Оплата труда в бюджетном секторе экономики: особенности и тенденции

Централизованное  повышение заработной платы бюджетников, по их мнению, не может уменьшить межсекторный разрыв в силу ряда причин:

1. При существующей численности бюджетников такие затраты слишком велики.

2. Работодатели в небюджетном секторе в ответ на такое повышение зарплат отреагируют своим повышением. В итоге разрыв сохранится.

3. Поскольку  разрыв сильно различается по  регионам, отдельным группам работников, централизованные решения неэффективны,

4. Повышение зарплаты бюджетникам на фиксированную величину в итоге передвинет разрыв от одних групп к другим, либо заменит недоплату относительной переплатой. Как следствие, переплата ударит по экономике наиболее депрессивных территорий, таких как регионы Северного Кавказа, где цена переплаты - ухудшение ситуации с безработицей и с рабочими местами.

Помимо  факторов влияния на межсекторный разрыв, выявленных эконометрическим способом, разницу в оплате труда частного и общественного сектора можно объяснить следующими теоретическими аргументами:

1. Общественный сектор не ориентирован на максимизацию прибыли, его задача - производство общественных благ. В этом случае ориентир для определения справедливой заработной платы – сопоставимые оценки (по основным характеристикам производительности) работников частного сектора.
2. Различия в заработной плате объясняются формой собственности предприятия. К формам государственной собственности относятся федеральная, региональная, муниципальная, к частной – национальная, иностранная, смешанная. Различные формы собственности объясняют различные целевые функции работников, различную экономическую эффективность предприятия, мотивацию государства как собственника²⁵.

Уменьшение  межсекторного разрыва в оплате труда бюджетного и небюджетного сектора – один из наиболее актуальных вопросов для экономик всех развитых стран.

За  рубежом процесс реформирования государственного сектора получил название “privatization of employment relations”, в котором основной идеей является привязка уровня заработных плат к оплате труда в частном секторе²⁶. Цель реформы – введение эффективной организационной системы функционирования государственного сектора.

Основными мероприятиями по реформированию общественного  сектора стали:

1. Снижение доли государственного участия в капиталах компаний, приватизация государственных компаний;
2. Масштабное введение системы временных контрактов в государственных учреждениях, основа которой – специфические условия труда для конкретного сотрудника (схема оплаты труда, квалификация, мобильность).

Реформирование  общественного сектора, сокращение разрыва между оплатой труда  в частном и государственном  секторах проводится в рамках следующих схем:

Первая  схема – централизованная для обоих секторов, когда в каждом секторе устанавливаются уровни заработных плат и условия труда. Пример такой системы – Франция, в которой условия работы и минимальное значение заработной платы определяются как в частном, так и государственном секторе: профсоюзами - в общественном секторе, специально сформированными организациями – в частном.

Вторая  схема – централизованная для  государственного сектора и децентрализованная для частного. К примеру, в Италии существуют три крупных профсоюзных объединения: основанная в 1906 году Всеобщая итальянская конфедерация труда (ВИКТ), насчитывает 5,3 млн. членов («синие воротнички»); Итальянская конфедерация профсоюзов трудящихся (ИКПТ) - 4,3 млн чел. ( «белые воротнички»), представлена в основном в государственном аппарате; Итальянский союз труда (ИСТ), имеет численность 1,8 млн чел. Частный сектор ориентируется на заработную плату, установленную в государственном секторе.

И, наконец, третья схема – децентрализованная система в государственном и  частном секторах. В Великобритании, например, такая система позволяет “привязать” заработки в общественном секторе к сформированной путем рыночной конкуренции оплате труда в частном секторе.

Согласно  результатам исследования Гинетти и Люсифора²⁷ разрыв в заработных платах работников с низкой квалификацией в частном и государственном секторе невелик, что объясняется активной деятельностью профсоюзов в области пропаганды “справедливой заработной платы”. Зачастую, труд работников с низким уровнем образования и квалификации в государственном секторе оплачивается лучше, чем труд “аналогичного” сотрудника частной фирмы. Высококвалифицированные работники в частном секторе, как правило, получают более высокую заработную плату, чем работники с аналогичными трудовыми характеристиками в государственном секторе. Причина тому – политическая оппозиция против необоснованно высоких заработков в бюджетном секторе.

На  рисунке 2.1 изображена динамика разрыва в заработных платах между работниками частного и бюджетного секторов во Франции, Италии и Великобритании.

Рисунок 2.1. Динамика разрыва заработных плат во Франции, Италии, Великобритании.

Источник: Ghinetti P. and Lucifora C. (2007), p.18

 

На  основании построенной квантильной регрессии, было установлено, что разрыв в заработных платах снижается по мере уменьшения их разброса. Расчеты доказали выдвинутую гипотезу о том, что разрыв выше там, где уровень заработка невысок, т.е. для категории низкоквалифицированных работников.

2.2. Эмпирическая оценка разрыва в заработках для работников разной квалификации на примере отдельных регионов России.

Гипотеза, которая будет проверена в работе, заключается в следующем: разрыв в заработных платах в России для неквалифицированных работников больше, чем, для высококвалифицированных работников. Для категории неквалифицированных работников характерно значительное превышение заработков в частном секторе над заработками в бюджетном секторе, в связи со слабой политической силой профсоюзов в стране. Для категории высококвалифицированных сотрудников характер разрыва в заработных платах неоднозначен, и имеет региональную специфику.

Для проверки гипотезы большего разрыва  в заработных платах для неквалифицированных работников по сравнению с высококвалифицированными, нами будут использованы панельные данные RLMS за период с 1994 по 2000 гг., которые представляют собой результаты 5-ой, 7-ой, 8-ой и 9-ой волн исследования российского мониторинга экономического положения и здоровья населения (РМЭЗ). В опросе принимало участие свыше 10 000 человек.

Выборки представляют собой четырехлетние (1994, 1996, 1998, 2000 гг.) панели индивидуумов, построенные по региональному принципу. В работе рассматриваются Центральный и Волго-Вятский экономические районы.

В выборке  РМЭЗ к Центральному экономическому району относятся Московская, Калужская, Тверская, Смоленская и Тульская области; к Волго-Вятскому экономическому району - Нижегородская область, Чувашия.

Переменные, используемые для регрессионного анализа:

idind – индивидуальный номер респондента, сохраняемый за ним на протяжении всего периода наблюдения;

aid_i - индивидуальный номер респондента в 1994 году;

cid_i - индивидуальный номер респондента в 1996 году;

did_i - индивидуальный номер респондента в 1998 году;

eid_i - индивидуальный номер респондента в 2000 году;

year –год;

  – возраст;

 - продолжительность образования (в годах),           

  - стаж на данном месте работы, 1 – менее года; 2 – от 1 года до 2-х лет, 3 – до 3-х лет, 4 – до 5-ти лет, 5 – до 10-ти лет, 6 – свыше 10-ти лет;

- – дамми-переменные для профессиональных групп по классификации ISCO-88 (бюджетный сектор = 1, небюджетный сектор = 0):

isco_1– управляющие;

isco_2– специалисты с высшим образованием, творческие и научные работники;

isco_3– технический персонал;

isco_4– конторские служащие;

isco_5– работники сферы услуг и торговли;

isco_6– ориентированные на рынок работники сельского хозяйства;

isco_7 - квалифицированные рабочие;

isco_8– водители и операторы;

isco_9– неквалифицированные рабочие;

workhour  - количество часов, проработанных на основном рабочем месте за последние 30 дней;

logrealwage –  логарифм реальной заработной платы, полученной за последние 30 дней до момента обследования. Номинальная зарплата дефлирована на основании официальных месячных индексов потребительских цен для исследуемых регионов; данные о заработных платах сгруппированы в базе данных РЛМС – средняя заработная плата за 12 месяцев на основном месте работы.

Каждый  работник был отнесен к группе бюджетного или небюджетного сектора. Для бюджетного сектора использовались единичные dummy-переменные для профессиональных групп по классификации ISCO88, для небюджетного – нулевые.

К работникам бюджетного сектора были отнесены респонденты, указавшие, что работают в сфере образования, здравоохранения, в государственном управлении, в которых собственником организации является государство.

Оцениваемое уравнение имеет вид:

 

= + + + + .

 

Охарактеризуем  регрессионные модели для Центрального и Волго-Вятского экономических  районов в отдельности.

Итак, из полученной регрессионной статистики для Центрального экономического района видно, что R-квадрат характеризует высокое качество регрессии. Линейная модель объясняет 93,5 % вариации логарифма заработной платы.

 

 

 

 

 

Таблица 2.1. Регрессионная статистика модели для Центрального экономического района.

 

Регрессионная статистика
Множественный R	0,967061506
R-квадрат	0,935207956
Нормированный R-квадрат	0,934568979
Стандартная ошибка	1,031275435
Наблюдения	2078

 

Все рассматриваемые коэффициенты значимы, об этом свидетельствуют  p-значения коэффициентов (значимость на 5%-ом уровне).

Таблица 2.2. Коэффициенты регрессии для модели Центрального экономического района.

 

	Коэффициенты	Стандартная ошибка	t-статистика	P-Значение
education	0,03	0,01	-2,51	0,01
age	0,21	0,01	38,31	0,00
stagna	0,17	0,06	2,65	0,01

 

Для Волго-Вятского экономического района регрессионная статистика выглядит следующим образом:

Таблица 2.3. Регрессионная статистика для модели Волго-Вятского экономического района.

Регрессионная статистика
Множественный R	0,960268597
R-квадрат	0,922115778
Нормированный R-квадрат	0,920265937
Стандартная ошибка	1,106055835
Наблюдения	714

 

Качество  модели объясняется высоким значением R-квадрата.

Таблица 2.4. Коэффициенты регрессии для модели Волго-Вятского экономического района.

	Коэффициенты	Стандартная ошибка	t-статистика	P-Значение
education	0,01	0,03	-1,59	0,01
age	0,18	0,01	15,48	0,00
stagna	0,04	0,02	-2,01	0,04

 

Согласно  p-значениям, коэффициенты модели значимы на 5% уровне.

 

 

 

 

 

Итак, определив значимые параметры (а именно, возраст и стаж работы на предприятии) в регрессионной модели, мы можем использовать их для построения абсолютного разрыва в заработных платах для двух групп.

 

Для проверки гипотезы, нами были выбраны  респонденты, указавшие принадлежность к группам isco_2 – высококвалифицированные работники (специалисты с высшим образованием, творческие и научные работники), а также isco_9  - неквалифицированные рабочие;

В связи  с тем, что разделение респондентов на группы isco происходило по параметру образование и квалификация, в дальнейшем исследовании будут рассматриваться квантильные группы на основании стажа работы. Параметр возраста не будет учитываться в работе, т.к. он изначально сильно коррелирует с параметром стажа работы респондента.

Начнем  с исследования разрыва в заработных платах для квалифицированных работников. Как будет показано ниже, разрыв в оплате труда для частного и бюджетного секторов Волго-Вятского и Центрального экономических районов различен по своей структуре. Такой феномен можно объяснить различным уровнем экономического развития регионов, различной структурой занятости населения, а также разной степенью финансовой поддержки федерального и регионального бюджетов.