CC BY
21
УДК 331.215.2:330.34.014.2
л. Н. Фиськова
Новосибирский государственный университет экономики и управления ул. Каменская, 56, Новосибирск, 630099, Россия E-mail: [email protected]
дифференциация оплаты труда в реформируемой экономике
В статье рассматривается межотраслевая дифференциация заработной платы в российской экономике в 1990-е гг и первой половине текущего десятилетия. Сопоставление среднего уровня заработной платы, модального и медианного уровней, оценка степени вариации и асимметрии позволяет выявить межотраслевые соотношения и проследить динамику процесса. Делается вывод о снижении вариации и некотором усилении асимметричности в распределении численности работников по размерам денежной заработной платы в экономике в целом.
Ключевые слова: дифференциация заработной платы, межотраслевое соотношение.
Одной из характерных черт периода реформирования в РФ является глубокая дифференциация заработной платы. Оценивая ее с помощью индекса Джини как агрегирующего в себе разные формы дифференциации оплаты труда, мы видим опережение Россией по этому параметру не только развитых экономик, но и стран Европы с реформируемой экономикой. Так, в 2000 г. в США индекс Джини заработков, по данным обследований бюджетов домохозяйств, составлял 0,406 [1]. В Европе, например в Румынии, он был на таком же уровне, в Чехии — существенно ниже -0,270 [2]. В РФ в 2000 г. этот показатель был на уровне 0,483, т. е. заметно выше, а в 2004 г. снизился лишь до 0,467 [3].
Дифференциация в оплате труда является своеобразным узловым пунктом социальноэкономических отношений. Рассматриваемая как превышающая некий ее «нормальный» уровень, она представляется следствием несовершенства структуры экономики, ее неразвитости с точки зрения современных потребностей общества, несформированности институциональных структур, отвечающих за регулирование механизма формирования оплаты труда. С другой стороны, характер первичного распределения доходов может оказывать обратное положительное или негативное влияние на экономические процессы, поскольку оплата наемного труда является главным каналом формирования доходов населения.
В общей сумме денежных доходов населения доля оплаты труда в РФ в 2005 г. составляла 63,4 %, в структуре располагаемого дохода домашних хозяйств - 82,8 % [4]. После резкого снижения ее удельного веса в доходах в начале 1990-х гг. в дальнейшем она то возрастала, то вновь несколько понижалась, но в целом преобладала тенденция к ее увеличению. Эти процессы соответствует соотношениям и тенденциям развитой рыночной экономики: так, в США доля заработка в денежном доходе домохозяйств увеличилась с 81,3 % в 1992 г. до 83,15 % в 2000 г. [1], а по данным Бюро переписей населения США, в 2004 г. она составляла 82 %
В литературе представлена точка зрения, согласно которой в условиях относительно невысокого среднего уровня заработной платы или доходов в целом и сильной асимметрии в их распределении показатель среднеарифметической взвешенной в значительной степени искажает реальную картину о размере доходов, достающихся различным социальным слоям [5]. В зарубежной статистике даже при среднем уровне доходов, многократно превышающем современный российский, в качест-
1 Заработок (earning) - в соответствии с методологией американского Бюро переписей населения включает кроме заработной платы наемного труда (wage), жалованье (salary) и доход от самозанятости (self-employment) (U. S. Census Bureau: «Income, Earning and Poverty From the 2004 American Community Survey». P. 7).
ISSN 1818-7862. Вестник НГУ. Серия: Социально-экономические науки. 2008. Том 8, выпуск 3 © Л. Н. Фиськова, 2008
ве основных характеристик размера заработной платы и доходов используется медиана и ее сопоставление со средним уровнем. Важную информацию также применительно к российским условиям несет показатель модального уровня заработной платы, который всегда ниже медианного. Следовательно, необходим некоторый набор статистических характеристик для выяснения всей картины в сфере распределения доходов, который является необходимым условием получения более надежной информации.
В своем анализе дифференциации заработной платы в РФ мы используем описательные статистические характеристики - моду, медиану и среднеарифметическую взвешенную, что позволяет представить соответствующие процессы более полно. Анализ делается на основе данных выборочного обследования Росстата о распределении численности работников организаций по размерам начисленной заработной платы (табл. 1, 2), дается графическая интерпретация соответствующей формы связи (рис. 1-2).
Распределение численности в динамике за 2000-2004 гг. (по
Таблица 1
работников по размерам начисленной заработной платы данным выборочного обследования организаций за апрель)
Заработная плата 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г.
Все работники, 100 100 100 100 100
в том числе с начисленной заработной платой, руб.: до 600 18,3 14,9 6,4 4,7 2,2
600,1-800,0 8 6,7 3,9 3,2 2,2
800,1-1 000,0 7,8 6,8 4,4 3,6 2,5
1 000,1-1 400,0 13 11,3 8,4 7,1 5,2
1 400,1-1 800,0 10,7 10 8,4 7,2 5,5
1 800,1-2 200,0 8,4 8,4 8 6,9 5,5
2 200,1-2 600,0 6,7 6,9 7,5 6,6 5,6
2 600,1-3 000,0 5,2 5,6 6,8 6,1 5,5
3 000,1-3 400,0 4,1 4,6 6 5,6 5,2
3 400,1-4 200,0 5,5 6,6 9,2 9,2 9,1
4 200,1-5 000,0 3,5 4,6 7 7,6 8,1
5 000,1-5 800,0 2,3 3,2 5,2 6 7
5 800,1-7 400,0 2,6 3,8 6,6 8,3 10,3
7 400,1-9 000,0 1,5 2,2 3,9 5,3 7,3
9 000,1-10 600,0 0,8 1,3 2,4 3,5 4,9
10 600,1-13 800,0 0,8 1,3 2,5 3,8 5,7
13 800,1-17 000,0 0,4 0,7 1,3 2 3
свыше 17 000,0 0,4 1,1 2,1 3,3 5,2
Таблица 2
Статистические характеристики дифференциации заработной платы
Статистический показатель 2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г.
Среднеарифметическая (взвешенная) заработная плата на одного работника, рублей в месяц, Х 2 224 2 777 3 933 4 729 5 864
Среднее квадратичекое отклонение, о 2 490 3 184 3 876 4 456 5 007
Модальный уровень заработной платы, Мо 781 816 943 1 500 2 400
Медианный уровень заработной платы, Ме 1 508 1 814 2 776 3 329 4 331
Коэффициент вариации, V 1,12 1,15 0,99 0,94 0,85
Коэффициент асимметрии, А 0,68 0,62 0,77 0,72 0,69
Рис. 1. Изменение основных статистических характеристик размера заработной платы в экономике в целом в 2000-2004 гг
Рис. 2. Распределение численности работников по размерам начисленной платы в динамике за 2000-2004 гг (по данным выборочного обследования организаций за апрель)
Для всех лет, представленных в табл. 2, характерны заметные расхождения между средним уровнем заработной платы, ее модальным и медианным уровнями, хотя преобладает тенденция к уменьшению соответствующего разрыва. В результате модальный уровень заработной платы по отношению к среднеарифметической взвешенной вырос с 35,1 % в 2000 г. до 41 % в 2004 г., а медианный уровень - соответственно с 63,8 до 72 %. На рис. 1. показана динамика размера денежной заработной платы, представленная тремя основными статистическими характеристиками. Видно, что погодовые изменения анализируемых параметров были неодинаковы: в 2001 г. медианный уровень заработной платы рос более быстро, модальный - замедленно, а в 2004 г. кривые практически параллельны, т. е. изменения всех
трех характеристик уровня заработной платы были почти одинаковыми.
Следует отметить, что несовпадение величин анализируемых параметров является общей закономерностью, как для реформируемых, так и для развитых экономик. Так, в США в июне 2006 г. средний размер заработка занятых в гражданском секторе был равен 41 231 долл., в то время как медианный уровень годового заработка был 33 634 долл., что составляло 81,6% от среднего уровня [6].
В качестве общепризнанной формы в математической статистике рассматривается нормальное распределение работников по уровню заработной платы [7]. Для этой формы связи значений переменного и результирующего признаков характерным является отсутствие сильно выраженной зависимости, так что влияние данного фактора перекрывается суммар-
ным влиянием всех остальных переменных. Нормальное распределение, следовательно, наблюдается, когда на величину признака явления действует множество случайных и слабо зависимых друг от друга факторов, а доминирующие признаки отсутствуют. В то же время социально-экономическим процессам в отличие от естественных или технических, как правило, присущи несколько асимметричные распределения, что подтверждают и наши расчеты.
Т ак как интервалы уровней заработной платы изначально неравны, а именно возрастают по мере увеличения размеров заработной платы, что объясняется необходимостью формирования достаточно компактных групп, для построения кривых был рассчитан и использован показатель плотности распределения.
Распределение численности работников по размерам средней заработной платы характеризуется одномодальной формой кривой с высокой степенью асимметричности (см. рис. 2). Причем при переходе от 2000 к 2004 г. кривая становится более плоской и вытянутой, что означает приближение все большей части населения к «среднеоплачиваемой» категории. Это происходит в связи с ростом среднего уровня заработной платы, его модального и медианного уровней. Однако, как следует из данных табл. 2, асимметричность ряда распределения к 2004 г. даже несколько выросла, хотя и была ниже, чем в 2002 г., когда коэффициент асимметрии составлял 0,77. Но дифференциация в оплате труда в 2004 г. становится существенно меньше: коэффициент вариации последовательно снижался в течение пяти лет.
Превышение средневзвешенной по отношению к моде и медиане как структурной средней, которая всегда находится между двумя первыми характеристиками, говорит о правосторонней асимметрии ряда распределения. В соответствии с критериями, принятыми в статистике, уровень коэффициента асимметрии, равный 0,5, рассматривается как пограничный, с точки зрения того, считать ряд распределения умеренно асимметричным или нет.
В литературе достаточно определенно представлена точка зрения экономистов и социологов, согласно которой в России 1990-х гг., начала текущего десятилетия средний класс отсутствовал либо составлял незначительную долю населения. Тогда можно считать, что на
месте среднего класса был «провал», ряд распределения имел двухмодальный вид и своеобразную «двугорбость». В исследованиях последних лет в качестве критериев выделения среднего слоя населения кладутся разнообразные оценки, характеризующие как уровень материального благосостояния, так и определенные черты менталитета, стиля жизни и поведения. Процесс формирования среднего класса в России изучается социологами, например, на основе конструирования индикаторов самооценки, и это позволяет сделать вывод о том, что социальная структура России принципиально отличается от социальной структуры современного западноевропейского общества и североамериканских стран. По оценкам Н. Тихоновой, в 1992 г., когда результаты реформирования еще не проявились в сфере распределения, социальная структура населения в РФ была схожа с западной и была близка к «нормальной», но к лету 1999 г она приобрела пирамидальную форму: основная часть населения оказалась в нижней части пирамиды, противостоящей его верхушке в связи с глубокой дифференциацией по целому ряду параметров [8]. Этот анализ основан на использовании характеристик объективных условий жизни, с одной стороны, и индикаторов, отражающих личностные особенности людей, с другой.
Однако анализ, проведенный на основе учета лишь одного, но важнейшего параметра, а именно заработной платы наемного труда и построения кривой распределения с использованием параметра плотности распределения, дает несколько иные результаты. Уже в 2000 г. форма кривой распределения имела одномодальный вид, хотя свыше 34 % населения получали заработную плату не более 1 000 руб. Судя по кривой распределения, наименее оплачиваемые работники и представляли своеобразный «средний класс» России еще в начале текущего десятилетия, если оценивать его с точки зрения того, существует ли некое большинство населения независимо интервалов дохода.
Проведя аналогичные расчеты для 1996 г., мы получили кривую, схожую с теми, что характеризуют распределение по размеру начисленной заработной платы начиная с 2000 г. Основные статистические характеристики ряда распределения численности работников для
этого года следующие: Х - 578 руб.,Ме - 463, Мо - 305, V- 0,69, Л5- 0,68. Сопоставление с данными табл. 2 показывает, что во второй половине 1990-х гг. происходило увеличение уровня вариации, но асимметричность ряда распределения приблизительно одинакова в 1996 г. и в 2004 г. Причем в 1996 г. - так же, как и в 2004 г., ряд распределения численности работников по размеру заработной платы имел одномодальную форму.
Для получения более полной информации о дифференциации в оплате труда необходим ее анализ в разрезе различных структур занятости. Важнейшие из них - это профессионально-квалификационная структура занятых, виды деятельности, отраслевая структура. С точки зрения изучения непосредственного воздействия размера оплаты труда на его производительность и качественные характеристики результатов деятельности наибольшее значение имеет анализ дифференциации заработной платы в разрезе профессиональноквалификационной структуры занятых. В одной из последних публикаций представлены результаты анализа формирования заработной платы на базе данных обследования по профессиям, проведенного Росстатом в октябре 2005 г. (получена информация о 681 тыс. работников по 87 субъектам РФ) [9]. Авторами обследования сделан вывод о наличии определенной зависимости заработной платы от уровня квалификации и занимаемой позиции. Вместе с тем говорится о «поразительно низкой “премии” на возраст и стаж, определенной “скошенности” профессиональной структуры занятости в РФ в сторону индустриального типа».
Не менее важен анализ дифференциации в оплате труда в разрезе различных видов экономической деятельности, тем более что начиная с 2005 г. Росстат перешел на международную систему расчета средней начисленной заработной платы работников по видам деятельности, уйдя от ее оценки в разрезе отраслей экономики. Такая классификация позволяет более детально анализировать различия в уровне оплаты труда работников, представляющих труд разного содержания и характера специализации. К сожалению, массив статистических данных в таком аспекте, предоставляемых официальной статистикой, пока недостаточен для изучения проблемы. В связи с этим
весьма актуальным остается анализ распределения заработной платы в отраслевом разрезе, но он важен еще и потому, что отрасль представляет собой институт, организационно оформленный, реальный объект отслеживания и преимущественно косвенного регулирования уровня заработной платы.
По нашим оценкам, межотраслевая дифференциация заработной платы по своему уровню занимает промежуточное положение между профессионально-квалификационной структурой занятых и дифференциацией заработной платы по видам экономической деятельности. Коэффициент вариации, рассчитанный во всех трех случаях для атрибутивного ряда распределения, где качественными признаками служат отрасль, занятие, вид деятельности, дал следующие результаты. Применительно к отраслевому разрезу вариация составила 0,46, для профессинально-квалификационной структуры занятых - 0,23, и для видов деятельности - 1,03 (источник статистической информации - данные Росстата за 2004 г.).
Различия в уровне оплаты труда в отраслевом разрезе в РФ в период реформ существенно увеличились: если накануне глубокого реформирования разрыв между крайними уровнями в 1991 г. не превышал 2,5 раза, то в 2004 г., так же как и в 2000 г., он составил 6 раз. Ранжирование отраслей экономики по размерам начисленной денежной заработной платы (в порядке ее снижения) показывает, что при существенном изменении уровней оплаты труда по отраслям, ранги большинства отраслей, тем не менее, за последние пятнадцать лет изменились незначительно за исключением сельского хозяйства, лесного хозяйства, строительства и связи. Но если первые три отрасли опустились с 8-го на 16-е, с 11-го на 15-е и с 3-го на 7-е места соответственно, то «связь» поднялась - с 10-го на 4-е место. Ранги остальных отраслей изменялись на один или два уровня, поэтому самый высокий уровень оплаты труда в середине текущего десятилетия, как и в начале прошедшего, был в финансовой сфере, видах деятельности, связанных с геологическими работами, а самым низким - в отраслях бюджетной сферы и лесном хозяйстве.
Среднегодовые темпы роста заработной платы по отраслям различались несущественно - на десятые или даже сотые доли процен-
та. В результате сложилась такая ситуация, что если работники финансово-кредитной сферы в 2004 г. имели оплату труда в два с половиной раза, превышающую среднероссийский уровень, то занятые в сельскохозяйственном производстве не получали и половины этого уровня
Оценка уровня вариации и асимметрии в разрезе отраслей, по данным за 2004 г., включая отрасли промышленности (всего 19 позиций), показала, что эти характеристики существенно колеблются: самый высокий коэффициент вариации (культура и искусство - 1,39) был выше самого низкого (жилищно-коммунальное хозяйство и непроизводственные виды бытового обслуживания - 0,82) на 70 %, а коэффициент асимметрии - в 2,7 раза (в образовании по сравнению с химическим производством и нефтехимией - 0,76 и 0,28 соответственно). Высокая степень асимметричности в 2004 г. была присуща также распределению работников по размерам заработной платы в таких отраслях, как сельское хозяйство, строительство, - коэффициент асимметрии превышает
0,6. Наименее высокую степень асимметрии имеют, кроме промышленности в целом, транспортная отрасль, наука и научное обслуживание, банковская деятельность. Но единственной отраслью, где коэффициент асимметрии менее 0,5, является торговая сфера.
Для некоторых отраслей характерно сочетание относительно невысокой асимметрич-
ности (коэффициент асимметрии не превышает 0,6) и высокой вариации в распределении (коэффициент вариации превышает 1,0). К их числу относятся торговля, культура и искусство, наука и научное обслуживание, банковская сфера. Отметим, что в эту группу отраслей попадают как отрасли, имеющие низкий среднеотраслевой уровень заработной платы (культура и искусство), приближающийся к среднему в экономике (наука и научное обслуживании), так и высокий уровень (банковская сфера). Это дает основание говорить о том, что не уровень заработной платы как таковой определяет характер распределения работников по размеру заработной платы в отрасли, но совокупность факторов, включая специфические условия труда и деятельности, организационные условия и пр.
На рис. 3. представлены отрасли с пограничными значениями уровня вариации и асимметрии. Отрасли социальной сферы (образование и культура), характеризующиеся самой высокой степенью дифференциации в оплате труда, имеют кривые распределения, демонстрирующие низкий уровень оплаты труда большинства работающих там.
Так как степень асимметрии и вариации наблюдаемого признака зависят от соотношения его среднего уровня с модой и медианой, далее значение этого параметра было проанализировано в разрезе отраслей экономики в динамике (табл. 3).
Рис. 3. Распределение численности работников отдельных отраслей экономики по размеру начисленной заработной платы (апрель 2004 г.)
Определение трендов линейного типа для каждого года позволяет видеть общую тенденцию, которая заключается в снижении соотношения как по моде, так и по медиане, от промышленных отраслей к остальным отраслям экономики, представленным преимущественно сферой услуг. Причем наклон тренда, характеризующий отклонение модального уровня от среднего, более крутой (рис. 4) по сравнению с соотношением медианы и среднего уровня заработной платы в разрезе отраслей (рис. 5). Это отражает более низкий уровень заработной платы в отраслях бюджетной сферы большинства там работающих.
Крутизна тренда (см. рис. 4) несколько больше для 2004 г., чем для 1996 и 2000 гг.. следовательно, отрасли, не относящиеся к промышленной сфере, в динамике все боль-
ше «отрываются» от промышленности по этому показателю, что следует рассматривать как негативную тенденцию.
В изменении соотношения модального и среднего уровней в отраслях экономики от 1996 к 2004 г. преобладает его повышение, но в девяти из двадцати отраслей, представленных в табл. 3, это соотношение снизилось, т. е. наиболее распространенный уровень оплаты труда отдалился от среднего уровня. Причем существенное снижение этого параметра в динамике относится в первую очередь к отраслям со средней оплатой труда, а также с превышающей среднемесячную оплату в целом по экономике. К их числу относятся электроэнергетика, топливная промышленность, транспорт, связь, строительство. Наклон линейного тренда 2000 г. отражает изменение
Таблица 3
Изменение статистических характеристик распределения численности работников по уровню начисленной заработной платы в 1996-2004 гг.
Отрасль промышленности Модальный уровень заработной платы в % к среднему уровню Медианный уровень заработной платы в % к среднему уровню
1996 2000 2004 1996 2000 2004
Промышленность в целом 37,6 35,2 47,8 74,3 75,4 73,7
Электроэнергетика 66,7 70,3 55,3 85,8 85,6 79,4
Топливная промышленность 49,9 54,4 45,1 78,8 94,2 72,6
Металлургическая промышленность 45,8 64,5 69 60,8 82,8 77,1
Химическая и нефтехимическая промышленность 61,2 52 74,3 85,7 80,8 82,5
Машиностроение и металлообработка 43,4 56,3 53,2 79,1 76,8 79
Лесная, деревообрабатывающая и целлюлозно-бумажная промышленность 47,2 33,8 48,6 78,3 74,8 78,9
Промышленность строительных материалов 63,4 55,1 66,4 83,2 82,5 81,9
Легкая промышленность 21,7 64,7 72,0 81,8 81,9 84,3
Пищевая промышленность 52,4 52,7 39,4 80,8 75,7 70
Сельское хозяйство 25,4 26,2 31,9 74,3 65,2 68,8
Строительство 35,6 49 33,1 70,7 77,6 68,3
Транспорт 62,9 56,8 55,8 79,8 79 80
Связь 55,7 49 33,1 80,9 78 70,4
Оптовая и розничная торговля, общественное питание 50,3 38 47,1 74,6 68,1 65,3
Жилищно-коммунальное хозяйство, непроизводственные виды бытового обслуживания 42,4 46,2 55 78,4 77,1 78,4
Здравоохранение, физическая культура и социальное обеспечение 37,1 44 51,6 75,5 72,7 75,7
Образование 30,8 30,4 30,7 78 76,7 77
Культура и искусство 19,8 32,3 21,2 74 65,6 67,4
Наука и научное обслуживание 50,8 40,9 43 78 74,1 75,4
Банковская деятельность 33,6 27,5 45,4 67,5 77,5 63,7
90
80
Модальный уровень заработной платы в % к среднему уровню 2000 г.
ШИИИЗ Модальный уровень заработной платы в % к среднему уровню 2004 г.
— — Линейный (модальный уровень заработной платы в % к среднему уровню 2000 г.) Линейный (модальный уровень заработной платы в % к среднему уровню 2004 г.)
■ Линейный (модальный уровень заработной платы в%ксреднему уровню 1996 г.)
Рис. 4. Динамика соотношения модального уровня заработной платы и среднего размера заработной платы в отраслях экономики в 1996-2004 гг.
ШШШШШ Медианный уровень заработной платы в % к среднему уровню в 1996 г.
Г_Г_Г_? Медианный уровень заработной платы в % к среднему уровню в 2000 г.
Медианный уровень заработной платы в % к среднему уровню в 2004 г.
- - - ■ Линейный (медианный уровень заработной платы в % к среднему уровню в 1996 г.)
— — Линейный (медианный уровень заработной платы в % к среднему уровню в 2000 г.)
Линейный (медианный уровень заработной платы в % к среднему уровню в 2004 г.)
Рис. 5. Динамика соотношения медианного уровня и среднего размера заработной платы в отраслях экономики в 1996-2004 гг.
соотношения между модой и средним уровнем заработной платы по сравнению с 1996 г. в пользу обрабатывающих отраслей, сельского хозяйства, сферы услуг, где средний уровень оплаты труда заметно ниже. Следовательно, изменения носят позитивный характер. Но в 2004 г. происходит обратный процесс: изучаемое соотношение растет преимущественно в отраслях топливно-энергетического комплекса, имеющих значительные преимущества
в уровне оплаты труда, что следует рассматривать как негативное явление.
Наклон трендов для трех анализируемых лет на рис. 5. почти параллелен, т. е. в динамике не произошло никаких заметных изменений в соотношении медианы и среднего размера заработной платы в разрезе отраслей, а именно, как это представлено на диаграмме, при переходе от промышленности к прочим отраслям экономики. Соотношение меди-
анного уровня заработной платы и среднего для каждой из отраслей в динамике снижалось во всех отраслях, кроме металлургического производства, сферы медицинского обслуживания, физической культуры и спорта. Поэтому соотношение линейных трендов таково, что тренд 2004 г. занимает самую нижнюю позицию, поскольку в этом году главной тенденцией было снижение отношения медианного уровня заработной платы к ее среднему уровню (см. рис. 5).
Итак, распределение численности работников по размерам денежной заработной платы характеризуется высокой вариацией и асимметричностью. В динамике наблюдается незначительное снижение уровня вариации, но некоторый рост степени асимметрии. Начиная с 2000 г. четко обозначилась тенденция перехода от островершинной кривой распределения к плосковершинной как следствия повышения модального и медианного уровней заработной платы.
Выявлена глубокая дифференциация денежной заработной платы в разрезе отраслей экономики. Отрасли сферы материального производства имеют заметные преимущества по сравнению с отраслями сферы услуг в уровне заработной платы с точки зрения соотношения модального и медианного размера заработной платы к ее среднему уровню в отрасли. В динамике соотношение по модальному уровню изменяется не в пользу отраслей сферы услуг, по медианному - разрыв по оплате труда между отраслями сферы услуг и сферы материального производства имеет тенденцию к уменьшению.
Различия между отраслями по отношению «мода к среднему уровню заработной платы», включая промышленность как единую отрасль, по сравнению с серединой 1990-х гг. несколько снизились. Однако в промышленности явная
позитивная тенденция отсутствует. Различие между отраслями по отношению «медиана к среднему уровню заработной платы» меньше, чем по предыдущему параметру, но есть некоторая тенденция к росту как в экономике в целом, так и в промышленности.
Список литературы
1. Manso E. The Influence of Eaming on Income Distribution in the United States // The Journal of Socio-Economics. 2006. Vol. 35.
2. Капелюшников Р. Механизмы формирования заработной платы в российской промышленности // Вопр. экономики. 2004. № 4.
3. Труд и занятость в России. 2005: Стат. сб. / Росстат. М., 2006.
4. Российский статистический ежегодник. 2005: Стат. сб. / Росстат. М., 2006.
5. Белова Т. О выборе формы средней для оценки уровня жизни населения // Вопр. статистики. 2006. № 2. С. 39-40.
6. U. S. Bureau of Labour Statistics: National Compensation Survey: Occupational Wages in the U. S. June 2006.
7. Венецкий И., Венецкая В. Основные математико-статистические понятия и формулы в экономическом анализе. М.: Статистика, 1979.
8. Тихонова Н. Социальная структура общества: итоги восьми лет реформ // Общественные науки и современность. 2000. № 3. С. 5-15.
9. Белоконная Л., Гимпельсон В., Горбачева Т., Жихарева О., Капелюшников Р., Лукьянова А. Формирование заработной платы: взгляд сквозь призму профессий // Вопр. экономики. 2007. № 10. С. 52-74.
Материал поступил в редколлегию 28.04.2008
L. N. Fiskova wages differential in conditions of reformed ECONOMY
The article looks at industrial wages differential during the 1990s and the first decade of the 2000s. The comparison of average rate of pay, median and modal levels, estimation of variation factor and asymmetry factor allows to analyze interindustrial parity and the dynamics of the process. The conclusion about decrease in the variation and increase in asymmetry in economy as a whole is done.
Keywords: wages differential, inter-industrial parity.
