Дальнейшее подтверждение тезис о поляризации получил в работе Д. Аутора с соавторами [Autor et al., 2006]. По их выкладкам, в США доля высококвалифицированных/высокооплачиваемых рабочих мест быстро увеличивалась как в 1980-е, так и в 1990-е годы, но если в первом случае этот рост происходил на фоне сокращения низкоквалифицированных/низкооплачиваемых рабочих мест, то во втором – на фоне их увеличения. Это свидетельствовало о переходе от сценария улучшения к сценарию поляризации структуры рабочих мест. В качестве критериев для оценки качества рабочих мест авторы использовали не только данные об уровне образования и заработной платы работников, но и экспертные оценки, разрабатываемые в рамках Dictionary of Occupational Titles (DOT) Министерства труда США и отражающие квалификационные требования, предъявляемые к различным профессиям. С помощью этих оценок они выделили три укрупненных кластера рабочих мест – нерутинные когнитивные; нерутинные физические; рутинные – и показали, что если первый кластер в 1990-е годы быстро рос, а второй почти не менялся, то третий быстро сокращался. Все эти результаты соответствовали предсказаниям, вытекающим из концепции RBTC. В ее пользу свидетельствовали и более поздние оценки, полученные для 2000-х годов [Autor, Dorn, 2013; Dwyer, 2013; Jaimovich, Siu, 2012].
Сходные тренды наблюдались также в Великобритании. Анализируя период 19791999 гг., М. Гуус и А. Маннинг обнаружили сильный прирост в верхнем сегменте рабочих мест, небольшой прирост в нижнем и глубокий провал в промежуточных средних сегментах [Goos, Manning, 2007]. В более поздней работе аналогичный результат получен уже для 15 европейских стран: в период 1993–2006 гг. поляризация не отмечалась лишь в Португалии [Goos, Manning, Salomons, 2009]. Однако серьезным методологическим дефектом этого межстранового анализа было то, что ранжирование профессиональных групп по уровню заработной платы, полученное авторами для Великобритании, распространялось на остальные 14 стран. Корректнее для каждой страны использовать свое, характерное именно для нее ранжирование рабочих мест по качеству, и такой подход рисует намного более сложную и менее однозначную картину.
Так, на материале Великобритании, Германии, Испании и Швеции было показано, что в период 1990–2008 гг. в трех из этих стран структура рабочих мест улучшалась, а поляризация наблюдалась только в Великобритании, причем в слабой форме (сегмент «хороших» рабочих мест расширялся, «средних» – сжимался, а «плохих» – практически не увеличивался, оставаясь почти неизмененным) [Nellas, Olivieri, 2012]. В другой работе сдвиги в структуре занятости анализировались на примере 15 европейских стран за период 1993–2009 гг. [Oesch, Rodriguez Menes, 2011]. Было показано, что за эти годы сегмент «хороших» рабочих мест увеличился везде, за исключением Португалии; «средних» – уменьшился везде, за исключением Румынии; «плохих» – также уменьшился везде, за исключением Португалии и Хорватии.
Наиболее широкой по охвату можно считать работу «Трансформация структуры рабочих мест в ЕС и США» [Fernandez-Macias et al., 2012], где динамика занятости анализировалась для 23 европейских стран в период 1995–2007 гг. Главный ее вывод – отсутствие какого-либо общего сценария. В пяти странах (Нидерландах, Франции, Кипре, Словакии и Венгрии) наблюдалась сильная поляризация структуры рабочих мест, в пяти (Германии,
Бельгии, Ирландии, Великобритании и Словении) – слабая, в пяти (Финляндии, Люксембурге, Швеции, Дании и Италии) – улучшение, в четырех (Испании, Португалии, Греции и Чехии) – «центрирование» (с «вздуванием» средней части распределения рабочих мест) и, наконец, в четырех (странах Балтии и Австрии) ситуация была неопределенной. Такое разнообразие национальных моделей нельзя объяснить ссылками на технологический прогресс (скажем, на последствия компьютерной революции), поскольку его действие по определению должно быть общим для всех стран. По-видимому, это не единственный и, возможно, даже не всегда главный фактор сдвигов в структуре рабочих мест. При столь сильной межстрановой дифференциации не менее важную роль должны играть институциональные факторы, специфические для каждой страны. Добавим, что в работах последнего времени тезис о поляризации рабочих мест начал оспариваться даже применительно к США, хотя и только для периода 2000-х годов [Mishel, Schmitt, Erholz, 2013].
Что касается изменений в структуре рабочих мест в странах с переходной экономикой, то они почти никогда не попадали в поле зрения исследователей. Одно из немногих исключений – работа А. Шарле [Scharle, 2012], посвященная анализу динамики занятости в семи странах ЦВЕ и Балтии. Основной вывод: активная ликвидация «плохих» (наименее квалифицированных и наименее оплачиваемых) рабочих мест наблюдалась только в постсоциалистических странах со снижавшейся занятостью, в то время как в странах с растущей занятостью их число, напротив, возрастало.
Наша работа вносит вклад в дискуссию о реструктуризации занятости в постсоциалистических странах. В ней впервые объектом изучения становится крупная – российская – экономика, для которой, добавим, переход от плановой системы к рыночной оказался сопряжен с несравнимо более высокими социальными и экономическими издержками, чем для стран ЦВЕ. Кроме того, наш анализ фокусируется не на начальном (1990-е годы), а на более позднем (2000-е годы) этапе переходного процесса, после завершения наиболее активной фазы рыночных реформ. В частности, он охватывает период кризиса 2008–2009 гг. и последующего посткризисного восстановления.
2.3. Эмпирическая база и методология
Наш анализ ограничивается периодом 2000–2012 гг. Мы используем несколько источников данных. Основной – выборочные Обследования населения по проблемам занятости (ОНПЗ) Росстата, которые охватывают взрослое население всех регионов страны в возрасте 15–72 лет. Они проводились ежегодно до 1999 г., ежеквартально – последующие десять лет и ежемесячно – с сентября 2009 г.
В качестве исходных мы берем данные за 2000 г., которые сопоставляем с данными за 2012 г. Внутри этого временного интервала выделяются два подпериода – 2000–2008 и 2008–2012 гг. В качестве пограничного мы выбираем 2008 г., поскольку именно он стал переходным от бума к кризису. Такие временные ограничения связаны с тем, что до 1997 г. в рамках ОНПЗ использовались «советские» классификаторы видов занятий и отраслей, что делает самые ранние из доступных данных несопоставимыми с более поздними. При переходе от ежегодного к ежеквартальному режиму проведения ОНПЗ Росстат серьезно пересмотрел методологию, поэтому использовать данные за 1997–1998 гг. также оказывается невозможно. Что касается 1999 г., то в нем обкатка новой методологии только началась и, кроме того, это был первый посткризисный год после затяжной трансформационной рецессии.
Используемый Росстатом Общероссийский классификатор занятий (ОКЗ) в целом гармонизирован с Международной стандартной классификацией занятий ISCO-88, а Общероссийский классификатор видов экономической деятельности (ОКВЭД) – с Международной стандартной классификацией отраслей ISIC-3. Оба допускают несколько уровней дезагрегирования. Мы сделали выбор в пользу комбинации двухразрядной кодировки занятий (предполагающей выделение 33 профессиональных групп) с одноразрядной кодировкой видов экономической деятельности (предполагающей выделение 17 секторов). Однако для такого важнейшего сектора, как обрабатывающие производства, мы используем двухразрядную кодировку видов экономической деятельности с выделением внутри него дополнительно еще 14 отраслей. В результате все наши оценки строятся на основе классификации «2/1,5», в рамках которой теоретически возможное число профессионально-отраслевых ячеек (различных типов рабочих мест) составляет 990 (33 χ 30).
Однако фактически при данном уровне дезагрегирования общее число непустых ячеек, на которое выводят данные ОНПЗ, оказывается равно 635. Сокращение их числа связано как с исключением некоторых мелких секторов, таких как «Рыболовство» (ОКВЭД-2), «Деятельность домашних хозяйств» (ОКВЭД-16), «Деятельность экстерриториальных организаций» (ОКВЭД-17) (подробнее об этом см. ниже), так и с наличием ряда ячеек, остающихся пустыми.
К сожалению, в ОНПЗ отсутствует критически важная для нас информация – о заработках работников. Это делает невозможным ранжирование различных типов рабочих мест по их качеству исходя из величины заработной платы, которую получают занятые на этих рабочих местах индивиды. Мы решали эту проблему двумя способами. Во-первых, использовали альтернативный показатель качества рабочих мест – среднее число лет обучения работников, принадлежащих к тем или иным профессионально-отраслевым группам. (Подобный способ ранжирования рабочих мест с точки зрения их качества часто встречается в литературе и используется, когда исследователи не располагают данными о заработках работников.) ОНПЗ содержит информацию об уровнях образования респондентов. Мы переводили эти данные в оценки длительности обучения в годах с использованием следующей шкалы соответствия: нет неполного среднего образования – 6 лет, неполное среднее – 9 лет, полное среднее – 11 лет, начальное профессиональное – 12 лет, среднее профессиональное – 13 лет, незаконченное высшее – 14 лет, законченное высшее – 16 лет, послевузовское – 19 лет обучения.
