Статистическая методология оценивания гендерной асимметрии социально-экономических процессов в России (стр. 3 )

Эндогенные переменные, влияющие на основной исход (заработная плата), создают непрямой эффект, определяемый через влияние материнства на другие характеристики (не заработки). Сумма чистого (прямого) и непрямого эффектов определяется как полный эффект. Учет эндогенности, в частности по переменной формы собственности предприятия, возможен с помощью двумерной пробит-модели (bivariate probit), оценивающей одновременно вероятности быть матерью и работать в частном секторе в предположении, что ошибки двух пробит-моделей могут коррелировать.

Анализ модели выявил, что вероятность быть матерью наиболее высока в возрасте от 25 до 35 лет. По значениям предикторной переменной были рассчитаны коэффициенты склонности для матерей и не матерей (рис. 2).

Рисунок 2 – Распределение коэффициентов склонности для матерей
и не матерей

Как видно из рисунка 2, коэффициенты склонности для матерей более сконцентрированы вокруг высоких значений, чем не матерей. Однако в большинстве наблюдений имеет значение коэффициент склонности и для матерей, и для не матерей, что позволяет осуществить подбор по соответствию на основе метода отбора подобного по склонности с помощью кластерного анализа с использованием подбора пар методом ближайшего соседа. Это дало оценку полного эффекта материнства, включающего прямой эффект быть матерью, а также непрямой эффект, являющийся результатом низкого опыта на рынке труда и/или высокой вероятности работать на государственном предприятии (учреждении) (табл. 1).

Таблица 1 – Сравнение оценок ATT

(Зависимая переменная – логарифм месячных заработков)

Категория	Полный эффект	Прямой эффект
Вся совокупность	–0,007 (0,047)	–0,047(0,046)
Матери и частный сектор	0,152**(0,054)	0,179*(0,054)
Матери и гос. сектор	–0,179**(0,047)	–0,170***(0,046)

Примечание. t статистики в скобках, * – указывает, что оценка существенна на 0,10 уровне значимости, ** – 0,05, *** – 0,01.

Полный эффект материнства отрицателен. Матери, по оценке, полученной в модели, зарабатывают в среднем на 7 % меньше, чем не матери.

Для оценки прямого эффекта материнства был использован специальный метод регрессионной подгонки, сглаживающий различия в наборе данных, полученном в результате выполнения процедуры подбора соответствий (табл. 1). Он показывает, насколько уменьшается эффект по сравнению с полученным бы без подгонки. Так, было уточнено, что матери в среднем зарабатывают на 4,7 % меньше не матерей, просто потому, что они – матери.

Важная переменная, пропущенная на данном этапе анализа, – форма собственности предприятия (учреждения). Для учета ее выбора была осуществлена оценка двумерной пробит-модели, по которой была предсказана совместная вероятность быть матерью и работать на частном или государственном предприятии (учреждении). При моделировании этого смещения использовались переменные материнства, возраста, региона и типа поселения. Результаты уравнения выбора формы собственности подтвердили, что матери с меньшей вероятностью заняты на предприятиях (учреждениях) частной формы собственности.

Результаты оценки модели с учетом эндогенного выбора формы собственности предприятия, где занята женщина, выявили небольшой позитивный полный эффект для матерей в частном секторе и отрицательный в государственном секторе, оба результата статистически значимы. Более того, после подгонки регрессионной модели «штраф» для матерей, работающих на предприятиях (учреждениях) государственном формы собственности, возрос до 17 % и остался статистически значимым, а прямой эффект от материнства и занятости на предприятиях (учреждениях) частной формы собственности (18 %) положителен и также статистически значим (см. табл. 1).

Результат оценки чистого эффекта не может быть использован для заключения о том, что материнство больше «штрафуется» в случае занятости матери на предприятиях государственном формы собственности. Существует ряд объяснений выявленного феномена. Так, возможно, что женщины, занятые на частных предприятиях (учреждениях), имеют более широкий выбор в профессиях. Матери, работающие на частных предприятиях, зачастую увеличивают свою интенсивность труда, считая, что иначе им грозит дискриминация. Если же дискриминация отсутствует или невелика, то женщине возмещают эти дополнительные усилия прибавкой в зарплате. Частный наниматель может реально дискриминировать молодую женщину без детей, полагая, что она, возможно, в скором времени родит ребенка и уйдет в декретный отпуск, и предпочитает ей женщину с ребенком. Последнее объяснение состоит в том, что превышение заработной платы матерей в частных предприятиях может быть интерпретировано как компенсация за низкую гибкость и высокие неудобства.

Следующая проблема состоит в том, что с появлением детей меняются не только заработки матерей, но и отцов.

В отличие от исследований воздействия материнства на положение женщин на рынке труда, работ о воздействии отцовства на положение мужчин на рынке труда крайне мало. Это может быть следствием того, что предложение труда для мужчин относительно невосприимчиво к характеристикам семьи, таким как зарплата жены, число детей. Обстановка в домохозяйстве предполагается незначимой детерминантой опыта мужчин на рынке труда. Однако имеющаяся в США и Европе литература указывает на то, что рождение ребенка влечет за собой рост времени, проводимого мужчиной на работе, и рост часовой ставки его зарплаты. То есть если работающая женщина, имеющая маленьких детей, платит «штраф за материнство», выражающийся в том, что ее заработная плата ниже, чем у женщин без детей, то мужчина, становясь отцом, получает «премию за отцовство»: его заработная плата становится выше, чем у мужчин без детей.

Одно из объяснений такой премии состоит в том, что гендер, культурная концепция материнства и отцовская структура занятости взаимосвязаны. Гендер отсылает к институциональной системе организации социальных отношений и установлению различий между двумя категориями индивидов.

Существует ли «премия за отцовство» в российском обществе? Если да, то перекрывает ли она потери семьи, когда женщина оставляет работу, чтобы посвятить себя уходу за ребенком?

В формализованной постановке задачи наблюдаются некоторые исходы для двух групп и двух временных периодов. Одна из групп подвержена воздействию, или участвует в некоторой программе, во втором периоде, но не в первом. Вторая группа (контрольная) не подвержена воздействию ни в одном из периодов. Оценки модели без учета того, что семьи наблюдаются в двух периодах, могут оказаться несостоятельными, поскольку их гетерогенное смещение может быть вызвано влиянием ненаблюдаемых, а следовательно, и неучитываемых индивидуальных эффектов в рассматриваемых семьях, поэтому для оценки эффекта воздействия методом «разность разностей» на индивидуальном уровне необходимы панельные данные.

Рассмотрим ситуацию с панельными данными для анализируемого случая, когда имеются два временных периода и бинарный индикатор программы =1, если объект получает воздействие в момент Состав контрольной и группы воздействия не меняется во времени. Простая эффективная модель имеет вид , где при и в другом случае; – наблюдаемый эффект; – случайные ошибки; – эффект воздействия. Процедура оценивания состоит во взятии первых разностей для удаления : или Если , т. е. изменения в статусе участия в программе некоррелированы с изменениями, то оценки уравнения состоятельны. В самом распространенном случае для всех , т. е. никто не подвержен воздействию в начальный период времени. Тогда оценка представляет собой оценку «разность разностей», для которой берутся разности средних по времени для одних и тех же объектов.

Для анализа была сформирована сбалансированная панельная выборка РиДМиЖ за 2004 и 2007 гг., в которую были отобраны семьи, в 2004 г. не имеющие детей и других родственников, а возраст мужа не превышал 40 лет. В период до 2007 г. в некоторых семьях родился ребенок, другие остались по-прежнему без детей. В качестве переменной, для которой оценивался эффект, были взяты заработки мужчин и выдвинута гипотеза о том, что рост заработков мужчин в семьях, родивших ребенка, в определенной степени обусловлен «премией за отцовство» (табл. 2).

Таблица 2 – Оценка влияния рождения ребенка на заработки отца

Переменные	Коэффициент	Стандартная ошибка
Y07 – переменная периода 2007 г.	4606,313***	560,0955
TG – переменная =1 для семей в группе воздействия	1404,036*	1082,508
DD – интерактивная переменная, характеризующая оценку «разность-разностей»	2422,96***	1125,231
Константа	5577,012	537,2487
sigma_u	4460,0133
sigma_e	4731,9717
Rho	0,47043
Число групп = 193
R-sq: within = 0,3962 between = 0,0420 overall = 0,1706
Wald chi2(12) = 132,17 Prob > chi2 = 0,000

* – указывает, что оценка существенна на 0,10 уровне значимости; ** – 0,05; *** – 0,01.

Константа уравнения дает оценку среднего значения заработков мужчин в контрольной группе в 2004 г. Коэффициент при переменной Y07 представляет оценку разности в заработках мужчин между группой воздействия и контрольной группой в первом периоде. Коэффициент при переменной TG – оценка разности в заработках между контрольной группой в первом и втором периодах. Коэффициент при переменной DD характеризует разность разностей: разности в заработках мужчин между группой воздействия и контрольной во втором периоде и разности в заработках мужчин между группой воздействия и контрольной в первом периоде. Эта оценка статистически значима и свидетельствует о том, что при прочих равных российские мужчины получают существенную прибавку к заработкам после рождения ребенка. Расчет чистого эффекта рождения ребенка на душевые доходы семьи дал оценку –70,25 руб., т. е. душевые доходы семей, где родился ребенок, в среднем снизились вследствие его рождения на указанную сумму. Однако полученное значение существенно ниже «премии за отцовство», составившей 17,3 % от заработков отцов в семьях, родивших ребенка.

Следующий круг проблем рассмотрен в четвертой главе «Статистическая методология и методы оценки детерминант рождаемости в России» и связан с оценкой влияния эффекта пособий на детей и материнского капитала на репродуктивные намерения семей. Принятые в 2006 и вступившие в силу с 2007 г. условия предоставления женщинам различных детских пособий, а главное материнского капитала, привели к позитивному перелому в тенденции рождаемости. Поэтому выявление того, какие группы населения и как отреагировали на стимулы, создаваемые государством в виде существенно возросших детских пособий, возможностей получения материнского капитала при рождении ребенка и др., представляется крайне важным для дальнейшей корректировки социальной политики в области стимулирования рождаемости.

Этот анализ был также осуществлен на данных РиДМиЖ, для чего была построена сбалансированная панель по двум периодам: 2004 и 2007 гг., в которой были выделены семьи, состоящие из супружеской пары с детьми или без детей и других родственников в составе домохозяйства. Супружеские пары были ограничены возрастом жены до 49 лет – порог фертильности.

Для каждой супружеской пары был сформирован набор идентичных переменных, фиксирующих возраст, образование, тип занятости, индивидуальные доходы мужа и жены. В составе домохозяйства были учтены дети супругов и их возраст, а также характеристики, связанные с жизнедеятельностью семьи. В качестве переменной, отражающей репродуктивные намерения семьи, был выбран вопрос, на который респонденты отвечали и в первой, и во второй волнах опроса: «Собираетесь ли Вы завести (еще одного) ребенка в течение ближайших трех лет?», со шкалой ответов: определенно нет; пожалуй нет; пожалуй да; определенно да.

Результаты моделирования по порядковой логистической модели позволили сделать ряд важных для корректировки социальной политики выводов. Было подтверждено позитивное влияние на репродуктивные намерения новых мер семейной политики. Судя по характеру изменений средних прогнозных вероятностей в период между 2004 и 2007 гг., произошел рост частоты ответов «определенно да» по сравнению с ответами «пожалуй да». Однако следует отметить преобладание в ответах ориентации на однодетную семью, кроме того, число негативных ответов о намерении завести (еще одного) ребенка существенно превышает число позитивных. Наибольшая вероятность позитивных репродуктивных намерений характерна для работающих и неработающих женщин до 30 лет со средним специальным и высшим образованием. Начиная с 35-летнего возраста они практически исчезают.

Несмотря на рост позитивных намерений в связи с ростом материальной поддержки семьям с детьми, уровень душевых доходов семьи наиболее существенно влияет на намерения о том, заводить или не заводить ребенка. Если в 2004 г. тенденция к росту позитивных намерений проявилась лишь с 7-го доходного дециля, то в 2007 г. она сместилась к 6-му, что вполне правдоподобно, так как за этот период выросли реальные доходы населения и существенно возросли пособия на детей. Средние душевые доходы семей, для которых прогнозная вероятность негативного ответа превышала 0,5, составили всего около 50 % средних душевых доходов семей, для которых прогнозная вероятность позитивного ответа о рождении ребенка превышала 0,5.

Не менее важным фактором позитивных намерений в отношении рождения (еще одного) ребенка является доступность услуг по уходу за ним, сохраняющая высокую значимость в обоих периодах. Для совершенствования семейной политики развитие и укрепление системы дошкольных учреждений может оказаться более продуктивным путем в контексте роста рождаемости, нежели быстро тающие от инфляции денежные пособия.

Одним из важнейших нововведений, призванных стимулировать рождаемость, стало принятие закона о материнском капитале, согласно которому за рождение второго ребенка семья получает право на дополнительную и значительную сумму. Сложность оценки влияния этого фактора на рост рождаемости связана с тем, что с момента принятия закона до момента опроса прошел всего год и ожидать устойчивого отклика за столь короткий период в выборке достаточно проблематично. Кроме того, проблема оценки чистого влияния материнского капитала на перспективы роста рождаемости связана с тем, что одновременно для всех семей с детьми была введена новая система детских пособий, ставшая серьезным стимулом для этого.

Методологические сложности при постановке подобных задач можно преодолеть путем оценки воздействия мер по выплате материнского капитала на репродуктивные намерения методом «разность разностей» (табл. 3). Что в контексте проводимого анализа можно считать экспериментом (в статистическом смысле этого термина)? Формально семьи, представленные в панельных данных, можно представить в виде двух групп: в первой находились семьи с одним ребенком в 2004 г. до принятия мер по стимулированию рождаемости (контрольная), во вторую вошли те же семьи с одним ребенком в 2007 г. после их принятия (воздействия).

Таблица 3 – Оценка влияния материнского капитала
на репродуктивные намерения методом разность-разностей[3]

Переменные	Коэффициент β	Стандартная ошибка
Y07 – переменная периода, =1 в 2007 г.	0,132***	0,011
Ef1 – оценка разность-разностей	0,118***	0,018
Беременна на период опроса	0,001	0,034
Константа	-0,012***	0,009
Число групп = 2593
R-sq: within = 0,0503 between = 0,3263 overall = 0,1964
Wald chi2(12) = 965,34 Prob > chi2 = 0,000

* – указывает, что оценка существенна на 0,10 уровне значимости; ** – 0,05; *** – 0,01.

Для решения поставленной задачи была осуществлена оценка панельной регрессии со случайными эффектами. Зависимая переменная была сформирована как бинарная: , если ответ на вопрос «Собираетесь ли Вы завести (еще одного) ребенка в течение ближайших трех лет?» был «Пожалуй, да» или «Определенно да» и для ответов «Пожалуй, нет» и «Определенно нет».

Переменная Y07 характеризует воздействие факторов, которые вызвали бы изменения в зависимой переменной даже при отсутствии программы материнского капитала, и указывает на интенсивность воздействия других мер по стимулированию рождаемости, в данном случае новой системы пособий. Нагрузки коэффициентов регрессии указывают на то, что эти два фактора близки по силе воздействия.

Однако следует отметить, что, судя по динамике смены репродуктивных намерений в 2007 г. по сравнению с 2004 г., активный всплеск рождаемости обусловлен в основном намерениями по рождению первого ребенка и во вновь образуемых семьях.

Пятая глава «Статистический анализ гендерных различий в моделях поведения пенсионеров на рынке труда и в сфере потребления» посвящена развитию статистических методов анализа проблем демографического старения населения и гендерной асимметрии, связанной с тем, что продолжительность жизни женщин существенно выше, чем мужчин.

С середины прошлого столетия Россия вступила в период устойчивого демографического старения населения, который идет на фоне низкой ожидаемой продолжительности жизни. В начале 90-х гг. ХХ в. для мужчин этот показатель был ниже порога пенсионного возраста. Во всех развитых странах женщины живут дольше мужчин в среднем на 2–5 лет, а в России гендерный разрыв в показателе ожидаемой продолжительности жизни при рождении составил почти 12 лет в 2009 г. вследствие высокой смертности мужчин в трудоспособном возрасте.

Численность населения в трудоспособном возрасте к началу 2010 г. по сравнению с началом 2009 г. снизилась на 0,9 млн, или на 1,0 % (в 2008 г. на 0,4 млн, или 0,5 %). Показатель демографической нагрузки на 1000 населения трудоспособного возраста составил детьми – 259, а людьми пенсионного возраста – 347. В настоящее время возраст 12,9 % жителей страны превышает 65 лет.

Одним из действенных механизмов снижения иждивенческой нагрузки является продолжение трудовой деятельности после наступления пенсионного возраста. Вариантов вовлечения пенсионеров в занятость множество. Однако для разработки адекватных предложений и мер необходим анализ возможностей и мотиваций пенсионеров продолжать трудовую деятельность, оценка потенциала сегментов рынка труда, где их труд будет востребован. Различный возрастной порог выхода на пенсию для мужчин и женщин, российская традиция помогать детям «поднимать» внуков, многолетний груз двойной занятости (на работе и дома) способствовали тому, что женщины после пенсии чаще прекращали работу, чем мужчины. В последние годы эта тенденция меняется: все больше женщин продолжают работу после пенсии и зачастую дольше мужчин.

В 2007 г., согласно официальной статистике, удельный вес работающих пенсионеров в общей численности пенсионеров соответствующего пола составлял 25,9 % для женщин и 27,8 % – для мужчин. Однако тщательный анализ статистики занятости пенсионеров указывает на то, что 5-летняя разница в возрасте выхода на пенсию заметно влияет на структуру занятости мужчин и женщин. В 2000 г. уровень экономической активности женщин в возрасте от 55 до 59 лет (процент от численности соответствующей возрастно-половой группы) составлял 38,7 %, а в 2009 – уже 51,1 %, а в возрасте от 60 и более лет эта динамика для женщин была 12,3 и 14,9 %, а для мужчин – 25,0 и 24,7 %.

Причины столь высоких расхождений уровня занятости в старшей группе пенсионеров объясняются различиями в моделях естественного выбывания: преобладание численности женщин после 60 начинает нарастать со значительным ускорением, и абсолютные значения численности занятых пенсионеров мужчин и женщин будут близки между собой.

Гендерная дифференциация на рынке труда присутствует и в структуре занятости пенсионеров. Среди работающих пенсионеров доля женщин возрастает в преимущественно мужских сферах занятости: сельском хозяйстве, рыболовстве, строительстве, государственном управлении, так как женщины в них чаще работают на обслуживающих должностях, а вот мужчины, занятые на тяжелых видах работ, прекращают работу достаточно быстро после выхода на пенсию. Что же касается секторов занятости, где традиционно преобладают женщины: финансы, образование, здравоохранение, то после пенсии здесь начинают доминировать мужчины, поскольку их работа не связана с тяжелым физическим трудом, и они дольше сохраняют трудовой потенциал.

Анализ макроэкономических показателей занятости пенсионеров был дополнен моделированием и оценкой воздействия комплекса социально-экономических факторов на вероятность для мужчин и женщин продолжать работу после пенсии. Эмпирический анализ базировался на данных первой волны обследования РиДМиЖ. Переменные в их наборе были организованы таким образом, что для каждого пенсионера по датам оформления пенсии, увольнения или продолжения работы можно выявить, работал ли он после пенсии или нет.

Для оценки модели продолжения трудовой деятельности после выхода на пенсию в исходных данных сформирована переменная, равная 1, если пенсионер работал когда-либо (или работает), и равная нулю – в другом случае. Оценки параметров модели были осуществлены путем использования пробит-модели, результаты которой выявили, что более молодые и более образованные когорты пенсионеров мотивированы на продолжение работы после пенсии. Наиболее высокая вероятность продолжать работу у тех из них, кто трудится в здравоохранении, образовании, науке и культуре. Пол же в этой модели не являлся статистически значимой характеристикой занятости пенсионера.

Однако сфера занятости может влиять на решение о продолжении работы при выходе на пенсию, что может дать смещенные оценки. Учет эндогенности по переменной сектора занятости был выполнен с помощью двухмерной пробит-модели, оценивающей одновременно пол пенсионера и сферу занятости (работа после пенсии в сфере здравоохранения, образования, науки и культуры или других секторах экономики), и подтвердил, что для мужчин вероятность занятости в социальных сферах ниже, чем для женщин. Возраст пенсионера на выбор сферы занятости существенного влияния не оказывает, а решение о продолжении работы более вероятно для относительно молодых и образованных пенсионеров. Для пенсионеров, проживающих в городах, шансы работать в социальной сфере ниже, чем для пенсионеров, работающих в поселках городского типа и селах, что можно объяснить дефицитом специалистов подобного профиля в этих типах поселений. И, наконец, негативная оценка здоровья является статистически значимой в снижении шансов продолжить работу после выхода на пенсию.

Расчет маргинальных эффектов после элиминирования влияния эндогенной переменной сферы занятости показал, что вероятность для пенсионера-мужчины продолжать работу после выхода на пенсию на 10,75 % ниже, чем для женщины, что отличается от результатов бинарной пробит-модели. Вероятность продолжения работы после выхода на пенсию более реальна для пенсионеров с высшим образованием, а для пенсионеров с начальным образованием она на 16,19 % ниже, чем для тех, у кого высшее образование.

Дальнейший анализ гендерной асимметрии среди пенсионеров был предпринят для выявления воздействия на потребление домохозяйств решения о выходе из состава рабочей силы при достижении пенсионного возраста. Он основан на данных о расходах на продукты питания и непродовольственные товары, полученных в рамках выборочного национального обследования благосостояния домохозяйств и участия в социальных программах (НОБУС).

Вероятность быть пенсионером изменяется прерывно при достижении пенсионного возраста. В этой ситуации индивиды, близкие к пенсионному возрастному порогу, имеют сходные характеристики за исключением факта получения пенсии. Поэтому выводы, сделанные на выборке индивидов, находящихся выше или ниже известного порога (очень близко к нему), могут быть такими же надежными, как и при случайном отборе. В прерывном дизайне воздействие определяется на основе наблюдаемой «назначенной» переменной X (возраст в данном случае), значения которой превышают известную точку отсечения (порог) . Эта переменная может коррелировать с потенциальными исходами, но предполагается, что корреляция распределена равномерно с каждой стороны разрыва, и, таким образом, разрыв в условном распределении исходов, индексированных значением переменной Х, может быть интерпретирован как причинно-следственный эффект в непосредственной близости от точки разрыва.