Выделяются три основных группы территорий, где уровень общей безработицы существенно превышает среднероссийский. Во-первых, это район Северного Кавказа (Дагестан, Ингушетия, Карачаево-Черкессия, Кабардино-Балкария, Северная Осетия); во-вторых, так называемые старопромышленные регионы европейской части страны (Мурманская, Ивановская, Псковская области и др.); в-третьих, южная часть Сибири и Дальнего Востока (республика Алтай, Тыва, Бурятия, Амурская, Сахалинская и Еврейская автономная области). Как и в других странах с переходной экономикой, наиболее благоприятно на этом фоне выглядят крупнейшие мегаполисы (Москва, Санкт-Петербург), обладающие более широким и разнообразным набором рабочих мест. [Распределение регионов по уровню регистрируемой безработицы заметно отличается от их распределения по уровню общей безработицы, что свидетельствует об относительно слабой корреляции между этими показателями.]
По мере развития переходного кризиса различия в состоянии региональных рынков труда углублялись и приобретали устойчивый характер, чему способствовала низкая территориальная мобильность рабочей силы. Ее важнейшими ограничителями выступали сохраняющиеся административные барьеры, отсутствие надежной информации о возможностях трудоустройства в других регионах, неразвитость рынка жилья, недостаточная плотность транспортной сети, высокие издержки, сопровождающие перемену места жительства.
Следует, однако, подчеркнуть, что с аналогичными проблемами сталкивались все переходные экономики и во всех них безработица распределяется по регионам крайне неравномерно. Во всяком случае представление о том, что соотношение между спросом и предложением на российском рынке труда отличается какой-то сверхвысокой степенью территориальной несбалансированности, не находит достаточного подтверждения в фактических данных. Обратимся к таблице 11, где приведены некоторые интегральные показатели территориальных диспропорций на российском рынке труда и рынках труда стран ЦВЕ.
Таблица 11. Показатели территориальной несбалансированности рынков труда в России и странах ЦВЕ
| 1992 | 1993 | 1994 | 1995 | 1996 | 1997 | ЦВЕ | |
| Коэффициент вариации региональных уровней общей безработицы* | 33 | 28 | 24 | 36 | 35 | 34 | 32—63 |
| Индекс рассогласованности (1)** | — | 0,23 | — | 0,29 | 0,34 | 0,33 | 0,23—0,41 |
| Индекс рассогласованности (2)** | 0,36 | 0,44 | 0,40 | 0,41 | 0,38 | 0,43 | — |
| Индекс квинтильного разрыва*** | 1,86 | 1,86 | 1,74 | 2,14 | 2,03 | 1,79 | 1,9—6,9 |
Расчеты по России основаны на данных Госкомстата и Федеральной службы занятости: Рынок труда в России в 1993 году. М., Федеральная служба занятости России, 1994, том 2, сс. 18—19; Основные показатели деятельности органов государственной службы занятости за январь—декабрь. М., Государственная служба занятости, 1992—1997; Российский статистический ежегодник. М., Госкомстат, 1998, с. 186. Оценки по странам ЦВЕ: Boeri, T., Burda, M.C., and J. Kollo. Mediating the Transition: Labour Markets in Central and Eastern Europe. N.Y.: Centre for Economic Policy Research, 1998, p. 18.
* — Коэффициент вариации региональных уровней безработицы, взвешенный по численности экономически активного населения.
*** — Расчет индекса рассогласованности, m, производился по формуле:
m = 1/2E |ui/u - vi/v|, где ui и vi - количество безработных и вакансий в i-том регионе, а u и v — общее количество безработных и вакансий во всей экономике.
** — Отношение между средними уровнями безработицы в двух группах регионов — первой, включающей регионы с самыми высокими показателями безработицы и охватывающей четверть всей рабочей силы, и второй, включающей регионы с самыми низкими показателями безработицы и также охватывающей четверть всей рабочей силы.
В России коэффициент вариации региональных уровней общей безработицы находился в пределах 24-36%, что ниже оценок по странам ЦВЕ — 30—60%. При этом во всех переходных экономиках дифференциация региональных уровней безработицы, обозначившаяся в первые годы реформ, со временем не только не сглаживалась, но, напротив, становилась все глубже. Другими словами, действие рыночных сил, способных обеспечить более равномерное распределение спроса и предложения рабочей силы по регионам, было явно недостаточным.
Так называемый индекс территориальной рассогласованности (mismatch index), m, был рассчитан нами в двух вариантах (таблица 11). В первом использовались данные Госкомстата о численности "мотовских" безработных и о количестве свободных вакансий по отчетности предприятий, во втором — данные Федеральной службы занятости о численности состоящих на учете лиц, незанятых трудовой деятельностью, и о заявленной предприятиями потребности в работниках. Оценки индекса рассогласованности по первому методу составили в 1992—1997 гг. 0,23—0,34, по второму — 0,36—0,44. Из них следует, что наблюдавшаяся безработица не менее чем на 30—40% объяснялась диспропорциями в территориальной структуре спроса и предложения рабочей силы, преодолеть которые возможно лишь за счет перемещения или работников, или предприятий из одних регионов в другие. В странах ЦВЕ значение структурной составляющей было примерно таким же — 0,25—0,40 (таблица 11).
Необходимо, впрочем, оговориться, что как коэффициент вариации региональных уровней безработицы, так и индекс рассогласованности не вполне сопоставимы для разных стран. В известной мере их величина зависит от числа и размеров административно-территориальных единиц, на которые членится каждое государство. Отметим в этой связи, что для России показатели территориальной несбалансированности рассчитывались исходя из большего числа регионов (78—79), чем для стран ЦВЕ (10—50). [Зависимость показателей региональной дифференциации от степени дробности административно-территориального деления можно проиллюстрировать на таком примере. При оценке коэффициента рассогласованности по 12 укрупненным экономическим районам России его значение снижается с 0,23—0,34 до 0,12—0,19 (Korovkin, A. G., and K. V. Parbuzin. Evaluation of Structural Unemployment in Russia. — "The Russian Economic Barometer", 1999, vol. 8, No 1). Он оказывается ниже, чем даже в Болгарии (m=0,20), где при его расчете выделялось только 9 административно-территориальных единиц.] Кроме того, границы административных образований не обязательно совпадают с границами локальных рынков труда.
В наибольшей мере от искажающего влияния административного фактора свободен индекс квинтильного разрыва, оценки которого также приведены в таблице 11. Он представляет собой отношение между средними уровнями безработицы в двух группах регионов — первой, включающей регионы с самыми высокими показателями безработицы и охватывающей четверть всей рабочей силы, и второй, включающей регионы с самыми низкими показателями безработицы и также охватывающей четверть всей рабочей силы. В России в 1992—1997 гг. значение индекса квинтильного разрыва равнялось 1,7—2,1. В странах ЦВЕ разрыв в уровнях безработицы между группами наименее и наиболее благополучных регионов был значительно глубже — 2,5—7,0.
Таким образом, исходя из доступного нам набора показателей, можно сделать вывод, что по степени территориальной несбалансированности и иммобильности рынки труда стран ЦВЕ если не превосходят, то, по меньшей мере, не уступают российскому. [Полученные оценки заставляют усомниться в выводе С. Коммандера и Р. Емцова, что разброс в региональных уровнях безработицы и вакансий в России выше, чем в странах ЦВЕ (см.: С. Коммандер и Р. Емцов. Безработица в России: масштабы, характеристики и региональные параметры. — Бедность в России. Под ред. Дж. Клугман. Вашингтон, Всемирный банк, 1998, с. 185). Впрочем, наши результаты можно интерпретировать и в том смысле, что для такой крупной страны как Россия анализ на уровне целых регионов является менее информативным, чем для малых стран, к каковым относятся страны ЦВЕ, и что без учета внутрирегиональной дифференциации показателей занятости и безработицы он может давать неполную и смещенную картину.]
Соотношение между общей и регистрируемой безработицей. Как следует из таблицы 1, в России общая безработица превосходила регистрируемую в 3,5—5,5 раз. Вообще говоря, в этом факте нет ничего необычного, подобное расхождение характерно и для других стран с переходной экономикой (таблица 3). Но, во-первых, ни в одной из них оно не достигало такого размаха. Во-вторых, в странах ЦВЕ соотношение между двумя альтернативными показателями безработицы оказывалось, как правило, обратным: регистрируемая превышала общую на 10—70%. Только в Чехии и Болгарии, подобно России, численность зарегистрированных безработных отставала от численности "мотовских" безработных, но там это расхождение было много скромнее — порядка 20—30%. [Отметим в связи с этим одну часто встречающуюся неточность. Из того факта, что, например, в 1997 г. "мотовская" и регистрируемая безработица соотносились примерно как 4:1, было бы неверно заключать, как это нередко делают, что в службы занятости обращался лишь каждый четвертый безработный. Как отмечалось выше, общая и регистрируемая безработица охватывают хотя и пересекающиеся, но все же разные сегменты населения. В качестве иллюстрации сошлемся на пример Румынии. В начале 1996 г. уровни общей и регистрируемой безработицы там практически совпадали, составляя 9,3%. Но при этом примерно половина "мотовских" безработных не были зарегистрированы в службах занятости, а примерно половина зарегистрированных безработных не являлись таковыми по определению МОТ (то есть либо были реально заняты, либо принадлежали к экономически неактивному населению).]