CC BY
77
ISSN 2311-8709 (Online) Бюджетно-налоговая система
ISSN 2071-4688 (Print)
АНАЛИЗ ВЛИЯНИЯ НАЛОГОВОЙ И ПЕНСИОННОЙ РЕФОРМ В РОССИИ НА ВЫБОР НЕФОРМАЛЬНОЙ ЗАНЯТОСТИ
Анна Ильинична ВОДОПЬЯНОВА3^, Людмила Аркадьевна ЛЕОНОВА"
а студентка магистратуры факультета экономики, Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики»,
Нижний Новгород, Российская Федерация
vodopianovaana@yandex.ru
ь старший преподаватель кафедры математической экономики, Национальный исследовательский университет «Высшая школа
экономики», Нижний Новгород, Российская Федерация
lleonova@hse.ru
• Ответственный автор
История статьи:
Принята 12.10.2015 Одобрена 21.10.2015
УДК 336.228 JEL: G18, J46
Ключевые слова: реформа, налоговая система, пенсионная система, неформальная занятость
Аннотация
Предмет. Неформальная занятость - комплексный экономический феномен, находящийся вне прямого государственного контроля и нуждающийся в многостороннем изучении. В 20012002 гг. в России проводились масштабные реформы в отношении налоговой и пенсионной систем, которые могли повлиять на вероятность выбора неформальной занятости гражданами. Согласно налоговой реформе был осуществлен переход от прогрессивной шкалы налогообложения к плоской, различные отчисления в социальные фонды заменены единым социальным налогом с регрессивной шкалой налогообложения, в результате чего средние ставки налогов снизились. Пенсионная реформа осуществила переход от распределительной пенсионной системы к распределительно-накопительной.
Цели. Изучение основных российских реформ 2001-2002 гг. и выявление эффекта воздействия, оказанного ими на неформальную занятость в России.
Методология. Проблема выбора неформальной занятости рассматривается с точки зрения работников по найму. В силу того что граждане с относительно низким уровнем дохода и родившиеся после 1967 г. не могли попасть под влияние той или иной исследуемой реформы, для выявления эффектов воздействия был применен метод «разности-в-разностях». Результаты. Результаты исследования свидетельствуют о том, что сокращение средней ставки НДФЛ способствовало сокращению неформально занятых работников по найму на 2,5%, в то время как вклад других реформ в сокращение стимулов выбора неформального сектора экономики не выявлен. Важной особенностью реформ явилось то, что действие одной из них не подкрепляется действием другой, синергетический эффект отсутствует. Выводы. Предполагается, что подобные результаты обусловлены дальнейшими многократными модификациями введенных в действие реформ пенсионной системы и страховых взносов, что, возможно, вызвало неопределенность, препятствующую принятию решения о смене неформального статуса среди граждан. Данная работа расширяет представление о неформальном секторе экономики и дает оценку эффективности российских реформ в разрезе неформальной занятости. Выводы, представленные в работе, могут оказаться полезными для проведения дальнейшей политики в отношении неформально занятых граждан в России.
© Издательский дом ФИНАНСЫ и КРЕДИТ, 2015
Введение
С 2001 г. в России проводились масштабные реформы в отношении налоговой, пенсионной систем, системы обязательного социального страхования, трудового законодательства. В 2001 г. осуществлен переход с прогрессивной шкалы налогообложения со ставкой налога на доходы от 12 до 30% к плоской с единой ставкой НДФЛ 13%. Отчисления в различные социальные фонды были заменены единым социальным налогом, уплачиваемым по регрессивной шкале, с максимальной ставкой 35,6%. С 2005 г. регрессивная шкала была изменена, а максимальная ставка снижена до 26%. С 2004 г. снижена ставка налога на прибыль с 35% до 24%. С 2002 г. трудовая пенсия состоит из трех
частей: базовой, страховой и накопительной; с 2010 г. - из двух: страховой и накопительной части. Кроме того, с 2001 г. вступил в силу Трудовой кодекс РФ.
Подобные изменения в экономических условиях, в первую очередь снижение налогового бремени, а также создание новой системы пенсионного обеспечения, должны были воздействовать на определенные группы граждан и создать условия для их выхода из неформального сектора. Таким образом, целью данного исследования является подробный анализ проведенных реформ и выявление эффекта, оказанного ими на неформальную занятость.
Переход к плоской шкале налогообложения в 2001 г. в России и воздействие этого изменения на выбор неформальной занятости проанализированы в статье Ф. Слонимчика [1]. Согласно исследованию налоговая реформа способствовала сокращению неформально занятых работников по найму и занятых нерегулярной экономической деятельностью, причем эффект воздействия оказался выше для индивидов с самым высоким уровнем заработка. Один из основных выводов статьи заключается в том, что в России статус неформально занятого - результат добровольного выбора. Анализ проведен только для изменения системы выплат подоходного налога, в то время как в тот же период времени были осуществлены не менее важные реформы, которые, возможно, также оказали влияние на неформальную занятость. Предпринята попытка исследования последствий воздействия проведенных реформ на выбор индивидами неформальной занятости.
Существующие исследования связи экономических реформ с выбором неформальной занятости
Проблематика неформальной занятости широко рассматривается в литературе. В ранних работах по проблеме неформальной занятости предлагается модель сегментированного рынка труда, когда недостаточная гибкость рынка труда приводит к неэффективному равновесию и, соответственно, избыточному предложению труда [1]. Существует также альтернативный подход, согласно которому рынки труда, интегрированные и конкурентные, а также человеческие способности в формальном и неформальном секторах оцениваются с разных точек зрения; наблюдаются потоки работников между секторами в обоих направлениях [2, 3, 4]. Более поздние исследования находят подтверждения обоим подходам к определению характера рынка труда [5, 6]. Отметим, что данный вопрос между секторами является ключевым для данной работы. Если неформальная занятость - результат избыточного предложения труда, то рассматриваемые законодательные изменения не имеют возможности повлиять на нее.
Теоретические аспекты неформальной занятости, ее детерминанты и динамика в России подробно рассматриваются в работах В.Е. Гимпельсона и Р.И. Капелюшникова [7, 8, 9]. Важный аспект неформальный занятости - подход к ее определению - исследуется в работе Х. Леменна и А. Зайцевой [10].
Исследуя вопрос влияния реформ на неформальную занятость, нельзя не отметить
работу Ф. Слонимчика [11]. В его работе рассматривается эффект налоговой реформы (переход от прогрессивной шкалы налогообложения к плоской) на неформальную занятость. Ф. Слонимчик приходит к выводу о том, что налоговое бремя снизилось в основном только для групп налогоплательщиков с высоким уровнем дохода, а группы с низким уровнем дохода остались практически незатронутыми. В статье анализируются изменение как системы НДФЛ, так и системы выплат социальных взносов, но в части эмпирического анализа группы (для применения метода разница-в-разностях - DID) выделяются только на основе распределения доходов индивидов, в соответствии с которым уплачивается подоходный налог. В результате было выявлено, что сокращение налогового бремени привело к тому, что многие индивиды решили покинуть неформальный сектор. Реформа способствовала сокращению неформально занятых работников (на 2,5%) и занятых нерегулярной экономической деятельностью (на 4%). Эти результаты оказались устойчивы к ряду спецификаций. Эффект воздействия оказался сильнее для тех, кто имел наивысший уровень заработка.
Эффект от изменения налоговой системы в России также рассмотрен в ряде других статей. К важному выводу пришли Ю. Городниченко, Х. Мартинез-Васкез и К. Сабирьянова [12]. Согласно их исследованию значимые изменения, произошедшие в сфере сокрытия налогооблагаемых доходов и последовавшие за налоговой реформой, связаны в первую очередь с добровольным решением индивидов, потому они не могут быть отнесены на счет изменений в налоговом администрировании.
Данный результат в некоторой степени подтверждает, что соблюдение налогового законодательства значительно улучшилось [13]. Однако эти изменения не могут однозначно быть отнесены на счет конкретных параметров реформы или изменений в правоприменении в сфере налоговой политики.
Тема реформирования налоговой системы также представлена в статье Д. Дункан и К. Сабирьяновой [14]. Несмотря на то что авторы не рассматривали в отдельности неформальный сектор, выявлено, что в результате перехода к плоской шкале налогообложения в среднем растет количество рабочих часов для мужчин и обнаружено увеличение вероятности нахождения работы, что подтверждает определенное воздействие налоговой реформы на рынок труда.
Исследователи, С. Синельников-Мурылев и другие, также в своей работе приходят к выводу о том, что при введении плоской шкалы налогообложения масштаб уклонения от уплаты налогов налогоплательщиками с высокими доходами сократился, и именно этим фактом обусловлен рост налоговых поступлений в бюджет [15].
Таким образом, проблема оказанного воздействия налоговой реформы в России и его количественного выражения представляет интерес для анализа, но при этом остаются неисследованными и другие аспекты масштабного реформирования законодательства, которое берет свое начало в 2000-х гг.
Налоговая реформа
В 2000-2001 гг. Правительство РФ приступило к реализации налоговой реформы. Наиболее радикальной переменой явилось установление единой ставки налога на доходы физических лиц. Согласно ст. 224 гл. 23 ч. II Налогового кодекса РФ налоговая ставка устанавливается в размере 13%, то есть прогрессивная шкала налогообложения была заменена плоской. Для сравнения, в 2000 г. для годового дохода до 50 000 руб. действовал НДФЛ 12%, от 50 000 до 150 000 руб. - 20% и свыше 150 000 руб. - 30%.
Составной частью налоговой реформы было снижение максимальной ставки социального взноса с фонда заработной платы - с 38,5 до 35,6%. До реформы 38,5% формировались в совокупности за счет отдельных страховых взносов, отчисляемых в разные социальные государственные внебюджетные фонды, после проведенных изменений они были заменены единым социальным налогом (ЕСН). При уровне годового дохода до 100 000 руб. размер ЕСН составил 35,6%, от 100 001 до 300 000 руб. - 20%, от 300 001 до 600 000 руб. - 10%, свыше 600 000 руб. - 2%.
Однако не все специалисты в области экономики согласны с эффективностью установления 13% ставки НДФЛ. Н.Н. Муравьева считает новую систему налогообложения недостаточно
эффективной с точки зрения принципа социальной справедливости1. Вывод о недостаточной социальной эффективности реформы
налогообложения отчасти подтверждается в статье Л.В. Костылевой [16].
1 Муравьева Н.Н. Направления развития социально ориентированного подоходного налогообложения граждан в России // Финансы и кредит. 2015. № 19. С. 46-56.
С 2005 г. ставка ЕСН была понижена до 26%, изменена регрессивная шкала налогообложения. Согласно Федеральному закону «О внесении изменений в главу 24 части второй Налогового кодекса Российской Федерации, Федеральный закон «Об обязательном пенсионном страховании в Российской Федерации» и признании утратившими силу некоторых положений законодательных актов Российской Федерации» от 20.07.2004 № 70-ФЗ по ставке 26% облагается доход до 280 000 руб., от 280 001 до 600 000 руб. -по ставке 10%, свыше 600 000 руб. - по ставке 2%.
С 01.01.2010 гл. 24 Налогового кодекса РФ «Единый социальный налог» утратила силу. В соответствии с произведенными изменениями существовавшая ранее регрессивная шкала налогообложения была отменена, вместо нее установлена максимальная база для начисления взносов 415 000 руб. ЕСН снова был заменен отдельными страховыми взносами в ПФ РФ -20%, в ФСС РФ - 2,9%, в ФФОМС - 1,1%, в ТФОМС - 2%; всего - 26%. Такие ставки были установлены на переходный период. С 01.01.2011 необходимо было отчислять в ПФ РФ 26%, в ФСС РФ - 2,9%, в ФФОМС - 2,1%, в ТФОМС - 3%, а база для начисления взносов повышена до 463 000 руб. В 2012 г. база для начисления взносов еще раз была повышена до 512 000 руб., в 2013 г. -до 568 000 руб., в 2014 г. - до 624 000 руб.
Пенсионная реформа
В 2001 г. началась масштабная реформа по преобразованию пенсионной системы РФ. Она проходила в несколько этапов, завершившись в 2015 г. До реформы пенсионная система была распределительной, то есть работающие граждане делали страховые взносы, которые шли на выплату пенсий. В случае дефицита бюджета Пенсионного фонда Российской Федерации для выплаты пенсий использовались ресурсы из федерального бюджета. При такой системе в условиях снижения рождаемости, старения населения и досрочного выхода на пенсию граждан ресурсы ПФ РФ истощаются, что создает угрозу для нормального функционирования всей пенсионной системы.
В 2001 г. был принят Федеральный закон «О трудовых пенсиях в Российской Федерации» от 17.12.2001 № 173-Ф3 и ряд других законов о реформировании пенсионной системы. Таким образом, с 01.01.2002 осуществлен переход от распределительной системы к распределительно-накопительной путем введения накопительного элемента и разделения взносов на индивидуальных счетах на добровольные и
обязательные. Стоит отметить, что реформа распространялась только на работающих на тот момент граждан (родившихся после 1967 г.).
Согласно реформе 20% от ЕСН пошло на пенсионное отчисление, причем эти 20% разделились на 6% (базовая часть пенсии), 10% (страховая) и 4% (накопительная). Базовая часть трудовой пенсии имеет фиксированный размер, она гарантируется государством и каждый год индексируется. Страховая часть пенсии формируется в зависимости от расчетного пенсионного капитала и рассчитывается по формуле: СЧ = ПК/ Т, где ПК - сумма расчетного пенсионного капитала, Т - количество месяцев ожидаемого периода выплаты пенсии, составляющего 19 лет (228 месяцев). Отметим, что расчетный пенсионный капитал - это общая сумма страховых взносов и других поступлений в ПФ РФ за застрахованное лицо. Накопительная часть формируется за счет взносов и инвестиционного дохода. Размер накопительной части трудовой пенсии по старости определяется по формуле
НЧ = ПН / Т,
где ПН - сумма пенсионных накоплений.
Накопления можно оставить либо в ПФРФ, либо инвестировать в НПФ или частную управляющую компанию, причем именно накопительный элемент формирования пенсии вызывает споры ряда экспертов.
В дальнейшем начатая в 2001 г. реформа поэтапно продолжалась. В 2004 г. было разрешено заключать договор обязательного пенсионного страхования с негосударственными пенсионными фондами. Список активов, в которые НПФ могут инвестировать накопительную часть пенсии населения, постепенно расширялся. Е.А. Федорова и Ю.А. Разин показали, что подобные нововведения оказали позитивное воздействие на доходность инвестированных пенсионных накоплений населения2. Р.М. Мельников, в свою очередь, делает акцент на управление рисками инвестирования пенсионных накоплений3. В данной статье накопительный пенсионный элемент и его инвестирование в НПФ рассматриваются как позитивное явление.
2 Федорова Е.А., Разин Ю.А. Управление пенсионными накоплениями негосударственными пенсионными фондами // Финансы и кредит. 2015. № 26. С. 2-10.
3 Мельников РМ. Механизм регулирования инвестиционных рисков участников накопительного компонента пенсионной системы Российской Федерации и пути его совершенствования // Финансы и кредит. 2014. № 42.
С. 34-44.
Затем при старте программы по выплате материнского капитала стал возможным его перевод в пенсионные накопления. В 2008 г. накопительная часть трудовой пенсии по старости увеличилась до 6%, страховая - до 8%. В 20102012 гг. была проведена переоценка расчетного пенсионного капитала, базовая часть пенсии слилась со страховой.
В 2013 г. было решено предоставить гражданам возможность до 31.12.2015 выбрать: оставить 6% страхового взноса в качестве накопительной части или отказаться от накопительного элемента и полностью формировать пенсию за счет страховой части (16%). Введена новая формула расчета
" 4
страховой пенсии4: СП = ИПК • СПК,
где ИПК - индивидуальный пенсионный коэффициент;
СПК - стоимость одного пенсионного коэффициента.
Величина индивидуального пенсионного коэффициента определяется по формуле
ИПК = (ИПКс + ИПКн) КСП,
где ИПКс - индивидуальный пенсионный коэффициент за периоды, имевшие место до 01.01.2015;
ИПКп - индивидуальный пенсионный коэффициент за периоды, имевшие место с 01.01.2015;
КСП - коэффициент повышения индивидуального пенсионного коэффициента.
Стоимость одного пенсионного коэффициента:
СПКг = ОСС++ТФБ) X ИПК,
где ОССг - объем поступлений от страховых взносов на выплату страховых пенсий;
ТФБ - трансферты из федерального бюджета в бюджет ПФРФ на выплату страховых пенсий;
X ИПК - сумма индивидуальных пенсионных коэффициентов.
С учетом того что размер пенсий напрямую зависит от размера задекларированной зарплаты, появляется стимул декларировать реальную заработную плату, таким образом, одной из целей
4 Как формируется и рассчитывается будущая пенсия. URL: http://www.pfrf.ru/grazdanam/pensions/kak_form_bud_pens
пенсионной реформы являлось увеличение средств пенсионного фонда за счет вывода из тени доходов граждан.
Трудовой кодекс
Трудовой кодекс Российской Федерации (ТК РФ) был принят 30.12.2001 и вступил в силу с 01.02.2002 вместо действующего ранее Кодекса законов о труде РСФСР (КЗоТ). Кодекс имеет несколько принципиальных отличий от КЗоТ. В первую очередь ТК РФ допускает большее разнообразие форм контрактов, расширяет возможности их заключения, то есть возможно установление более гибких контрактных отношений
Возможность заключения срочных трудовых контрактов ст. 7 КЗоТ существенно ограничивала следующими условиями: «Срочный трудовой договор (контракт) заключается в случаях, когда трудовые отношения не могут быть установлены на неопределенный срок с учетом характера предстоящей работы, или условий ее выполнения, или интересов работника, а также в случаях, непосредственно предусмотренных законом». Если же по истечении срока трудового договора трудовые отношения продолжаются: работник выполняет свои функции, а работодатель не возражает, действие договора становится автоматически бессрочным. В таких условиях, как сообщается в экономическом обзоре ОЭСР: «Громоздкое регулирование на практике препятствует заключению возобновляемых контрактов на фиксированный срок для конкретных проектов или сезонной работы. Любой возобновляемый контракт подобного типа автоматически становится постоянным»5. В ТК РФ перечень условий для заключения договора с фиксированным сроком значительно расширяется (ст. 59), причем автоматическая пролонгация договора не действует.
Кроме того, в ч. IV, разд. XII закреплены особенности регулирования труда таких категорий работников, как: работающих по совместительству и заключивших трудовой договор на срок до двух месяцев, работающих вахтовым методом, особенности регулирования труда работников, работающих у работодателей - физических лиц; особенности труда надомников и других, что не было закреплено в КЗоТ. Режим рабочего времени также был дополнен ненормированным рабочим днем и работой в режиме гибкого рабочего времени.
5 Экономические обзоры ОЭСР 2001-2002. Российская Федерация. М.: Весь Мир, 2002. 208 с.
Важно отметить, что в принятом Трудовом кодексе существует ст. 236, защищающая интересы работника и предусматривающая материальную ответственность работодателя за задержку заработной платы и других выплат.
Таким образом, принятый ТК РФ направлен в том числе на установление более гибких контрактных отношений и одновременно защиту прав работников, но громоздкое регулирование затрудняет достижение этих целей, в частности, перевод неформальных отношений в формальные трудовые.
Методология эмпирического анализа
В силу того что воздействие реформы может распространяться только на некоторые группы граждан, для оценки эффектов подходит метод разности-в-разностях - difference-in-differences (DID). Он часто используется при количественной оценке эффекта воздействия, в частности, законодательных изменений. Для реализации данного метода необходимо выбрать две группы: в одной из них - группе воздействия - объекты подвергались воздействию некого фактора, а в другой - контрольной группе - нет. Также выделяются два периода: до и после влияния фактора на объекты в группе воздействия. Состав групп должен быть однородным. Таким образом, измерив разность изменения анализируемого показателя в группе воздействия при переходе из одного периода второй и его изменение в контрольной группе также при переходе, получим эффект воздействия фактора на данный показатель. Эта оценка будет несмещенной, если в первом периоде динамика интересующего нас показателя в обеих группах была параллельна. Оцененный эффект будет показывать, на сколько изменился показатель только в результате влияния конкретного фактора, без учета естественной динамики этого показателя во времени и различия между группами. Подробное описание данного метода содержится в статье П.А. Пухани [17].
В таком случае в качестве факторов, определяющих выбор неформального сектора экономики, рассмотрены реформы НДФЛ, социальных взносов и пенсионной системы. Индивидуальные социально-демографические характеристики, такие как пол, возраст, образование, семейный статус, регион, тип поселения, профессия, отрасль и национальность, используются в качестве контролирующих переменных.
Для того чтобы оценить эффект воздействия методом DID, необходимо выделить контрольную
группу и группу воздействия. Рассмотрим эти группы в отдельности для каждой из проведенной реформы. Исходя из сути принятых законов было выделено два критерия отнесения индивидов в ту или иную группу: величина годового доходы (для налоговой реформы) и год рождения (для пенсионной реформы). В общем виде разделение на группы представлено в табл. 1.
Подобное разделение обусловлено тем, что, например, с устранением прогрессивной шкалы НДФЛ ставка налога для людей, чей доход составлял менее 50 000 руб. в год, увеличилась только на 1 п.п. (с 12 до 13%), а для людей с большим доходом она снизилась на 7-17 п.п. То же произошло со страховыми взносами. Что касается пенсионной реформы, в законе прописано, что под нее попадают только граждане, родившиеся после 1967 г.
В отношении реформы трудового законодательства достаточно сложно выделить группы. Возможен вариант, когда в контрольной группе -неформально занятые, которым не задерживали зарплату до 2002 г., а в группе воздействия -которым задерживали, так как с 2002 г. за подобное предусмотрена материальная ответственность работодателя, но это слишком узкое определение изменений в трудовом законодательстве. Поскольку ТК РФ сам по себе содержит множество разноплановых реформ, эффект от его вступления в силу оценить крайне сложно, в нашем исследовании мы не будем касаться этой проблемы.
Данные и дескриптивный анализ
В работе для исследования вопроса о неформальной занятости были использованы данные RLMS-HSE (Russian Longitudinal Monitoring Survey - Higher School of Economics) -Российский мониторинг экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ6 -проект, осуществляемый Национальным исследовательским университетом «Высшая школа экономики» и ЗАО «Демоскоп» при участии Центра народонаселения Университета Северной Каролины в Чапел Хилле (США) и Института социологии РАН. Это панельное обследование, репрезентативно представляющее взрослое население России; в работе использованы данные с 8 по 18 волну (1998-2009 гг.).
Структура полученной выборки приблизительно однородна по полу, семейному положению.
6 URL: http://www.cpc.unc.edu/projects/rlms и http://www.hse.ru/rlms
В группу неформально занятых работников по найму преимущественно входят индивиды среднего возраста, проживающие в областном центре, имеющие среднее профессиональное образование (отметим низкую долю неформальных работников с высшим образованием и достаточно высокую долю работников только со школьным образованием), являющиеся работниками сферы торговли и услуг, квалифицированными рабочими, занятыми ручным трудом, и неквалифицированными рабочими, проживающими в Поволжье и на востоке России.
Далее обратимся к динамике количества неформально занятых по видам занятости в течение рассматриваемого периода.
Как показано на рис. 1, доля неформально занятых со временем растет, причем начиная с 2004 г. можно наблюдать активные колебания показателей. Доли добровольно неофициально занятых работников и вынужденных примерно равны и демонстрируют схожую динамику, также аналогичную динамике общей доли неформально занятых. В данном случае графический анализ не может выявить непосредственной связи с годами проведения реформ и неформальной занятостью.
Проанализируем динамику неформально занятых работников по группам для проверки условия параллельности трендов, которое необходимо для применения метода DID. На рис. 2 можно отметить, что поведение неформально занятых индивидов до 2001 г. в контрольной группе и группе воздействия (в группу воздействия относились все индивиды с доходом выше 50 000 руб. в год во все годы после 2001 г.) было одинаково, то есть соблюдается условие параллельности трендов, необходимое для применения метода DID. Через год после проведения налоговой реформы доля работников по найму в неформальном секторе достаточно различается по группам, что может свидетельствовать о наличии эффекта воздействия. Хотя, безусловно, необходимо проведение количественной оценки, так как графические данные могут ввести в заблуждение.
Ситуация, отраженная на рис. 3, может показаться неудовлетворительной для применения
выбранного нами метода (в группу воздействия относились все индивиды с доходом выше 100 000 руб. в год во все годы после 2001 г.). Но если обратить внимание на то, насколько расходятся тренды до 2001 г., можно заметить, что это расхождение составляет всего около 1 п.п., что не должно стать препятствием на пути
количественной оценки эффекта воздействия с помощью метода DID. Однако из-за подобного распределения доли занятых в неформальном секторе во времени, когда кроме названной проблемы можно также заметить некое сходство в трендах после 2003 г., наличие значимого эффекта от данной реформы сомнительно.
Аналогичную сиуацию отметим и на рис. 4: присутствует небольшое расхождение трендов до 2002 г. - года проведения первого этапа пенсионной реформы - и схожесть трендов в контрольной группе и группе воздействия на отдельных участках графика, что также подвергает сомнению то, что новая пенсионная система создала необходимые условия для работы в формальном секторе экономики (в группу воздействия относились все индивиды, рожденные после 1967 г.).
В результате проведения теста Стьюдента на значимость различий средних значений переменных в контрольной группе и группе воздействия, были выявлены три переменные, средние значения которых ощутимо различаются по группам для всех реформ: средняя доля неформально занятых работников, пол и возраст. С одной стороны, это говорит о неоднородности созданных групп, тогда в результате мы можем получить, что эффект обусловлен не только чистым влиянием реформ, но и составом групп. С другой стороны, в абсолютных значениях это различие крайне несущественно, как можно увидеть на рис. 5-7.
Результаты оценки
В данной работе мы остановились на оценке количественного эффекта от трех реформ (реформы подоходного налога, социальных взносов и пенсионной системы) по отдельности, а также оценке их общего эффекта. Как уже было замечено, выборка, на которой производилась оценка, ограничена 2009 г. для того, чтобы последующие многочисленные изменения в законодательстве не влияли на результат. В силу данного ограничения анализируется только первый этап проведенной пенсионной реформы. Относительно реформы социальных взносов необходимо отметить, что до 2009 г. система обязательных социальных отчислений была подвергнута изменению два раза - в 2001 г. и 2005 г. В данном исследовании оценивается эффект только от первоначального наиболее существенного реформирования, проведенного к тому же практически одновременно с двумя
другими реформами. Если проводить анализ реформы 2005 г., то возникают проблемы с определением группы воздействия. Так как зависимая переменная - бинарная, использовалась простая биномиальная логитмодель для оценки уравнения. Результаты представлены в табл. 2 (спец. 1).
Практически все контролирующие переменные значимы (кроме восточного региона) и имеют ожидаемые знаки: чем старше респондент, тем он менее склонен к неофициальной работе; мужчины более склонны к работе в неформальном секторе; вероятность неформальной работы снижает проживание в городе и селе по сравнению с центром, в любом регионе по сравнению с Москвой и Санкт-Петербургом, состояние в браке и принадлежность к специалистам высшего уровня квалификации также снижает вероятность неформальной работы. Однако согласно приведенной таблице только изменение системы взимания подоходного налога способствовало сокращению неформальной занятости на 5%, в то время как установление новой системы расчета пенсий не создало достаточных стимулов для перехода работников по найму из неформального сектора в формальный в отличие от предыдущей модели. В терминах предельных эффектов в результате перехода к плоскому налогообложению в отношении подоходного налога неформальная занятость снизилась на 2,5%, что соответствует результатам, полученным Ф. Слонимчиком.
Согласно табл. 2 перекрестный эффект воздействия реформ незначим, то есть если респондент попал под все три реформы, то нельзя с уверенностью сказать, что вероятность его принадлежности к неформальному сектору снижается. Вместе с тем при оценке совместного эффекта значимость влияния изменения подоходного налога на сокращение неформальной занятости увеличивается, коэффициент по модулю возрастает, эффект от изменения системы социальных взносов также становится значимым на 10%-ном уровне.
В целях проверки устойчивости знаков основных коэффициентов к включенным в модель переменным оценена регрессия с расширенным набором контролирующих переменных. Результаты отражены в табл. 2 (спец. 2). Модель оказалась устойчива к данной модификации, в расширенной спецификации наблюдается значимый эффект воздействия реформы подоходного налога.
Заключение
Реформирование налоговой и пенсионной систем затронуло значительную часть населения Российской Федерации. В данной работе предложен подход к анализу последствий реформ посредством оценки влияния произошедших изменений на выбор неформальной занятости. Неформальная занятость во многом лишена прямого государственного регулирования, поэтому особую актуальность приобретает опосредованное воздействие рассматриваемых реформ. Плоская шкала налогообложения должна была способствовать выходу из тени высокооплачиваемых работников.
Реформа пенсионной системы также в качестве одной из целей называла мотивацию работников к регистрации и раскрытию своих доходов.
В данной статье предпринята попытка эмпирически проверить имели ли проведенные реформы последствия для выбора сектора занятости. В результаты получено, что смена принципа расчета налога на доходы физических лиц способствовала снижению вероятности выбора индивидом неформальной занятости, в то время как совокупность проведенных реформ не оказывает значимого влияния на неформальную занятость.
Таблица 1
Разделение респондентов на группы
Группа НДФЛ Страховые взносы Пенсионная система
Группа воздействия Годовой доход > 50 000 руб. Годовой доход > 100 000 руб. Год рождения > 1967
Контрольная группа Годовой доход < 50 000 руб. Годовой доход < 100 000 руб. Год рождения < 1967
Таблица 2 Результаты оценки
Изменение Изменение Изменение Совокупность
Переменные подоходного налога социальных налогов пенсионной системы реформ
Спец. 1 Спец. 2 Спец. 1 Спец. 2 Спец. 1 Спец. 2 Спец. 1 Спец. 2
1. Возраст -0,026*** -0,122*** -0,026*** -0,122*** -0,017*** _0 114*** -0,017*** -0,115***
2. Возраст в квадрате - 0,001*** - 0,001*** - 0,001*** - 0,001***
3. Пол 0,204*** 0,137* 0,189*** 0,122* 0,213*** 0,158** 0,187*** 0,121*
4. Семейное положение -0,492*** -0,416*** _0 495*** _0 415*** -0,492*** _0 419*** _0 494*** _0 417***
5. Город -0,436*** -0,405*** -0,432*** -0,405*** -0,438*** -0,406*** _0 441*** -0,412***
6. Село -0,576*** -0,551*** _0 571*** -0,552*** _0 577*** -0,558*** -0,573*** _0 554***
7. Среднее -0,297*** - -0,298*** - -0,297*** - -0,300*** -
профессиональное образование
8. Высшее образование -0,215** - -0,222*** - -0,218*** - -0,233*** -
9. Диплом 2 - -0,337 - -0,323 - -0,327 - -0,323
(незаконченное среднее образование -
7-8 классов)
10. Диплом 3 - -0,202 - -0,185 - -0,172 - -0,182
(незаконченное среднее образование плюс что-то еще)
11. Диплом 4 (законченное - -0,385 - -0,365 - -0,356 - -0,363
среднее образование)
12. Диплом 5 - -0,724* - -0,711* - -0,691* - -0,710*
(законченное среднее
специальное образование)
13. Диплом 6 - -0,810** - -0,809** - -0,773** - _0,814**
(законченное высшее образование и выше)
14. Специалисты высшего -0,345 -1,393*** -0,337 -1 415*** -0,367 -1 377*** -0,353 _1 417***
уровня
15. Специалисты среднего 0,897*** -0,225 0,901*** -0,253* 0,875*** -0,209 0,885*** -0,256*
уровня
16. Офисные служащие 0,611* -0,608*** 0,622* -0,630*** 0,595* -0,589*** 0,611* -0,632***
17. Работники сферы 2,446*** 1,183*** 2,463*** 1,166*** 2,421*** 1 199*** 2,448*** 1,163***
торговли и услуг
18. С/х рабочие 1,833*** 0,648 1,851*** 0,632 1,820*** 0,661 1,834*** 0,621
19. Квалифицированные 1 931*** 0,675*** 1 943*** 0,651*** 1,922*** 0,698*** 1,938*** 0,650***
рабочие, занятые
ручным трудом
20. Квалифицированные 1 321*** 0,076 1,332*** 0,052 1,304*** 0,094 1 321*** 0,049
рабочие,
использующие
машины
21. Неквалифицированные 2 344*** 1,036*** 2,366*** 1,023*** 2 315*** 1 045*** 2 347*** 1 019***
рабочие
22. Север -0,504*** -0,500*** -0,487*** -0,482*** -0,509*** -0,513*** -0,487*** -0,484***
23. Поволжье -0,270*** -0,232** -0,243*** -0,205* -0,288*** -0,257** -0,244*** -0,203*
24. Юг -0,331*** -0,311** -0,303*** -0,284* -0,343*** -0,333** -0,297** -0,278*
25. Восток -0,121 -0,103 -0,093 -0,074 -0,131 -0,124 -0,089 -0,071
26. Русская - 0,028 - 0,019 - 0,033 - 0,016
национальность
27. Группа по 0,598** 0,596* - - - - 1 041*** 1,082**
подоходному налогу (1)
28. Группа по - - 0,387 0,367 - - -1,067* 0,186
социальному налогу (2)
29. Группа по - - - - 0 514*** 0,253 0,435** -1,038
пенсионному возрасту (3)
30. 2001 г. 1,003*** 1,006*** 0,939*** 0 944*** - - 1,066*** 1,039***
31. 2002 г. - - - - 1,039*** 1 049*** - 0,000
32. (Гр. 27 • Гр. 30 - -0,537** -0,485* - - - - -1,080*** -1,108**
- Эффект воздействия реформы подоходного налога)
33. (Гр. 28 • Гр. 30 - - - -0,221 -0,137 - - -1,189* 1,249
- Эффект воздействия реформы социальных
взносов)
34. (Гр. 29 • Гр. 31 - - - - - -0,254 -0,134 -0,225 -0,112
- Эффект воздействия
пенсионной реформы)
35. (Гр. 27 • Гр. 28 • Гр. 29) - - - - - - 0,700 0,553
36. Общий эффект - - - - - - -0,610 -0,503
воздействия
37. Константа -3,588*** -0,345 _3 595*** -0,316 -3,934*** -0,632 -4,065*** -0,624
Статистика
38. Количество 30 561 34 028 30 561 34 028 30 561 34 028 30 561 34 028
наблюдений
39. Loglikelihood 0,133 0,131 0,134 0,132 0,134 0,131 0,135 0,132
40. Хи-квадрат 1 678,466 1 823,333 1 681,112 1 832,199 1 681,943 1 816,709 1 698,161 1 841,14
* Значимость коэффициента на 10%-ном уровне.
** Значимость коэффициента на 5%-ном уровне.
*** Значимость коэффициента на 1%-ном уровне. Примечание: графа - Гр.
Рисунок 1
Динамика доли неформально занятых работников по найму от общего количества занятых, %
Рисунок 2
Динамика доли неформально занятых работников по найму по группе воздействия (налоговая реформа) от общего количества работников по найму, %
Рисунок 3
Динамика доли неформально занятых работников по найму по группе воздействия (реформа социального страхования) от общего количества работников по найму, %
Рисунок 4
Динамика доли неформально занятых работников по найму по группе воздействия (пенсионная реформа) от общего количества работников по найму, %
Рисунок 5
Средние доли неформально занятых работников по найму
Рисунок 6
Средние доли мужчин среди работников по найму
Рисунок 7
Средний возраст работников по найму
Список литературы
1. Harris J.R., Todaro M.P. Migration, Unemployment and Development: A Two-Sector Analysis // American Economic Review. 1970. № 60. P. 126-142.
2. Heckman J.J., Sedlacek G. Heterogeneity, Aggregation, and Market Wage Functions: An Empirical Model of Self-Selection in the Labor Market // Journal of Political Economy. 1985. № 93. P. 1077-1125.
3. Magnac T. Segmented or Competitive Labor Markets // Econometrica. 1991. № 59. P. 165-187.
4. Maloney W.F. Does Informality Imply Segmentation in Urban Labor Markets? Evidence from Sectoral Transitions in Mexico // The World Bank Economic Review. 1999. Vol. 13. № 2. P. 275-302.
5. Gong X., van Soest A., Villagomez E. Mobility in the urban labor market: A panel data analysis for Mexico // Economic Development and Cultural Change. 2004. № 53. P. 1-36.
6. Lehmann HPignatti N. Informal Employment Relationships and Labor Market Segmentation in Transition Economies: Evidence from Ukraine // IZA Discussion Papers. 2007. № 3269. P. 1-62.
7. Гимпельсон В.Е., Капелюшников Р.И. Нестандартная занятость и российский рынок труда. M.: ГУ ВШЭ, 2005. 36 с.
8. Гимпельсон В.Е., Капелюшников Р.И. Нормально ли быть неформальным? М.: ГУ ВШЭ, 2005. 56 с.
9. Капелюшников Р.И. Нестандартные формы занятости и безработицы в России. М.: ГУ ВШЭ, 2004. 52 с.
10. Lehmann H., Zaiceva A. Re-defining informal employment and measuring its determinants: evidence from Russia // Journal of International Development. 2015. № 27. P. 464-488.
11. Slonimczyk F. The Effect of Taxation on Informal Employment: Evidence from the Russian Flat Tax Reform // Informal Employment in Emerging and Transition Economies. Book Series: Research in Labor Economics. Emerald Group Publishing Limited. 2012. Vol. 34. P. 55-99.
12. Gorodnichenko Yu., Martinez-Vazquez J., Sabirianova K.P. Myth and Reality of Flat Tax Reform: Micro Estimates of Tax Evasion Response and Welfare Effects in Russia // Journal of Political Economy. 2009. Vol. 117. Iss. 3. P. 504-554.
13. Ivanova A., Keen M.., Klemm A. The Russian Flat Tax' Reform // Economic Policy. 2005. № 20. P. 397-444.
14. Duncan D., Sabirianova Peter K. Does Labor Supply Respond to a Flat Tax? Evidence from the Russian Tax Reform // IZA Discussion Paper. 2009. № 4257. С. 53.
15. Синельников-Мурылев С., Баткибеков С., Кадочников П., Некипелов Д. Оценка результатов реформы подоходного налога в Российской Федерации.
URL: http://www.budgetrf.ru/Publications/Magazines/Ve/2003/2003-06sinelnikov/2003-6sinelnikov.pdf.
16. Костылева Л.В. Налогообложение как механизм регулирования неравенства населения // Экономические и социальные перемены: факты, тенденции, прогноз. 2011. № 3. С. 66-77.
17. Puhani P.A. The Treatment Effect, the Cross Difference, and the Interaction Term in Nonlinear "Difference-in-Differences" Models // IZA Discussion Paper. 2008. № 3478. P. 1-7.
ISSN 2311-8709 (Online) ISSN 2071-4688 (Print)
Fiscal System
ANALYZING THE INFLUENCE OF TAX AND PENSION REFORMS ON THE CHOICE OF INFORMAL EMPLOYMENT IN RUSSIA
Anna I. VODOP'YANOVAa% Lyudmila A. LEONOVAb
a National Research University Higher School of Economics - Nizhny Novgorod, Nizhny Novgorod, Russian Federation vodopianovaana@yandex.ru
b National Research University Higher School of Economics - Nizhny Novgorod, Nizhny Novgorod, Russian Federation lleonova@hse.ru
• Corresponding author
Article history:
Received 12 October 2015 Accepted 21 October 2015
JEL classification: G18, J46
Keywords: reform, tax system, pension system, informal employment
Abstract
Importance Informal employment is a complex economic phenomenon that goes beyond direct government control and, therefore, requires multifaceted consideration. Over 2001-2002, Russia had extensive reforms of tax and pension systems; the reform results might influence the probability of choosing the informal sector by individuals.
Objectives The study aims to analyze Russian reforms and their effect on informal employment. Methods We assess the empirical model on the basis of the Russian Longitudinal Monitoring Survey of Higher School of Economics data from 1998 to 2009. To reveal the effect, we apply the difference-in-difference econometric approach.
Results The findings show that the Personal Income Tax reform resulted in a 2.5% decrease in the number of people involved in informal employment. Other reforms had no impact on the incentives to work informally. An important feature of the reforms is that they do not influence each other; the synergetic effect is zero.
Conclusions We assume that these results are conditioned by subsequent frequent changes in the implemented pension reform and the reform of insurance contributions, which caused uncertainty about the future, thus impeding the decision to change the informal status by individuals. The paper extends the knowledge about the informal economy and assesses the efficiency of Russian reforms in terms of informal employment. The findings may be useful for conducting further government policy aimed at reducing informal employment among Russian citizens.
© Publishing house FINANCE and CREDIT, 2015
References
1. Harris J.R., Todaro M.P. Migration, Unemployment and Development: A Two-Sector Analysis. American Economic Review, 1970, no. 60, pp. 126-142.
2. Heckman J.J., Sedlacek G. Heterogeneity, Aggregation, and Market Wage Functions: An Empirical Model of Self-Selection in the Labor Market. Journal of Political Economy, 1985, no. 93, pp. 1077-1125.
3. Magnac T. Segmented or Competitive Labor Markets. Econometrica, 1991, no. 59, pp. 165-187.
4. Maloney W.F. Does Informality Imply Segmentation in Urban Labor Markets? Evidence from Sectoral Transitions in Mexico. The World Bank Economic Review, 1999, vol. 13, no. 2, pp. 275-302.
5. Gong X., van Soest A., Villagomez E. Mobility in the Urban Labor Market: A Panel Data Analysis for Mexico. Economic Development and Cultural Change, 2004, no. 53, pp. 1-36.
6. Lehmann H., Pignatti N. Informal Employment Relationships and Labor Market Segmentation in Transition Economies: Evidence from Ukraine. IZA Discussion Papers, 2007, no. 3269, pp. 1-62.
7. Gimpel'son V.E., Kapelyushnikov R.I. Nestandartnaya zanyatost' i rossiiskii rynok truda [Nonstandard forms of employment and the Russian labor market]. Moscow, SU HSE Publ., 2005, 36 p.
8. Gimpel'son V.E., Kapelyushnikov R.I. Normal'no li byt' neformal'nym? [Is it normal to be informal?]. Moscow, SU HSE Publ., 2005, 56 p.
9. Kapelyushnikov R.I. Nestandartnye formy zanyatosti i bezrabotitsy v Rossii [Nonstandard forms of employment and unemployment in Russia]. Moscow, SU HSE Publ., 2004, 52 p.
10. Lehmann H., Zaiceva A. Re-defining Informal Employment and Measuring its Determinants: Evidence from Russia. Journal of International Development, 2015, vol. 27, iss. 4, pp. 464-488.
11. Slonimczyk F. The Effect of Taxation on Informal Employment: Evidence from the Russian Flat Tax Reform. In: Informal Employment in Emerging and Transition Economies. Book Series: Research in Labor Economics. Emerald Group Publishing Limited, 2012, vol. 34, pp. 55-99.
12. Gorodnichenko Yu., Martinez-Vazquez J., Sabirianova K.P. Myth and Reality of Flat Tax Reform: Micro Estimates of Tax Evasion Response and Welfare Effects in Russia. Journal of Political Economy, 2009, vol. 117, iss. 3, pp. 504-554.
13. Ivanova A., Keen M., Klemm A. The Russian 'Flat Tax' Reform. Economic Policy, 2005, no. 20, pp.397-444.
14. Duncan D., Sabirianova K.P. Does Labor Supply Respond to a Flat Tax? Evidence from the Russian Tax Reform. IZA Discussion Papers, 2009, no. 4257, p. 53.
15. Sinel'nikov-Murylev S., Batkibekov S., Kadochnikov P., Nekipelov D. Otsenka rezul'tatov reformy podokhodnogo naloga v Rossiiskoi Federatsii [Assessing the results of income tax reform in the Russian Federation]. Available at: http://www.budgetrf.ru/Publications/Magazines/Ve/2003/2003-06sinelnikov/2003-6sinelnikov.pdf. (In Russ.)
16. Kostyleva L.V. Nalogooblozhenie kak mekhanizm regulirovaniya neravenstva naseleniya [Taxation as a mechanism to regulate the inequality of the population]. Ekonomicheskie i sotsial'nye peremeny: fakty, tendentsii, prognoz = Economic and Social Changes: Facts, Trends, Forecast, 2011, no. 3, pp. 66-77.
17. Puhani P.A. The Treatment Effect, the Cross Difference, and the Interaction Term in Nonlinear 'Difference-in-Differences' Models. IZA Discussion Papers, 2008, no. 3478, pp. 1-7.
