В любом случае агрегированные данные свидетельствуют о чрезвычайно активной перестройке структуры рабочих мест. Более того, они дают основания предполагать, что бурный экономический рост 2000-х годов, скорее всего, сопровождался масштабным перераспределением рабочей силы от «плохих» рабочих мест к «хорошим». Используя более дезагрегированные данные и применяя к ним методологию, описанную в предыдущем разделе, можно проверить, насколько это предположение соответствует действительности.
Сначала, используя данные ОНПЗ за 2000 г. о среднем числе лет образования в различных профессионально-отраслевых группах, мы разбили всю совокупность занятых в этом году на квинтили по данному показателю. Затем оценили, какую часть общей численности занятых аккумулировал каждый квинтиль в 2008 и 2012 гг.: 20 %, как в 2000 г., больше или меньше? Таким образом, становится возможным понять, в каком направлении в рассматриваемый период менялась структура рабочих мест – смещалась ли она в пользу менее или более «образованных» профессионально-отраслевых ячеек?
Результаты расчета представлены на рис. П2-1а. Из них следует, что ежегодный отток из нижнего квинтиля, включающего самые «плохие» рабочие места, достигал почти 350 тыс. работников, а ежегодный приток в верхний квинтиль, включающий самые «хорошие» рабочие места, приближался к 570 тыс. Три центральных квинтиля также притягивали дополнительных работников, но в гораздо меньших объемах (35-150 тыс. человек ежегодно). В докризисный период (2000–2008 гг.) отток из нижнего квинтиля и приток в верхний квинтиль шли в полтора-два раза быстрее, чем в посткризисный (2008–2012 гг.). Таким образом, высокие темпы экономического роста активизировали структурную перестройку экономики, а кризисные потрясения 2008–2009 гг. вызвали ее замедление. Однако это происходило на фоне резкого сокращения общих темпов роста занятости: если до кризиса она ежегодно увеличивалась в среднем на 720 тыс. человек, то после – лишь на 230 тыс. Но общая направленность структурных сдвигов в посткризисный период оставалось той же, что и в докризисный: массив «плохих» рабочих мест продолжал устойчиво сжиматься, а «хороших» – расти.
Перейдя от абсолютных показателей прироста к относительным, мы получаем более четкую картину того, что происходило в отдельных квинтилях (рис. П2-2а). Практически все изменения концентрировались по краям шкалы, а ее центральная часть отличалась исключительно высокой стабильностью: в 2012 г. второй, третий и четвертый квинтили аккумулировали, как и в 2000 г., примерно по 20 % от общей численности занятых каждый. В то же время сегмент самых «плохих» рабочих мест из первого квинтиля уменьшился почти на 8 п.п., а сегмент самых «хороших» из последнего (пятого) квинтиля, напротив, увеличился почти на 8 п.п. Таким образом, ничто не свидетельствует о поляризации структуры рабочих мест в российской экономике. Наблюдавшиеся изменения носили однонаправленный характер: шло активное вымывание «худших» (наименее квалифицированных) рабочих мест при активном наращивании «лучших» (наиболее квалифицированных).
Подобный метод оценки неявно предполагает, что иерархия рабочих мест с точки зрения их качества (в данном случае – с точки зрения продолжительности образования работников) неизменна во времени: группы, бывшие аутсайдерами в 2000 г., продолжали оставаться ими и в 2012 г.; лидеры 2000 г. оставались ими и в 2012 г. В действительности в иерархии рабочих мест с точки зрения их качества возможны серьезные подвижки: одни профессионально-отраслевые группы могут подниматься вверх (если уровень образования у входящих в них работников рос опережающими темпами), другие – опускаться вниз (если уровень образования у входящих в них работников не повышался или повышался очень медленно).
Поэтому на следующем шаге для проверки устойчивости полученных оценок мы провели альтернативный расчет, используя в качестве критерия качества показатель среднего числа лет обучения у работников, относившихся к различным профессионально-отраслевым ячейкам, в 2012 г. Этот способ ранжирования приводит к почти идентичным результатам. Как видно на рис. П2-1б, показатели абсолютного прироста для различных квинтилей остаются практически такими же, как при ранжировании по среднему числу лет обучения в 2000 г. Точно так же оказывается, что в докризисный период темпы структурной перестройки были существенно выше, чем в посткризисный. В относительных терминах (рис. П2-2б) и в этом случае не наблюдается серьезных изменений в центральной части шкалы: практически все сдвиги оказываются сконцентрированы на полюсах – в первом (-7 п.п.) и последнем (+8 п.п.) квинтилях. Это подтверждает вывод об отсутствии тренда к поляризации структуры рабочих мест, а также о постепенном замещении «худших» рабочих мест «лучшими».
Как ни странно, но при переходе от ранжирования по показателям образования к ранжированию по показателям оплаты труда картина почти не меняется (рис. П2-1в, П2-1г и П2-1д). Среднегодовой отрицательный прирост в нижнем квинтиле составляет 320–340 тыс. человек, а среднегодовой положительный прирост в верхнем – 550–680 тыс. Это почти не отличается от представленных ранее оценок. Мы вновь фиксируем резкое сжатие сегмента «худших» (в данном случае наименее оплачиваемых) рабочих мест на 7–8 п.п. и активное расширение сегмента «лучших» (наиболее оплачиваемых) рабочих мест на 8-10 п.п. (рис. П2-2в, П2-2г и П2-2д). И вновь ситуация в центральной части шкалы оказывается практически неизменной.
Итак, все пять используемых нами подходов не дают оснований полагать, что экономический рост 2000-х годов мог вести к поляризации структуры рабочих мест. Все они свидетельствуют о том, что в условиях быстрого роста в российской экономике шли два встречных процесса – активное создание «хороших» и почти столь же активная ликвидация «плохих» рабочих мест.
2.5. Секторальный анализ
Даже когда во всей экономике наблюдается структурный сдвиг от «худших» рабочих мест к «лучшим», в отдельных ее сегментах ситуация может складываться иначе. В настоящем разделе мы попытаемся ответить на вопросы: распространялся ли сценарий прогрессирующего улучшения структуры рабочих мест на все или хотя бы на большинство сегментов российской экономики; как часто встречались отступления от этого доминирующего тренда и насколько они значительны? Поскольку результаты ранжирования рабочих мест с использованием альтернативных показателей образования и оплаты труда практически идентичны, в секторальном анализе мы ограничимся двумя критериями качества из пяти, которые будем рассматривать как базовые: среднее число лет обучения в 2000 г. и средняя месячная заработная плата в 2007 г.
Гендер. На рисунках П2-3а и П2-3б представлены данные о среднегодовом абсолютном приросте занятых по квинтилям рабочих мест у мужчин. В среднем в течение всего периода 2000–2012 гг. численность мужчин, принадлежавших к нижнему квинтилю по критерию образования, ежегодно сокращалась на 176 тыс. человек, а принадлежавших к верхнему – увеличивалась на 262 тыс. Три центральных квинтиля также демонстрировали тенденцию к росту, хотя и намного более слабому. При использовании показателя заработной платы структурные сдвиги выражены еще резче: ежегодная убыль в нижнем квинтиле – на 206 тыс. человек, ежегодное приращение в верхнем – на 382 тыс. Отметим, что в этом случае сжатие по абсолютной численности оказывается характерно не только для первого, самого «плохого», но и для второго, следующего за ним квинтиля. В относительных терминах кумулятивные потери в нижнем квинтиле у мужчин составляли 4,0–4,4 п.п., а кумулятивные приращения в верхнем – 3,6–5,1 п.п. (рис. П2-4а и П2-4б).
Для женщин мы также обнаруживаем быстрое падение спроса на труд в нижнем квинтиле (с самым низким образованием и самой низкой заработной платой) на 114–164 тыс. человек ежегодно и быстрый рост спроса в верхнем (с самым высоким образованием и самой высокой заработной платой) на 172–305 тыс. человек (рис. П2-3в и П2-3г). Отметим, что если у мужчин оценки по критерию образования оказываются ниже оценок по критерию заработной платы, то у женщин соотношение обратное. Подобное расхождение объясняется тем, что, несмотря на более высокое образование российских женщин, их заработная плата в среднем значительно ниже, чем у мужчин.
Как в нижнем, так и в верхнем квинтилях кумулятивный прирост у женщин в относительных терминах был меньше (по абсолютному значению), чем у мужчин: в первом случае 2,3–4,1 п.п., во втором —3,6–5,1 п.п. (рис. П2-4а и П2-4б). В результате вклады мужчин и женщин в общее изменение структуры рабочих мест по критерию образования были примерно равнозначны, но по критерию заработной платы доминировали мужчины: их вклад как в сжатие нижнего квинтиля, так и в увеличение верхнего примерно вдвое превышал аналогичный вклад женщин.
Возраст. Оценки для трех укрупненных возрастных групп – молодежи (15–29 года), лиц зрелого возраста (30–49 лет) и пожилых (50–72 года) – представлены на рис. П2-5 и П2-6.
