CC BY
33
СОЦИАЛЬНОЕ РАЗВИТИЕ
DOI: 10.15838^.2019.5.65.7 УДК 331.526, ББК 65.01, 65.05
© Бобков В.Н., Вередюк О.В.
Часы работы в России: модели занятости и факторы выбора*
Вячеслав Николаевич БОБКОВ
Институт социально-экономических проблем народонаселения РАН Москва, Российская Федерация, 117218, Нахимовский пр., д. 32 Е-таП: [email protected]
ORCID: 0000-0001-7364-5297; ResearcherID: и-6527-2019
Олеся Васильевна ВЕРЕДЮК
Санкт-Петербургский государственный университет
Санкт-Петербург, Российская Федерация, 199034, Университетская наб., д. 7—9 E-mail: [email protected]
ORCID: 0000-0002-9862-633X; ResearcherlD: K-7044-2013
Аннотация. В статье классифицированы и исследованы режимы часов работы на предмет выявления структуры их распределения и детерминант распространения в России. Оценка фактической картины режимов рабочего времени актуальна в условиях существования нестандартной занятости при поиске путей повышения производительности труда. Статья дополняет известные публикации, которые, сосредоточив анализ на часах работы, упускают тот важный момент, что одно и то же количество часов может быть реализовано при разных режимах рабочего времени, из чего следуют, например, разные варианты регулирования и защиты прав работников. Авторами сконструирована условно-стандартная модель занятости в России на основе рассмотрения частоты, с которой встречается каждый из трех временных параметров занятости (количество часов работы в неделю и день, а также количество рабочих дней в неделю). Такой оказа-
* Исследование выполнено при финансовой поддержке РФФИ, проект «Структурные изменения в экономике России: роль человеческого капитала и инвестиций» № 18-010-01185.
Для цитирования: Бобков В.Н., Вередюк О.В. Часы работы в России: модели занятости и факторы выбора // экономические и социальные перемены: факты, тенденции, прогноз. 2019. Т 12. № 5. С. 109—123. DOI: 10.15838/ esc.2019.5.65.7
For citation: Bobkov V.N., Veredyuk O.V. Working hours in Russia: employment models and choice factors. Economic and Social Changes: Facts, Trends, Forecast, 2019, vol. 12, no. 5, pp. 109-123. DOI: 10.15838/esc.2019.5.65.7
лась работа 40 часов в неделю по 8 часов в день в течение пяти дней. В результате регрессионного анализа микроданных РМЭЗ-ВШЭ определены факторы, повышающие вероятность занятости на условиях данной модели, а именно: наличие трудового договора, работа в компаниях с государственным участием, занятость в органах управления. При сохраняющейся неоднородности региональных тенденций условно-стандартная модель продолжает распространяться, но пока не стала преобладающим режимом часов работы. Показано, что за ростом сбалансированности в использовании часов работы стоят, однако, процессы, не вполне благоприятные для конкурентоспособности экономики, равномерности регионального развития и качества человеческого потенциала в России. Полученные результаты обогащают знания о реально используемых моделях организации режимов труда в России и могут служить основанием для принятия взвешенных решений по выявлению резервов использования рабочего времени, а также для выработки путей его оптимизации. Продолжить исследования можно в направлении анализа качества занятости при разных режимах часов работы.
Ключевые слова: часы работы, продолжительность времени работы, модели занятости, рынок труда, качество занятости, РМЭЗ-ВШЭ, политика занятости, Россия.
Введение
Сокращение продолжительности времени работы — давно наблюдаемая тенденция в мире [1, с. 14]. Так, среднее рабочее время в странах, данные по которым собирает Организация экономического сотрудничества и развития (ОЭСР), в расчете на одного занятого в год составило в 1970 г. 1960 часов, в 1992 г. — 1851 час и в 2017 г. — 1746 часов1. Такая тенденция, являясь одним из следствий экономического роста, в первую очередь характерна для стран Запада. В России, напротив, этот показатель имел тенденцию к росту, а после кризиса 2008—2009 гг. наблюдаются его незначительные колебания около уровня 1751 час в год2, что соответствует примерно 38 часам работы в неделю3.
В целом динамика продолжительности времени работы обусловлена рядом институциональных факторов. Применительно к России можно отметить некоторые из них. Например, начиная с 1991 г., была законодательно сокращена продолжительность стандартной рабочей
1 OECD, Hours worked (indicator). doi: 10.1787/ 47be1c78-en (accessed 30.04.2019).
2 Там же.
3 Данные ОЭСР по России представляют собой нормативные (а не фактические) часы, отработанные в среднем одним занятым за год (подр. см.: [2]). Расчеты авторов исходят из 46 рабочих недель в год (46 недель =
[250 рабочих дней в год — 20 дней оплачиваемого отпуска в году, т. е. 28 дней отпуска — 8 дней, приходящихся на выходные] / 5-дневную рабочую неделю).
недели (с 41 до 40 часов4), увеличена минимальная продолжительность ежегодных оплачиваемых отпусков (с 18 до 24 рабочих дней), появились общенациональные праздничные дни (в начале января и в начале мая), расширен круг работников с льготными режимами рабочего времени (включая неполный рабочий день), добавились административные отпуска и вынужденные переводы на неполное рабочее время [3, с. 16-17]. Помимо перечисленных институциональных факторов фактические часы работы также зависят от экономических и индивидуальных факторов [4, с. 22].
Тематика, связанная с часами работы, имеет особую актуальность в условиях активного обсуждения проблем перехода на 4-дневную рабочую неделю, повышения производительности труда, использования гибких форм занятости. Так, в известных публикациях по рынку труда России исследуются часы работы в расчете на одного занятого в годовом выражении [5; 6; 7]. Часы работы в месяц фигурируют как индикаторы предложения труда при оценке его эластичности по заработной плате [8]. Ряд
4 Принцип работы 40 часов в неделю рекомендован МОТ. См. Конвенцию МОТ № 47 «О сорокачасовой рабочей неделе»; Рекомендацию №116 Международной организации труда «О сокращении продолжительности рабочего времени». Движение в сторону 40 часов официально установленной рабочей недели отмечается в большинстве стран мира [Lee et all (eds), 2007].
исследований рынка труда в России исходят из допущения о преобладании в отечественной экономике рабочей недели, соответствующей установленной трудовым законодательством верхней ее границе в 40 часов5 [9]. Однако важно понимать фактически складывающуюся ситуацию с часами работы.
В большинстве известных публикаций, в том числе приведенных выше, авторы, как правило, сосредоточиваются на анализе количества рабочих часов. Но одно и то же количество часов можно реализовать при разных режимах рабочего времени, а из этого вытекают, например, разные варианты регулирования и защиты прав работников. Отмеченная лакуна в научных исследованиях определяет новизну данной работы, посвященной именно режимам рабочего времени, включающим одновременно несколько временных параметров занятости (количество часов работы в неделю и день, а также количество рабочих дней в неделю).
Цель статьи состоит в исследовании режимов часов работы на предмет выявления структуры их распределения и детерминант распространения в России. Знания о реально используемых моделях организации режимов труда могут служить основанием для принятия оптимальных решений по выявлению резервов использования рабочего времени и для трансформации понимания критериев стандартной и нестандартной занятости в современных условиях.
В отличие от структуры распределения и детерминант распространения режимов часов работы более изученными оказываются последствия как сверхурочной работы, так и работы с низкой продолжительностью рабочего времени. В исследованиях уже показана их широкая палитра и на микро-, и на макроуровне. Например, для индивида оказаться в состоянии неполной занятости означает отсутствие гарантий даже минимальной заработной платы, так как для ее получения необходимо полностью отработать норму рабочего времени6. Когда часы работы отклоняются вопреки желанию работника (например, работника отправляют в вынужденный административный отпуск или он не
5 Трудовой кодекс Российской Федерации. Ст. 91.
6 Там же. Ст. 133.
может найти занятость на полное рабочее время), его занятость ассоциируется с прекарной, для которой характерны низкий уровень социальных прав и гарантий, снижение заработной платы, высокая обеспокоенность вероятностью потерять работу, неудовлетворенность работой в целом [10, с. 9-30]. Присутствие работников с прекаризованной занятостью оказывает влияние на других занятых на предприятии из-за переноса руководящих/обучающих обязанностей на последних или прямой конкуренции за работу между двумя группами [11, с. 24].
С другой стороны, сверхурочные часы работы для индивида сопряжены с проблемами для здоровья (синдром эмоционального выгорания, набор веса, рост потребления алкоголя и курение), рисками травматизма, снижением производительности труда, ростом числа ошибок [12; 13; 14; 15]. Некоторые исследования говорят о проблемах с психическим здоровьем, наступающих при работе свыше 39 часов в неделю [16] и имеющих гендерную специфику [17].
Для индивида решение об использовании времени занимает центральное место среди решений, которые он принимает на протяжении всей своей жизни [18, с. 1]. Возможно, именно поэтому низкая удовлетворенность работой как в случае с низкой продолжительностью рабочего времени, так и в случае со сверхурочными часами работы снижает удовлетворенность жизнью в целом [19].
Для фирмы продолжительность рабочего времени имеет значение с точки зрения производительности труда, вовлеченности работников и проблем текучести кадров [20]. Например, выпуск продукции не обязательно увеличивается при увеличении часов работы, а во многих отраслях промышленности, напротив, более короткие часы связаны с более высокими показателями производительности в расчете на час [21].
Для экономики в целом сокращение рабочего времени во время рецессии является одним из инструментов сдерживания роста безработицы. Наряду с этим, оно оказывается одним из факторов уменьшения валового выпуска продукции. Снижение рабочего времени может свидетельствовать о росте сбалансированности часов работы в экономике, с одной стороны, и о меньшей гибкости адаптационных механизмов рынка труда, с другой стороны.
Высокая значимость часов работы в целом послужила поводом на международном уровне к расширению концепции Достойного труда (Decent work), впервые представленной Международной организацией труда (МОТ) в 1999 г. и реализуемой в том числе в нашей стране. В нее был включен концепт достойного рабочего времени, подразумевающего безопасность для здоровья; баланс «работа - семья»; гендер-ное равенство; рост производительности труда и возможность работников влиять на их рабочее время7 [22].
Указанные выше последствия как сверхурочной работы, так и работы с низкой продолжительностью рабочего времени повышают актуальность предлагаемого исследования структуры распределения и детерминант распространения режимов часов работы.
В следующем разделе приводится статистика, описывающая структуру распределения групп занятых с разной продолжительностью часов работы, а также динамику их распространения. Третий раздел посвящен выявлению на основе регрессионного анализа факторов, оказывающих влияние на вероятность занятости в режиме часов работы, определенном в данной работе в качестве условно-стандартной модели. В четвертом разделе обсуждаются полученные результаты эмпирического исследования. Завершают работу общие выводы и рекомендации.
Общие закономерности распределения занятых по количеству часов работы в России
Сразу оговоримся, что речь пойдет о занятости по основному месту работы. Начнем с количества фактических часов работы в неделю. Согласно Российскому мониторингу экономического положения и здоровья населения НИУ-ВШЭ (РМЭЗ-ВШЭ)8 - основной для данного исследования репрезентативной базы
7 Анализ режимов часов работы в контексте особенностей реализации Концепции в России заслуживает отдельного внимания исследователей.
8 Российский мониторинг экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ (RLMS ЖЕ), проводимый Национальным исследовательским университетом «Высшая школа экономики» и ООО «Демоскоп» при участии Центра народонаселения Университета Северной Каролины в Чапел Хилле и Института социологии Федерального научно-исследовательского социологического центра РАН. Режим доступа: http://www.cpc. unc.edu/projects/rlms и http://www.hse.ru/rlms).
микроданных9 — наиболее распространенной (типичной) моделью занятости в отечественной экономике является занятость 40 часов в неделю. В 2017 г. она была характерна для 44% всех занятых, в 2001 году10 — для 37%. Такая динамика свидетельствует о распространении модели занятости с количеством фактических часов работы в неделю, соответствующим принятому на законодательном уровне стандарту.
Для более полного представления о существующей модели занятости по времени работы отметим еще две характеристики занятости, а именно обычную продолжительность рабочего дня и количество дней работы в неделю. Так, согласно данным РМЭЗ-ВШЭ, в 2017 г. для 50% занятых обычным являлся 8-часовой рабочий день, который с 2001 г. (46%) стал более распространен. При этом для большинства занятых (56% в 2017 г. и 51% в 2001 г.) была характерна пятидневная рабочая неделя11. Этот показатель занятости также продемонстрировал рост12.
Результаты проведенного корреляционного анализа по данным за 2017 г. демонстрируют сильную положительную связь между количеством фактических часов работы в неделю и обычной продолжительностью рабочего дня (г = 0,720,p < 0,1); слабую положительную связь между количеством фактических часов работы в неделю и количеством дней работы в неделю (г = 0,156, p < 0,1); умеренную отрицательную связь между обычной продолжительностью рабочего дня и количеством дней работы в неделю (г = - 0,420,p < 0,1).
9 Использование более представительной базы микроданных выборочного обследования рабочей силы Росстата было менее предпочтительно, в том числе из-за длины рядов сопоставимых данных.
10 Выбор 2001 года в качестве точки отсчета в данном исследовании обусловлен требованиями сопоставимости используемых данных РМЭЗ-ВШЭ.
11 Количество фактических дней работы в неделю рассчитано на основе данных РМЭЗ-ВШЭ по каждому респонденту путем деления средних часов его работы в неделю на среднюю продолжительность его рабочего дня. Способ нахождения данного параметра позволяет в дальнейшем исключить его из анализа модели занятости без критических потерь для результатов данного исследования.
12 Доля занятых, чья рабочая неделя длится более четырех дней, в 2017 г. составила 79% (в 2001 г. — 83%). Этот показатель представляет повышенный интерес в условиях инициированного Правительством РФ обсуждения проблем возможного перехода на четырехдневную рабочую неделю (http://government.ru/news/36975/).
Собранные воедино рассмотренные три параметра позволяют на основе времени работы сконструировать условно-стандартную модель занятости в России. Такой оказывается работа 40 часов в неделю в режиме 8-часового рабочего дня в течение пяти дней. Всем параметрам данной модели в полной мере удовлетворяла занятость 41% всех работников в 2017 г., однако занятость большинства (59%) им не соответствовала в той или иной степени.
В региональном срезе ситуация с отклонением от указанного стандарта продолжительности рабочего времени неоднородна (рисунок). С 2001 по 2017 г. доля занятых, чей режим работы отклонялся так или иначе от стандарта, снизилась во всех федеральных округах (ФО), за исключением Северо-Кавказского, где эта доля выросла. При этом сократился (с 24 до 19 п.п.), но остался заметным разброс значений этого показателя между округами. Минимальное значение устойчиво фиксируется в Центральном и Приволжском ФО, максимальное — в Дальневосточном ФО.
Для дальнейшего анализа выделим три модели занятости с разными режимами рабочего времени: стандартную, переходную и нестандартную. Стандартный режим, напомним, подразумевает 8-часовой день и 40-часовую неделю. Переходный режим допускает несоответствие одному из указанных параметров стандарта. К нестандартному режиму отнесена занятость, отличающаяся в большую или меньшую сторону от 8-часового рабочего дня и 40-часовой недели.
Динамика распространения в России трех указанных моделей занятости с разными режимами часов работы представлена в таблице 1. В течение наблюдаемого временного периода на условиях нестандартного режима было занято больше человек, чем на условиях стандартного. Несмотря на общий вектор распространения стандартной модели, доля занятых на условиях нестандартного режима часов работы остается более высокой. Перераспределение занятых между стандартной и нестандартной моделями происходит на фоне постепенного сворачивания переходного режима часов работы.
Доля занятых с режимом продолжительности рабочего времени, отклоняющимся от стандарта (% от общей численности занятых в федеральном округе)
Федеральный округ
- 1-1-1-1|
Южный
Центральный
Уральский
Сибирский
Северо-Кавказский ^ | ^
Северо-Западный I |
Приволжский Дальневосточный
I I I I I-
0 20 40 60 80 100 %
2017 г. □ 2001 г.
Источник: составлено по: РМЭЗ НИУ ВШЭ. URL: www.hse.ru/rlms/ (дата доступа: 14.05.2019).
Таблица 1. Занятые с разными режимами часов работы, Россия (% от общей численности занятых)
Год Режим часов работы Итого
Стандартный* Переходный** Нестандартный***
40 часов в неделю 8 часов в день
2017 41,3 2,8 9,3 46,6 100
2013 40,1 1,9 9,7 48,3 100
2009 36,2 2,3 10,6 51,5 100
2005 38,2 1,8 10,8 49,2 100
2001 34,1 2,6 12,3 50,9 100
Составлено по: РМЭЗ НИУ ВШЭ. URL: www.hse.ru/rlms/ (дата доступа: 14.05.2019).
* Занятость 40 часов в неделю и 8 часов в день. ** Занятость либо 40 часов в неделю, либо 8 часов в день. *** Занятость больше/меньше 40 часов в неделю в режиме больше/меньше 8 часов в день.
Таблица 2. Структура распределения работников по комбинации фактических часов работы в день и неделю, 2017 г. (% от общей численности занятых)
Количество с тактических часов работы в день
1-5 часов 6-7 часов 8 часов (стандарт) 9-11 часов 12+ часов
Количество фактических часов работы в неделю 1-30 часов 4,2 2,0 0,4 0,3 0,3
31-39 часов 0,1 7,1 1,1 0,4 2,0
40 часов (стандарт) 0,0 0,4 41,3 1,1 1,3
41-50 часов 0,0 1,2 6,8 6,1 10,6
51-70 часов 0,0 0,0 1,0 3,8 3,3
71+ часов 0,0 0,0 0,0 0,5 4,6
Источник: составлено по: РМЭЗ НИУ ВШЭ. URL: www.hse.ru/rlms/ (дата доступа: 14.05.2019).
Из базы РМЭЗ-ВШЭ следует, что, например, в 2017 г. средняя продолжительность рабочего дня составила 9,5 часа, а рабочей недели — 43,8 часа. Известно, что за средними показателями может скрываться большой разброс значений. В нашем случае это означало бы сильное расслоение групп работников по продолжительности рабочего времени. Для того чтобы продемонстрировать действительную ситуацию, прибегнем к более детальной (по сравнению с выше приведенной) структуре распределения всех работников по комбинациям фактических часов работы в неделю и обычной продолжительности рабочего дня. Такая структура для 2017 г. представлена в таблице 2.
К наиболее важным выводам, вытекающим из анализа приведенных в таблице 2 данных, можно отнести следующие. Во-первых, среди занятых, имеющих отклонения режима рабочего времени от стандартных 8 часов в день и 40 часов в неделю, преобладает группа лиц, у которых продолжительность и рабочего дня, и рабочей недели превышает указанный стандарт.
Доля такой укрупненной группы в 2017 г. составила около 30% от общей численности занятых. Отдельное внимание на себя обращает наиболее многочисленная ее подгруппа, а именно занятые с небольшим количеством сверхурочных часов работы в неделю (41—50 часов) и высокой переработкой в день (12 и более часов). Размер этой группы превышает 10% от общей численности занятых. Эту группу формируют примерно в равных пропорциях женщины и мужчины, средний возраст которых чуть больше 40 лет.
Во-вторых, следующая по численности укрупненная группа (13% в общей структуре занятых) — это занятые с отклонениями режима рабочего времени от стандартного в меньшую сторону. Представители этой группы работают не более 7 часов в день, а их рабочая неделя длится менее 40 часов. В-третьих, на долю групп с наименее (до 5 часов в день и до 30 часов работы в неделю) и наиболее (12+ часов в день и 71+ часов работы в неделю) интенсивными режимами рабочего времени приходится около 4,5% в каждом случае. Первую группу
формируют частично занятые13, вторую — занятые с высокой переработкой. Эти две группы принципиально отличаются друг от друга по социально-демографическим характеристикам. Типичным представителем первой из них являлись женщины, средний возраст которых около 50 лет. Что касается второй группы, то характерный ее представитель — мужчина, достигший 44 лет.
Дополнительно к приведенному анализу структуры занятых нами проведен анализ динамики данной структуры за период 2001—2017 гг., основанный на данных соответствующих волн РМЭЗ-ВШЭ. Следуя общей логике предыдущего блока, отметим ряд ключевых моментов. Во-первых, в части тех занятых, чья продолжительность и рабочего дня, и рабочей недели превышала указанный стандарт. Доля этой укрупненной группы в течение 2001—2017 гг. была достаточно стабильной (около 30% от общей численности занятых). Это дает возможность отнести данную группу к устойчивому ядру нестандартной модели занятости.
Наиболее многочисленная ее подгруппа, которой уже было уделено особое внимание, — занятые с небольшим количеством сверхурочных часов работы в неделю (41—50 часов) и высокой переработкой в день (12 и более часов) — расширилась с 8% в 2001 г. до 11% в 2017 г.
Во-вторых, доля занятых с отклонениями одновременно по двум параметрам режима рабочего времени от стандартного в меньшую сторону за рассматриваемый период снизилась с 16 до 13%. В-третьих, доли групп с наименее (до 5 часов в день и до 30 часов работы в неделю) и наиболее (12+ часов в день и 71+ часов работы в неделю) интенсивными режимами рабочего времени едва изменились за рассматриваемый период.
13 Статистические, а также юридические подходы к определению частичной (неполной) занятости часто разнятся. Согласно данным МОТ, для целей сравнительной статистики к неполной занятости обычно относят работу менее 30 часов или 35 часов в неделю. Юридический подход основывается на Конвенции МОТ №175 «О работе на условиях неполного рабочего времени» (ратифицирована в России в 2016 г.). При этом в ряде стран для неполной занятости установлена верхняя граница в 25 часов или 2/3 от нормального количества часов работы в неделю. См. https://www.ilo.org/global/topics/non-standard-employment/WCMS_534825/lang--en/index.htm (дата обращения: 24.05.19).
Говоря о динамике предложенной в таблице 2 структуры занятых, отметим ее реакцию на кризис 2008—2009 гг. В этот период было зафиксировано снижение распространенности стандартного режима занятости на фоне роста занятости на условиях нестандартного режима часов работы. В последнем случае речь главным образом идет о таком режиме рабочего времени, при котором количество часов работы и в день, и в неделю было ниже стандартного уровня (т.е. 8 часов и 40 часов соответственно). Этот факт является результатом широкого использования в тот период в отечественной экономике таких механизмов адаптации, как административные отпуска, массовые переводы работников на неполное время14, приводящие к неполной занятости.
Описанные выше общие закономерности распределения занятых по количеству часов работы в России свидетельствуют о высокой диверсификации их структуры. Какие факторы порождают различия в часах работы? Ответ на этот вопрос должен помочь лучше понять, какие факторы важны для формирования общего рабочего времени в экономике.
Показанная неоднородность структуры занятых и ее динамизм диктуют необходимость расстановки исследовательских приоритетов. С этого момента сконцентрируем анализ на получающем все большее распространение стандартном режиме часов работы. Далее будут изучены факторы, которые могут оказывать влияние на вероятность занятости на условиях такого режима часов работы. Целью исследования является подтверждение эмпирическим путем связи работы на условиях 8-часового дня 40 часов в неделю и выборочных факторов. Основная гипотеза состоит в том, что занятость на условиях стандартной модели наиболее вероятна в сферах, где экономическая деятельность осуществляется в рамках нормативно-правового регулирования, в которых легко провести границы и осуществить учет рабочего времени.
Данные, методы и результаты эмпирического исследования
Основной эмпирической базой исследования стали данные Российского мониторинга экономического положения и здоровья насе-
14 Более подробно о механизмах адаптации рынка
труда в России к кризису 2008—2009 гг. см. [23; 24].
ления НИУ-ВШЭ. Это серия национальных репрезентативных обследований, предназначенных для мониторинга последствий российских реформ на здоровье и благосостояние домашних хозяйств и физических лиц в России. Сведения содержат информацию о занятых и месте их основной работы, достаточную для целей исследования. Для характеристики ситуации на региональных рынках труда привлечены соответствующие показатели по уровню безработицы, публикуемые Федеральной службой государственной статистики (Росстат).
Оценки, основанные на микроданных, дают возможность провести анализ ситуации не только в целом, но и по отдельным группам. Это позволит выявить группы с наибольшей вероятность занятости на условиях стандартного режима работы (8-часового дня и 40-часовой недели). Выборка РМЭЗ-ВШЭ репрезентативна, что позволяет распространить полученные результаты на генеральную совокупность населения России.
Для анализа взяты последние опубликованные репрезентативные данные 26 волны, собранные в октябре 2017 — феврале 2018 г. Была сформирована выборка из респондентов с признаками занятости в возрасте 15+, которые положительно ответили на вопрос о том, «работают ли они сейчас». Выборка содержит данные по 5071 индивиду.
Цель анализа — выявить связь между выборочными характеристиками (объясняющими переменными) каждого индивида и вероятностью его занятости на условиях стандартного режима часов работы (т.е. 8-часового рабочего дня 40 часов в неделю) по сравнению с контрольной группой.
Для этого использована популярная для подобного рода исследований логит-регрессия15 зависимости фиктивной качественной переменной у, отражающей состояние занятости (где 1 соответствует занятости на условиях стан-
15 Для исследований на большой выборке, в которых искомая величина является бинарной, как в нашем случае, использование моделей (логит или пробит) двоичного выбора имеет ряд преимуществ. Например, эти модели лишены недостатка линейной модели, в которой вероятность события может быть больше 1 (что логически неверно). Результаты оценки логит- и пробит-модели расходятся незначительно, что позволяет рассматривать их как альтернативные.
дартного режима часов работы и 0 — занятости на условиях иных режимов часов работы), а также р-коэффициенты, определяющие вклад каждого из выбранных факторов в вероятность оказаться в состоянии занятости в стандартном режиме часов работы.
Помимо основных характеристик, обычно применяемых в традиционных экономических моделях предложения труда, учитывается влияние характеристик со стороны спроса на труд. Будем исходить из того, что решение об участии в рынке труда и решение о количестве рабочих часов являются отдельными не только по логике, но и по времени [25, с. 8]. Объясняющие переменные разделены на три группы: характеристики респондентов, места работы и места проживания (для контроля региональных экономических факторов). Все переменные в модели являются фиктивными и принимают значение 1 или 0.
В итоговый перечень вошли характеристики, отобранные нами с учетом существующей литературы, а также персональных исследовательских интересов. Так, к индивидуальным характеристикам респондента отнесены: пол; возраст; национальность; семейное положение; наличие детей до 18 лет; переезд в другую местность за последние четыре года; уровень образования (общее, среднее профессиональное и высшее); профессиональная группа16 (неквалифицированные рабочие — НКР, квалифицированные рабочие ручного труда — КРРТ, квалифицированные рабочие неручного труда — КРНРТ, работники сферы услуг — РСУ, офисные служащие и по обслуживанию клиентов — ОС, специалисты среднего уровня квалификации и чиновники — ССК, специалисты высшего уровня квалификации — СВК, законодатели, крупные чиновники, руководители высшего и среднего звена — ЗЧР; трудовой стаж на текущем месте работы; наличие двух и более мест работы; получение пенсии.
Характеристики места работы представлены сектором экономики, размером компании по численности сотрудников, формой собственности, наличием трудового договора.
16 В соответствии с Международной стандартной классификацией профессий (ISCO—88). URL: https:// www.ilo.org/public/english/bureau/stat/isco/isco88/major. htm (дата обращения: 20.05.2019).
Окончание таблицы 3
Фактор занятости Значение фактора
(объясняющая переменная) Среднее Расчетное
Работа в двух и более местах
(1 - есть вторая работа) 0,039 -0,281*
Наличие пенсии
(1 - есть) 0,195 -0,112
Сектор экономики
Обрабатывающая промышленность 0,158 0,475***
Строительство 0,074 0,638***
Сельское хозяйство 0,041 0,078
Органы управления 0,022 0,928***
Образование, наука, здравоохранение 0,201 -0,276*
Армия, МВД, органы безопасности 0,050 -0,391*
Финансы 0,022 0,706***
Энергетическая промышленность 0,019 0,879***
ЖКХ 0,038 0,869***
Иное 0,063 0,325*
Размер компании
Микробизнес (не более 15 чел.) 0,285 -0,115
Малый бизнес (16-100 чел.) 0,419 -0,021
Крупный бизнес (более 250 чел.) 0,203 -0,011
Форма собственности
с государственным участием 0,427 0,250**
иностранная 0,028 -0,261
иная 0,009 -0,877*
Наличие трудового договора
(1 - есть) 0,918 0,937***
Регион проживания
СЗФО 0,106 -0,611***
ПФО 0,220 -0,107
ДФО 0,048 -0,856***
ЮФО 0,119 0,023
УФО 0,069 -0,670***
СФО 0,125 0,073
СКФО 0,038 -0,712***
Населенный пункт, численность населения
Свыше 3 500, но менее 1 000 000 0,587 0,422***
свыше 1 000 000 (кроме Москвы и Санкт-Петербурга) 0,081 0,508**
Москва или Санкт-Петербург 0,108 0,584***
Уровень безработицы в регионе
(1 - выше среднего по РФ) 0,464 -0,056
Количество наблюдений 3014
Зависимая переменная 0,413
Точка пересечения 0,393
Источник: рассчитано по: РМЭЗ НИУ ВШЭ. URL: www.hse.ru/rlms/ (дата доступа: 14.05.2019).
Примечание: 1. Логит-регрессия рассчитана при условии, что 1 = занятость на условиях стандартного режима часов работы
(8-часового рабочего дня 40 часов в неделю), 0 = занятость на условиях иных режимов часов работы;
2. Все переменные являются фиктивными (dummy). Оценки сделаны по отношению к базовому уровню: для женщин
сравнение происходит относительно мужчин; для возрастных групп - группа в возрасте 35-49 лет; для холостых/незамужних
- женатые/замужние; для имеющих детей в возрасте до 18 лет - лица без совершеннолетних детей; для не русских - русский
по национальности; для переехавших на другой место жительства - те, чье место жительства оставалось прежним последние
четыре года; для уровня образования - общее образование; для профессиональных групп - неквалифицированные рабочие; для
специфического трудового стажа - 16-25 лет; для количества мест работы - работа на одном месте; для получающих пенсию
- те, кто не получает никакой пенсии; для сектора экономики - транспорт, связь, торговля; для размера компании - средний бизнес (101-250 чел.); для формы собственности - частная; для трудового договора - его отсутствие; для региона проживания
- Центральный федеральный округ; для населенного пункта - пункт, с количеством жителей не более 3500 чел. (т.е. сельская
местность); для уровня безработицы в регионе - равный или ниже среднего по стране. * Обозначает статистическую значимость на уровне р^а1ие <=0,1; ** - <=0,05; *** - <=0,01.
Результаты логистического регрессионного анализа, представленные в таблице 3, можно интерпретировать следующим образом. Среди общих моментов укажем на то, что, во-первых, положительная (отрицательная) расчетная оценка коэффициента при переменной свидетельствует о том, что индивид с соответствующей характеристикой с большей (меньшей) вероятностью оказывается занятым на условиях стандартного режима часов работы по сравнению с тем, у кого данная характеристика отсутствует, и при прочих равных. Во-вторых, более высокий (низкий) расчетный коэффициент при переменной указывает на ее относительно более высокий (низкий) вклад в вероятность индивида оказаться занятым на условиях стандартного режима часов работы. При этом сопоставления расчетных оценок коэффициентов корректны только внутри групп факторов. Что касается содержательной интерпретации расчетных коэффициентов при переменных, то в данном случае она не имеет смысла.
В части содержательной интерпретации результатов регрессионного анализа, представленных в таблице 3, отметим следующее. Начнем с факторов, относящихся к индивидуальным характеристикам респондентов. Так, среди возрастных групп вероятность занятости на условиях стандартного режима часов работы максимальна для группы 35—49 лет. Однако более низкие шансы иметь подобную занятость значимы только для групп 20—24 лет и 73+ лет. Национальная принадлежность также оказывается значимым фактором. Среди занятых на условиях стандартного режима чаще встречаются русские. Высшее образование снижает риски работы на условиях, отличающихся от стандартного режима часов работы. Факт квалификации в целом повышает вероятность иметь работу, соответствующую стандартной модели. Это утверждение в первую очередь справедливо для специалистов высшего уровня квалификации и работников сферы услуг. Заметным исключением здесь являются квалифицированные рабочие неручного труда, имеющие меньше шансов на такую занятость, чем неквалифицированные рабочие.
Теперь рассмотрим результаты, связанные с группой факторов, характеризующих место работы. Наименьшая вероятность работы в усло-
виях стандартного режима отмечается у занятых в бюджетном секторе экономики — образовании, науке, здравоохранении, а также в армии и органах безопасности; наибольшая — в органах управления. С точки зрения формы собственности риски занятости на условиях нестандартного режима часов работы ниже в компаниях с государственным участием. Наличие трудового договора напрямую коррелирует с занятостью в режиме 8-часового дня и 40-часовой недели.
Наконец, представим оценки статистической связи вероятности занятости на условиях стандартного режима часов работы с характеристиками места проживания. Так, работа в сельской местности (т.е. населенных пунктах с численностью жителей менее 3500 человек) резко снижает возможности такой занятости, а работа в Москве и Санкт-Петербурге, наоборот, их повышает. Последнее справедливо для работы в Центральном федеральном округе. При напряженной ситуации на региональном рынке труда, сигналом чего, в частности, выступает уровень безработицы, превышающий среднее для отечественной экономики значение, возрастают риски работы в условиях, отличающихся от модели занятости со стандартным режимом часов работы. Однако коэффициент при данной переменной оказывается незначимым.
Далее перейдем к обсуждению только что представленных результатов эмпирического исследования.
Обсуждение результатов эмпирического исследования
С позиции изменений, происходящих в экономике в целом и в сфере трудовых отношений в частности, имеет смысл подробнее остановиться на основных факторах занятости на условиях стандартного режима часов работы, оказавшихся значимыми в проведенном регрессионном анализе.
Так, отмечающийся рост занятости населения в компаниях с государственным участием (КГУ) [26, с. 81] повышает вероятность распространения занятости на условиях стандартного режима часов работы. Однако с точки зрения производительности труда такая тенденция скорее снижает конкурентоспособность национальной экономики, поскольку производительность труда в частных компаниях, как правило, выше, чем в КГУ [26, с. 81].
В то же время работа в сферах образования, науки, здравоохранения отрицательно влияет на вероятность занятости на условиях стандартного режима часов работы. Специфика труда в этих сферах образования, науки, здравоохранения проявляется в сложности учета фактически отработанного времени. На фоне отсутствия в трудовом законодательстве четкого регламента в отношении ненормированного рабочего дня это приводит к распространению практик постоянных переработок. Как отмечается в исследованиях, с начала 2010 г. из-за оптимизации (сокращений) наблюдается отток занятых из сфер образования, науки и здравоохранения [27, с. 176-178]. Но что в таком случае скрыто за возможным ростом сбалансированности в использовании часов работы в экономике?
Распространению занятости на условиях стандартного режима часов работы может способствовать общий отрицательный миграционный прирост (иначе, отток) в сельской местности. Регионы, в которых традиционно происходит отток сельского населения, — это Дальневосточный, Сибирский, Северо-Кавказский и Уральский федеральные округа. Наоборот, в европейской части России сельские территории имеют положительный коэффициент миграционного прироста. Это такие федеральные округа, как Северо-Западный, Центральный и Южный17. То, что хорошо с точки зрения сбалансированности в использовании часов работы, наносит урон потенциалу равномерности развития территории страны.
Как было показано выше, с занятостью в режиме 8-часового дня и 40-часовой недели напрямую коррелирует наличие трудового договора. Другими словами, наличие трудового договора повышает вероятность занятости на условиях стандартного режима часов работы. Анализ фактических данных о распространенности трудовых договоров в России выявляет тенденцию к росту доли работающих без трудового договора [28, с. 38]. Такие работники классифицируются официальной статистикой как неформально занятые. К негативным эффектам
17 О состоянии сельских территорий в Российской Федерации в 2016 году: ежегодный доклад по результатам мониторинга: науч. изд. М.: Росинформагротех, 2018. Вып. 4. С. 66. URL: http://mcx.ru/upload/iblock/6b 7/6b7f34d43ecf21d7ff997df5fe956ef0.pdf (дата обращения: 10.05.2019).
неформальной занятости относится целый комплекс последствий, начиная со снижения определенности в трудовых отношениях и заканчивая ростом дифференции доходов населения18. Отмеченное распространение неформальной занятости снижает потенциал распространения занятости на условиях рассматриваемого стандартного режима часов работы. Не способствует распространению и сохраняющаяся на высоком уровне дифференциация регионов нашей страны по масштабам распространения неформальной занятости.
Таким образом, рассмотренные результаты исследования в целом подтверждают основную гипотезу исследования о том, что занятость на условиях рассматриваемой стандартной модели наиболее вероятна в сферах, где экономическая деятельность осуществляется в рамках нормативно-правового регулирования, в которых легко провести границы и осуществлять учет рабочего времени.
Для того чтобы проверить устойчивость полученных результатов, необходимо воспроизвести предложенный нами анализ на данных за более длительный временной период. В этой работе такая задача не стояла, однако ее можно попытаться реализовать в дальнейших исследованиях.
Выводы
В статье проведено исследование фактической ситуации, складывающейся с часами работы в России. На основе рассмотрения частоты, с которой встречается каждый из трех временных параметров занятости (количество часов работы в неделю и день, а также количество рабочих дней в неделю) среди работников, сконструирована условно-стандартная модель занятости в России. Такой оказывается работа 40 часов в неделю по 8 часов в день в течение пяти дней.
При сохраняющейся неоднородности региональных тенденций условно-стандартная модель продолжает распространяться, но пока не стала преобладающим режимом часов работы. Доля занятых с отклонениями от стандарта минимальна в Центральном и Приволжском федеральных округах, максимальна — в Дальневосточном.
18 Подробно о рисках и последствиях неформальной занятости см. [28].
Если говорить о циклической динамике модели занятости со стандартным режимом часов работы, то масштабы ее распространения в экономике во время кризисов скорее снижаются (что показано на примере кризиса 2008—2009 гг. в России).
На основе регрессионного анализа микроданных РМЭЗ-ВШЭ определены факторы, повышающие вероятность занятости на условиях рассматриваемого стандартного режима часов работы. Установлено, в частности, что вероятность такой занятости выше в случае наличия трудового договора, в компаниях с государственным участием, для жителей несельской местности, для занятых в органах управления. Такая вероятность оказывается ниже в секторах (в том числе в образовании, науке, здравоохранении), где существуют сложности установления границ и учета фактически отработанного времени. Как следствие, в этих секторах широко не используется почасовая оплата труда.
Распространение модели занятости со стандартным режимом часов работы противоречиво по своим последствиям. С одной стороны, оно
говорит о росте сбалансированности в использовании часов работы, за которым, однако, стоят процессы, не вполне благоприятные для конкурентоспособности экономики, равномерности регионального развития и качества человеческого капитала.
Полученные результаты обогащают знания о реально используемых моделях организации режимов труда в России для исследователей и практиков. Они могут служить основанием для принятия взвешенных решений по выявлению резервов использования рабочего времени, а также для выработки путей его оптимизации (за счет или сокращения количества рабочих часов в день, или сокращения количества рабочих дней в неделю, или за счет гибких режимов рабочей недели и рабочего времени).
В целом статья показывает, что стандартная занятость, о разрушении которой часто говорят, сохраняется, а полученные результаты могут быть основанием для трансформации понимания критериев стандартной и нестандартной занятости в современных условиях и закрепления их в нормативных актах.
Литература
1. Boulin J.-Y, Lallement M., Messenger J.C., Michon F. (Eds.). Decent Working Time: New Trends, New Issues. Geneva, International Labour Office, 2006. Available at: https://www.ilo.Org/wcmsp5/groups/public/@ dgreports/@dcomm/@publ/documents/publication/wcms_071859.pdf (accessed: 10.05.2019).
2. Зайцев А.А. Межстрановой анализ отраслевой производительности труда в 1991—2008 годах. М.: Институт экономики РАН, 2014. URL: https://inecon.org/docs/Zaytsev_paper_20140424.pdf (дата обращения: 15.05.2019).
3. Гимпельсон В., Капелюшников Р. Нестандартная занятость и российский рынок труда: препринт WP3/2005/05. М.: ГУ ВШЭ, 2005. 36 с. URL: https://www.hse.ru/data/2010/05/04/1216408139/ WP3_2005_05.pdf (дата обращения: 10.05.2019).
4. Lee S., McCann D., Messenger J.C. Working Time Around the World: Trends in Working Hours, Laws and Policies in a Global Comparative Perspective. Routledge, 2007. 220 p.
5. OECD Reviews of Labour Market and Social Policies. Russian Federation 2011. OECD Publishing. Available at: http://www.oecd.org/pensions/public-pensions/oecdreviewsoflabourmarketandsocialpoliciesrussianfederation. htm (accessed: 20.02.2018).
6. Benczrn P., Ratfai A. Economic fluctuations in Central and Eastern Europe: the facts. Applied Economics, 2010, vol. 42, no. 25, pp. 3279-3292.
7. Gimpelson V., Kapeliushnikov R. Labor market adjustment: is Russia different? In: Alexeev M., Weber Sh. (Eds.). The Oxford Handbook of the Russian Economy. 2013. Available at: http://www.oxfordhandbooks.com/ view/10.1093/oxfordhb/9780199759927.001.0001/oxfordhb-9780199759927-e-012 (accessed: 14.03.2019).
8. Клепикова Е. А. Эластичность предложения на российском рынке труда // Вопросы экономики. 2016. № 9. С. 111-128.
9. Ларин А.В., Максимов А.Г., Чернова Д.В. Эластичность предложения труда по заработной плате в России // Прикладная эконометрика. 2016. № 41. С. 47-61.
10. Занятость и социальная прекаризация в России: введение в анализ: монография / В.Н. Бобков, О.В. Вередюк, Р.П. Колосова, Т.О. Разумова. М.: ТЕИС, 2014. 96 с.
11. Quinlan M. Precarity and workplace well-being: a general review. In: Nichols T., Walters D. (Eds.). Safety or Profit? International Studies in Governance, Change and the Work Environment. Routledge, 2017.
12. Workplace Stress: A Collective Challenge. ILO, 2016. Available at: https://www.ilo.org/wcmsp5/groups/public/---ed_protect/---protrav/---safework/documents/publication/wcms_466547.pdf (accessed: 14.03.2019).
13. Salminen S. Shift work and extended working hours as risk factors for occupational injury. The Ergonomics Open Journal, 2010, no. 3, pp. 14—18.
14. Collewet M., Sauermann J. Working Hours and Productivity. IZA Discussion Paper №10722. 2017. Available at: https://newsroom.iza.org/en/archive/research/do-longer-working-hours-decrease-performance/ (accessed: 14.03.2019).
15. Overtime and Extended Work Shifts: Recent Findings on Illnesses, Injuries, and Health Behaviors. DHHS (NIOSH) Publication No. 2004-143. U.S. Department of Health and Human Services. Available at: https://www.cdc.gov/ niosh/docs/2004-143/pdfs/2004-143.pdf (accessed: 14.03.2019).
16. Dinh H., Strazdins L., Welsh J. Hour-glass ceilings: work-hour thresholds, gendered health inequities. Social Science and Medicine, 2017, vol. 176, pp. 42—51.
17. Otterbach S., Wooden M., Fok Y.K. Working-Time Mismatches and Mental Health. IZA Discussion Paper No. 9818, March 2016. Available at: http://ftp.iza.org/dp9818.pdf (accessed: 14.04.2019).
18. Hamermesh D.S. Workdays, Workhours, and Work Schedules: Evidence for the United States and Germany. Kalamazoo, Michigan: W.E. Upjohn Institute for Employment Research, 1996. 173 p.
19. Вередюк О. В. Качество занятости молодежи в России: анализ оценок удовлетворенности работой // Мониторинг общественного мнения: Экономические и социальные перемены. 2018. № 3. С. 306-323. DOI: 10.14515/monitoring.2018.3.16.
20. Kodz J. et al. Working Long Hours: A Review of the Evidence. Volume 1 — Main report. Employment Relation research series No. 16, 2003. Available at: https://www.employment-studies.co.uk/system/files/resources/files/ errs16_main.pdf (accessed: 14.04.2019).
21. Golden L. The Effects of Working Time on Productivity and Firm Performance: a Research Synthesis Paper. Geneva: ILO, 2012. Available at: https://www.ilo.org/wcmsp5/groups/public/---ed_protect/---protrav/---travail/ documents/publication/wcms_187307.pdf (accessed: 14.05.2019).
22. Messenger J.C. (Ed.). Working Time and Workers' Preferences in Industrialized Countries: Finding the Balance. London and New York, Routledge, 2004. 231 p.
23. Российский рынок труда: тенденции, институты, структурные изменения: доклад Центра трудовых исследований (ЦеТИ) и Лаборатории исследований рынка труда (ЛИРТ) НИУ ВШЭ / под ред. В. Гимпельсона, Р. Капелюшникова, С. Рощина. М., 2017. 148 c.
24. Варшавская Е.Я. Российский рынок труда и экономический кризис 2008—2009 гг.: время упущенных возможностей? // Вестник Омского университета. Серия «Экономика». 2012. № 3. С. 91—96.
25. Killingsworth M. R. Labor Supply. Cambridge University Press, New York, 1983. 493 p.
26. Абрамов А., Радыгин А., Чернова М. Компании с государственным участием на российском рынке: структура собственности и роль в экономике // Вопросы экономики. 2016. № 12. С. 61—87.
27. Рой О. М. Об основных тенденциях занятости в бюджетном секторе Российской Федерации // Вестник Омского университета. Серия «Экономика». 2018. № 1 (61). С. 173-181. DOI: 10.25513/18123988.2018.1.173-181.
28. Вередюк О. В. Неформальная занятость: структура и факторы риска в России // Вестник Санкт-Петербургского университета. Сер. 5: Экономика. 2016. Вып. 4. С. 33-48. DOI: 10.21638/11701/ spbu05.2016.402.
Сведения об авторах
Вячеслав Николаевич Бобков — доктор экономических наук, профессор, заведующий лабораторией, главный научный сотрудник, Институт социально-экономических проблем народонаселения РАН (117218, Российская Федерация, г. Москва, Нахимовский пр., д. 32; e-mail: [email protected])
Олеся Васильевна Вередюк — кандидат экономических наук, доцент, доцент кафедры, Санкт-Петербургский государственный университет (199034, Российская Федерация, Санкт-Петербург, Университетская наб., д. 7—9; e-mail: [email protected])
Bobkov V.N., Veredyuk O.V. Working Hours in Russia: Employment Models and Choice Factors
Abstract. The paper classifies and investigates working hours in order to identify the structure of their distribution and factors determining their distribution in Russia. Assessment of the situation regarding working time is relevant in conditions of non-standard employment when it is necessary to search for ways to improve productivity. Our article adds to well-known publications that focus on the analysis of working hours and miss the important point that the same number of working hours can be implemented under different working time schemes, which entails, for example, different options for regulation and protection of employees' rights. We design a conventional standard model of employment in Russia based on the frequency of occurrence of each of the three time parameters of employment (the number of working hours per week and per day, and the number of working days per week). We find out that this model represents a 40-hour work week with 5 working days and 8 working hours per day. According to the regression analysis of the microdata of the Russian Longitudinal Monitoring Survey — Higher School of Economics (RLMS-HSE), we identify factors that increase the probability of employment under this model, namely: availability of an employment contract, work in companies with state participation, employment in management bodies. While regional trends remain heterogeneous, the conventional standard model continues to spread, but it has not yet become the predominant model of working hours. We show that the growth of balance in the use of working hours is accompanied by processes that do not contribute to economic competitiveness, evenness of regional development and the quality of human potential in Russia. The results we obtain enrich the knowledge about the actual working time schemes used in Russia and can serve as a basis for making substantiated decisions to identify the reserves of working time and find ways to optimize it. Further research can analyze the quality of employment under different working hours.
Key words: working hours, working time, employment models, labor market, quality of employment, RLMS-HSE, employment policy, Russia.
Information about the Authors
Vyacheslav N. Bobkov — Doctor of Sciences (Economics), Professor, head of laboratory, Chief Researcher, Institute of Socio-Economic Studies of Population of the Russian Academy of Sciences (32, Nakhimovsky Avenue, Moscow, 117218, Russian Federation; e-mail: [email protected])
Olesya V. Veredyuk — Candidate of Sciences (Economics), Associate Professor, associate professor at department, Saint Petersburg State University (7—9, Universitetskaya Embankment, Saint Petersburg, 199034, Russian Federation; e-mail: [email protected])
Статья поступила 07.08.2019.
