статуса мало сказывались на субъективном благополучии. Переход на неполный рабочий день и работа из дома оказались не связаны прямо с субъективным благополучием. Люди, потерявшие работу или закрывшие бизнес во время пандемии коронавируса, были менее удовлетворены жизнью, чем те, с кем этого не произошло, но данный эффект является слабым. Кроме того, его каузальный статус может быть поставлен под сомнение, так как для оценки использовалась обычная кросс-секционная МНК-регрессия, а не специализированные методы статистического причинно-следственного вывода⁸.

Что касается модерации связи между положением на рынке труда и субъективным благополучием, многие выдвинутые предположения также не подтвердились. Вопреки ожиданиям, влияние изменения трудового статуса на субъективное благополучие не связано с большинством социально-демографических и личностных характеристик.

Наиболее интересным результатом в этом отношении оказалась опосредующая роль наличия детей. Потеря работы или бизнеса сильнее снижает субъективное благополучие у респондентов без детей и не оказывает влияния на субъективное благополучие у респондентов с детьми. Впрочем, этот эффект проявляется только среди респондентов старше 35 лет. Видимо, в данной группе значимую долю составляют те, у кого взрослые дети вносят свою долю в бюджет семьи, тем самым частично компенсируя выпадение дохода из-за увольнения.

При переходе на неполный рабочий день или удаленную работу наличие детей ассоциируется с более низким субъективным благополучием; среди тех, кто не испытывал данных изменений, связь между наличием детей и субъективным благополучием положительная. Эти корреляции, однако, выражены только в группе молодых респондентов, причем в случае дистанционной работы — только среди молодых мужчин, поэтому логично предположить, что речь идет о маленьких детях. Применительно к дистанционной работе обнаруженную закономерность можно объяснить тем, что дети могут отвлекать от работы и мешать сосредоточиться. Механизм эффекта взаимодействия между наличием детей и неполной занятостью в свете имеющихся данных представляется неясным.

Потеря работы или вынужденное закрытие бизнеса во время пандемии коронавируса сильнее влияют на субъективное благополучие лиц с выраженными ценностями самоутверждения. Для данной категории характерен фокус на себя (а не на других) и высокий уровень тревожности, что усиливает негативный эффект шоков на рынке труда. Кроме того, потеря работы/бизнеса сильнее снижает уровень удовлетворенности жизнью у людей с невысоким уровнем добросовестности. Возможно, добросовестные индивиды в большей степени уверены в том, что смогут найти другой источник заработка. Это объяснение косвенно подтверждается результатами предыдущих исследований, согласно которым данная черта повышает вероятность иметь оплачиваемую работу (Рожкова, 2019) и в большей степени выражена у лиц с высшим образованием, руководителей и специалистов высшей квалификации (Гимпельсон и др., 2020).

Обилие «нулевых» результатов в представленном анализе может быть обусловлено тем, что в июне 2020 г., когда собирались данные, многие россияне еще не осознали ни серьезности эпидемической ситуации, ни того, что изменения на рынке труда будут носить долговременный характер. Отметим, что исследование основывается на онлайн-выборке, которая не может рассматриваться как репрезентативная относительно российского рынка труда в целом. Особенно это касается результатов об опосредующем влиянии наличия детей в различных половозрастных под выборках. Повторные исследования на других данных могут выявить как более ярко выраженные эффекты различных типов изменения статуса на рынке труда по отношению к субъективному благополучию, так и дополнительные модераторы этих эффектов.

¹ Международный архив с данными первой волны доступен по ссылке: https: data, aussda.at dataset.xhtml?persistentld=doi: 10.11587 LIHK1L

² Принимает значение «Да», если респондент отметил, что с ним случилось хотя бы одно из нижеперечисленных событий: положительный тест на коронавирус; проявление легких симптомов коронавируса у респондента или его близких; проявление тяжелых симптомов коронавируса у респондента или его близких.

³ Онлайн-приложение см.: http: data.vopreco.ru suppl soboleva_2021-12_suppl.pdf

⁴ Здесь и далее приводимые числа представляют собой условные ожидаемые значения удовлетворенности жизнью для различных пар значений переменной «Потеря работы и бизнеса» и «Наличие детей» (или иных категориальных или интервальных модераторов), рассчитанные при значениях контрольных переменных, приравненных к выборочному среднему (для интервальных предикторов) или к опорной категории (для категориальных предикторов).

⁵ Альтернативным вариантом могло выступить включение в регрессионные модели взаимодействий второго и третьего порядков, но регрессионные коэффициенты, полученные с помощью модели, отражающей взаимодействие сразу трех или даже четырех переменных, как представляется, было бы слишком трудно интерпретировать.

⁶ При использовании в качестве порога возраста 40 лет все описанные результаты сохраняются.

⁷ Во всех моделях в качестве контрольных переменных использовались следующие социально-демографические индикаторы: наличие высшего образования, доход, место проживания, семейное положение, опыт столкновения с коронавирусом. В модели для разных гендерных категорий был включен возраст (исходная интервальная переменная); в модели для возрастных групп — пол.

⁸ В то же время негативное воздействие потери работы на субъективное благополучие теоретически представляется наиболее правдоподобным сценарием. Стабильность величины соответствующего коэффициента в различных спецификациях регрессионных моделей, включающих основные социально-демографические и субъективные (личностные) детерминанты удовлетворенности жизнью, также позволяет говорить об обнаруженном эффекте в терминах причинно-следственного воздействия.

Список литературы / References

1. Гимпельсон В. Е., Зудина А. А., Капелюшников Р. И. (2020). Некогнитивные компоненты человеческого капитала: что говорят российские данные Вопросы экономики. № И. С. 5 — 31. [Gimpelson V. Е., Zudina A. A., Kapeliushnikov R. Е (2020). Non-cognitive components of human capital: Evidence from Russian data. Voprosy Ekonomiki, No. 11, pp. 5 — 31. (In Russian).] https: doi.org 10.32609 0042-8736-2020-11-5-31
2. Логинов Д. M. (2020). Социальное самочувствие российского населения в период острой фазы эпидемиологического кризиса Мониторинг общественного мнения: экономические и социальные перемены. № 6. С. 470 — 487. [Loginov D. М. (2020). Social well-being of the Russian population during the acute stage of the epidemiological crisis. Monitoring of Public Opinion: Economic and Social Changes, No. 6, pp. 470 — 487. (In Russian).] https: doi.org 10.14515 monitoring. 2020.6.1708
3. Рожкова К. В. (2019). Отдача от некогнитивных характеристик на российском рынке труда Вопросы экономики. № И. С. 81 — 107. [Rozhkova К. V. (2019). The return to noncognitive characteristics in the Russian labor market. Voprosy Ekonomiki, No. 11, pp. 81 — 107. (In Russian).] https: doi.org 10.32609 0042-8736-2019-11-81-107
4. Acemoglu D., Chernozhukov V., Werning I., Whinston M. (2020). Optimal targeted lockdowns in a multi-group SIR model. NBER Working Papers, No. 27102. https: doi.org 10.3386 w27102
5. Allan B. A., Kim T., Liu T. Y., Deemer E. D. (2020). Moderators of involuntary part-time work and life satisfaction: A latent deprivation approach. Professional Psychology: Research and Practice, Vol. 51, No. 3, pp. 257—267. https: doi.org 10.1037 pro0000268
6. Argyle M. (2001). The psychology of happiness. 2^nd ed. London: Methuen.
7. Binder M. (2016). Revisiting cheerful Jane and miserable John: The impact of income, good health, social contacts and education declines with increasing subjective wellbeing. Applied Economics Letters, Vol. 23, No. 8, pp. 544 — 553. https: doi.org 10.1080 13504851.2015.1085635
8. Bonacini L., Gallo G., Scicchitano S. (2021). Working from home and income inequality: Risks of a "new normal’ with COVID-19. Journal of Population Economics, Vol. 34, pp. 303-360. https: doi.org 10.1007 s00148-020-00800-7
9. Bobowik M., Basabe N., Paez D., Jimenez A., Bilbao M. A. (2011). Personal values and well-being among Europeans, Spanish natives and immigrants to Spain: Does the culture matter? Journal of Happiness Studies, Vol. 12, No. 3, pp. 401 — 419. https: doi.org 10.1007 sl0902-010-9202-l
10. Brambor T., Clark W. R., Golder M. (2006). Understanding interaction models: Improving empirical analyses. Political Analysis, Vol. 14, No. 1, pp. 63 —82. https: doi.org 10.1093 pan mpi014
11. Esche F. (2020). Is the problem mine, yours, or ours? The impact of unemployment on couples’ life satisfaction and specific domain satisfaction. Advances in Life Course Research, Vol. 46, article 100354. https: doi.org 10.1016 j.alcr.2020.100354
12. EVS (2020). European Values Study 2017: Integrated dataset (EVS2017). Cologne: GESIS Data Archive. ZA7500 Data file Version 4.0.0. https: doi.org 10.4232 1.13560
13. Goldberg L. R. (1990). An alternative 'description of personality’: The Big-Five factor structure. Journal of Personality and Social Psychology, Vol. 59, No. 6, pp. 1216 — 1229. https: doi.org 10.1037 0022-3514.59.6.1216
14. Haerpfer C., Inglehart R., Moreno A., Welzel C., Kizilova K., Diez-Medrano J., Lagos M., Norris P., Ponarin E., Puranen B. et al. (eds.) (2020). World Values Survey: Round seven — Country-pooled datafile. Madrid and Vienna: JD Systems Institute & WVSA Secretariat, https: doi.org 10.14281 18241.1
15. Hainmueller J., Mummolo J., Xu Y. (2019). How much should we trust estimates from multiplicative interaction models? Simple tools to improve empirical practice. Political Analysis, Vol. 27, No. 2, pp. 163 — 192. https: doi.org 10.1017 pan.2018.46
16. Hald Andersen S. (2009). Unemployment and subjective well-being: A question of class? Work and Occupations, Vol. 36, No. 1, pp. 3—25. https: doi.org 10.1177 0730888408327131
17. Haslam N., Whelan J., Bastian B. (2009). Big Five traits mediate associations between values and subjective well-being. Personality and Individual Differences, Vol. 46, No. 1, pp. 40-42. https: doi.org 10.1016 j.paid.2008.09.001
18. Hayes N., Joseph S. (2003). Big Five correlates of three measures of subjective well-being. Personality and Individual Differences, Vol. 34, No. 4, pp. 723—727. https: doi.org 10.1016 S0191-8869(02)00057-0
19. Helliwell J. E, Huang H., Wang S. (2014). Social capital and well-being in times of crisis. Journal of Happiness Studies, Vol. 15, pp. 145 — 162. https: doi.org 10.1007 sl0902-013-9441-z
20. Kalleberg A. L. (2011). Good and bad jobs: The rise of polarized and precarious employment systems in the United States, 1970s—2000s. New York: Russell Sage Foundation.
21. Karabchuk T., Soboleva N. (2020). Temporary employment, informal work and subjective well-being across Europe: Does labor legislation matter? Journal of Happiness Studies, Vol. 21, pp. 1879-1901. https: doi.org 10.1007 S10902-019-00152-4
22. Le T. N. (2011). Life satisfaction, openness value, self-transcendence, and wisdom. Journal of Happiness Studies, Vol. 12, pp. 171 — 182. https: doi.org 10.1007 S10902-010-9182-1
23. McCrae R. R., Costa Jr. P. T. (2008). The five-factor theory of personality. In: О. P. John, R. W. Robins, L. A. Pervin (eds.). Handbook of personality: Theory and research. New York: Guilford Press, pp. 159 — 181.
24. Mohring K., Naumann E., Reifenscheid M., Wenz A., Rettig T., Krieger U., Friedel S., Finkel M., Cornesse C., Blom A. G. (2020). The COVID-19 pandemic and subjective well-being: Longitudinal evidence on satisfaction with work and family. European Societies, Vol. 23, No. 4, pp. 1 — 17. https: doi.org 10.1080 1461669 6.2020.1833066
25. Oesch D., Lipps O. (2013). Does unemployment hurt less if there is more of it around? A panel analysis of life satisfaction in Germany and Switzerland. European Sociological Review, Vol. 29, No. 5, pp. 955 — 967. https: doi.org 10.1093 esr jcs071
26. Oishi S., Diener E. F., Lucas R. E., Suh E. M. (1999). Cross-cultural variations in predictors of life satisfaction: Perspectives from needs and values. Personality and Social Psychology Bulletin, Vol. 25, No. 8, pp. 980 — 990. https: doi.org 10.1177 01461672992511006
27. Radcliff B. (2005). Class organization and subjective well-being: A cross-national analysis. Social Forces, Vol. 84, No. 1, pp. 513—530. https: doi.org 10.1353 sof.2005.0118
28. Rammstedt B., John О. P. (2007). Measuring personality in one minute or less: A 10-item short version of the Big Five inventory in English and German. Journal of Research in Personality, Vol. 41, No. 1, pp. 203—212. https: doi.org 10.1016 j.jrp.2006.02.001
29. Reuschke D. (2019). The subjective well-being of homeworkers across life domains. Environment and Planning A: Economy and Space, Vol. 51, No. 6, pp. 1326 — 1349. https: doi.org 10.1177 0308518X19842583
30. Ryan R. M., Deci E. L. (2001). On happiness and human potentials: A review of research on hedonic and eudaimonic well-being. Annual Review of Psychology, Vol. 52, pp. 141 — 166. https: doi.org 10.1146 annurev.psych.52.1.141
31. Ryff C. D. (1989). Happiness is everything, or is it? Explorations on the meaning of psychological well-being. Journal of Personality and Social Psychology, Vol. 57, No. 6, pp. 1069-1081. https: doi.org 10.1037 0022-3514.57.6.1069
32. Schwartz S. H. (1992). Universals in the content and structure of values: Theoretical advances and empirical tests in 20 countries. Advances in Experimental Social Psychology, Vol. 25, pp. 1-65. https: doi.org 10.1016 S0065-2601(08)60281-6
33. Schwartz S. H. (2007). Value orientations: Measurement, antecedents and consequences across nations. In: R. Jowell, C. Roberts, R. Fitzgerald, G. Eva (eds.). Measuring attitudes cross-nationally: Lessons from the European Social Survey. London: SAGE, pp. 169-203.
34. Song Y., Gao J. (2020). Does telework stress employees out? A study on working at home and subjective well-being for wage salary workers. Journal of Happiness Studies, Vol. 21, pp. 2649—2668. https: doi.org 10.1007 sl0902-019-00196-6 van der Meer P. H. (2014). Gender, unemployment and subjective well-being: Why being unemployed is worse for men than for women. Social Indicators Research, Vol. 115, pp. 23-44. https: doi.org 10.1007 sll205-012-0207-5
35. Wheatley D. (2017). Employee satisfaction and use of flexible working arrangements. Work, Employment and Society, Vol. 31, No. 4, pp. 567—585. https: doi.org 10.1177 0950017016631447
36. Yerkes М. A., Andre S., Beckers D. G. J., Besamusca J., Kruyen P. M., Remery C., van der Zwan R., Geurts S. (2020). Intelligent lockdown, intelligent effects? The impact of the Dutch COVID-19 "intelligent lockdown’ on gendered work and family dynamics among parents. PLOS ONE, Vol. 15, No. 11, article e0242249. https: doi.org 10.1371 journal.pone.0242249