Факторы трудовой мобильности в России

4. Желание сменить работу модерирует влияние семейных характеристик, образования и квалификации, субъективной оценки текущего рабочего места на трудовую мобильность.

Рис. 1 Концептуальная схема исследования

2.2 Описание информационной базы

Для анализа были использованы данные лонгитюдного исследования НИУ ВШЭ «Российский мониторинг экономического положения и здоровья населения» за последние доступные два года 2017, 2018. Данное панельное исследование позволяет отследить динамику расходов и доходов населения, изменения в трудовом поведении, потреблении, здоровье и других составляющих жизни одних и тех же людей и домохозяйств на во времени. В работе будут использоваться данные индивидуального уровня. Были отобраны случаи, для которых имелись наблюдения в двух последующих периодах, статус занятости в рассматриваемом периоде и в последующем - «есть любая работа», а также имелись данные по зависимой переменной о смене работы в следующем периоде (4140 случаев). Далее были отобраны только респонденты занятые в организациях/на предприятиях, где под организацией/предприятием подразумевается «любая организация, в которой работает более одного человека, независимо от того, частная она или государственная» (РМЭЗ, 2018). Необходимость включения данного фильтра в модели обосновывается тем, что необходимые вопросы о характеристиках работы и ее оценках задавались респондентам, работающим только в организации/на предприятии. Итоговая выборка для регрессионного анализа с учетом пропущенных значений составила 3009 человек.

2.3 Методология анализа данных

Оценка детерминант трудовой мобильности анализировалась методом мультиномиальной логистической регрессии с зависимой переменной j29.1 «Сменили ли профессию и/или место работы по сравнению с прошлым годом?», которая имеет 4 значения: 1 - «Профессия и место работы остались прежними», 2 - «Сменили профессию, но не сменили место работы», 3 - «Сменили место работы, но не сменили профессию», 4 - «Сменили и место работы, и профессию». В связи с малой наполненностью 2 категории «сменили профессию, но не сменили место работы», данная категория была объединена с 4 категорией «сменили место работы и профессию». Таким образом категория людей, которая ничего не поменяла в своей работе за год, образующая референтную группу, будет сравниваться с двумя категориями - работниками, сменившими профессию и работниками, сменившими место работы без смены профессии. В качестве независимых переменных будут использоваться переменные, измеренные годом ранее, до решения о трудовом переходе.

Предполагается, что желание сменить работу модерирует эффект предикторов на вероятность трудовой мобильности. Чтобы проанализировать связь желания сменить работу и трудовой мобильности в качестве модератора будет использоваться дихотомическая переменная желания найти другую работу, имеющая две градации.

На первом шаге будет оценена базовая модель, включающая только характеристики семьи (см. Табл. 1). В последствии будет последовательно оценен эффект включения в модель переменных уровня образования/квалификации (см. Табл. 2) и переменных субъективной оценки текущего рабочего места (см. Табл. 3). Таким образом будет проведена трехшаговая спецификация модели, оценивающей шансы сменить профессию/место работы по сравнению с шансами остаться на прежнем рабочем месте.

Таблица 1

Модель 1. Характеристики семьи

Переменная	Описание
+Пол в качестве модератора
Наличие супруга	Состоит в формальном или неформальном браке = 1, иначе = 0.
Количество детей до 18 лет	Количество детей до 18 лет
Средняя продолжительность рабочей недели более 50 часов	Дихотомическая переменная на основе переменной «Сколько часов в среднем продолжается Ваша обычная рабочая неделя?», 0 - «до 50 часов», 1 - «50 часов и более».

Таблица 2

Модель 2. Образование и квалификация

Переменная	Описание
Уровень образования	school_edu - законченное среднее образование, sredn_spec - законченное среднее специальное образование, high_edu - законченное высшее образование и выше Референтная группа - законченное среднее образование
Профессиональная группа (квалификация)	1. manager - законодатели; крупные чиновники; руководители высшего и среднего звена; 2. professional - специалисты высшего уровня квалификации; 3. office_staff - специалисты среднего уровня квалификации (офисные работники, работники сферы услуг); 4. q_worker - квалифицированные рабочие (с/х, лесное хозяйство, рабочие занятые ручным трудом и использующие машины и механизмы); 5. nq_worker - неквалифицированные рабочие всех отраслей. Референтная группа - специалисты среднего уровня квалификации
Специфический стаж	Количество лет работы на текущем рабочем месте

Таблица 3

Модель 3. Удовлетворенность работой и оценка рабочего места

Переменная	Описание
Индекс удовлетворенности работой	На основе факторизации переменных:
	Удовлетворенность работой в целом	от 1 до 5, где 1 - `совсем не удовлетворен', а 5 - 'полностью удовлетворен'
	Удовлетворенность условиями труда	-
	Удовлетворенность оплатой труда	-
Уровень беспокойства о потере работы	от 1 до 5, где 1 - `совсем не беспокоит', а 5 -`очень беспокоит'
Уверенность в возможности найти работу не хуже текущей	от 1 до 5, где 1 - `совсем не уверен', а 5 - 'полностью уверен'

В качестве контрольных переменных отобраны переменные, измеренные годом ранее, включающие пол, возраст, логарифм дохода и населенный пункт респондента (см. Табл. 4).

Таблица 4

Контрольные переменные

Переменная	Описание
Пол	`Мужской пол'=1, `женский'=0.
Возраст/Возраст2: 100	Возраст в годах/Квадрат возраста в годах:100
Логарифм дохода	Логарифм суммы всех поступлений в течение последних 30 дней, включая зарплату, пенсии, премии, прибыли, пособия, материальную помощь, случайные заработки и другие денежные поступления.
Населенный пункт	msc_spt - Москва, Санкт-Петербург, obl_center - областной центр, town - город, village - ПГТ, село. Референтная группа - жители ПГТ и сел.

В связи с использованием вторичных данных анализ ограничен имеющимися в базе переменными. Несмотря на то, что занятость является одной из главных тем РМЭЗ, база данных не представляет расширенной оценки восприятия места трудоустройства работника, его трудовых ценностей и карьерных траекторий. Важным ограничением исследования также стало отсутствие возможности контроля над вынужденными увольнениями и добровольными решениями о трудовой мобильности.

3. Результаты исследования

Раздел результатов исследования состоит из двух частей: описательной статистики исходного массива и содержательной интерпретации результатов регрессионных моделей. В первой части описан массив исходных данных и переменные, используемые в регрессиях, оценены распределения значений переменных и наполненность категорий. Во второй части проанализированы результаты трехшаговой мультиномиальной регрессии для выявления факторов смены профессии и места работы с последовательным включением в анализ трех групп переменных, соответствующих характеристикам семейного положения работника, уровню образования и квалификации, субъективной оценки рабочего места, измеренные до решения о совершении трудового перехода. Также оценены эффекты взаимодействия описанных выше категорий с желанием работника сменить работу в предыдущем периоде. Включение модератора в анализ позволяет более точно оценить эффект независимых переменных на трудовую мобильность, проследить изменение силы и направления связи между зависимой и независимыми переменными. Анализ данных проведен с помощью статистического пакета SPSS.

3.1 Описательная статистика исходного массива переменных

Основой исследования послужили данные 26 и 27 волны Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ индивидуального уровня. В анализ были включены случаи индивидов, которые имели работу в 2017 и 2018 году. В 2017 году таковых было 5800 человек, из них в 2018 году 464 перешли в статус неактивных или безработных, нет данных в следующем периоде для 784. Таким образом занятых в течение двух волн - 4552 человека, из них только 3837 ответили, что были заняты на предприятиях или в организациях, а следовательно, им задавались вопросы о характеристиках места работы. Итоговая выборка с учетом пропущенных значений для регрессионного анализа составила 3009 человек.

В качестве зависимой переменной выступает переменная смены работы, которая имеет три категории: 1- «Профессия и место работы остались прежними», 2- «Сменили профессию», 3- «Сменили место работы». Для 89,5% выборки место работы и профессия остались прежними в 2018 году по сравнению с годом ранее, 5,9% сменили профессию, 4,6% сменили место работы без смены профессии.

Таблица 5

Вы сменили место работы или профессию по сравнению с ноябрем 2017 года, или все осталось по-прежнему?

	Частота	%
1 Профессия и место работы остались прежними	3356	89,5
2 Сменили профессию	220	5,9
3 Сменили место работы, но не сменили профессию	172	4,6
Всего	3748	100

В качестве модератора связи между независимыми переменными было рассмотрено желание сменить работу («найти другую работу»). Желающих найти другую работу в 2017 году выборке 15%. Из них в 2018 году 79,9% остались на прежнем месте работы в той же профессии, 10,6% сменили профессию, 9,5% работали по той же профессии на другом месте работы. Данный тренд подтверждает наличие большого количества сдерживающих факторов трудовой мобильности даже при желании работника совершить переход. Трудовая мобильность зависит в большей степени от наличия альтернатив и издержек перехода, а желание остается лишь первичным фактором трудового перехода (Смирных, 2011).

Таблица 6

Смена работы в зависимости от желания найти другую работу в предыдущем периоде (%)

	Хотели бы Вы найти другую работу?	Всего
	0 Нет	1 Да
Вы сменили место работы или профессию по сравнению с ноябрем 2017 года, или все осталось по-прежнему?	1 Профессия и место работы остались прежними	91,3	79,9	89,5
	2 Сменили профессию	4,9	10,6	5,9
	3 Сменили место работы, но не сменили профессию	3,8	9,5	4,6
Всего	100	100	100

Контрольными переменными регрессионного анализа были выбраны социально-демографические характеристики респондентов: пол, возраст, логарифм дохода и место проживания. Чтобы контролировать нелинейную связь трудовой мобильности и возраста, сначала возрастающую, а в старшем возрасте убывающую, также был включен квадрат возраста. Во избежание смещения в силу большого разброса значений квадрата возраста, значение данной переменной было разделено на 100. Для контроля влияния дохода на решение о смене работы в регрессию был включен натуральный логарифм от суммы всех доходов индивида за месяц (включая социальные и частные трансферты, нетрудовой доход и иные поступления) плюс единица.

Средний возраст респондентов составил 42 года, в выборке 46% мужчин и 54% женщин. 11% проживают в Москве, 31% в областных центрах, 30% в городах и 28% в сельской местности.

Базовый блок регрессионной модели включает семейные характеристики, которые могут влиять на трудовую мобильность: семейное положение, количество несовершеннолетних детей. 71% людей в выборке состоят в официальном или неофициальном браке, нет несовершеннолетних детей у 56%, 1 ребенок до 18 лет у 27%, 2 детей у 14%, остальные имеют более 2-х детей. Также теоретический обзор показал важность включения в анализ продолжительности рабочей недели и переработок, которые влияют на распределение бюджета времени между семьей и работой (Мальцева, 2005; Cha, 2013). Для этого была рассчитана дихотомическая переменная «Продолжительность рабочей недели более 50 часов», на основе ответов респондентов о средней продолжительности рабочей недели, где 0 - `до 50 часов', 1 - `от 50 часов'. 14% респондентов имеют рабочую неделю свыше 50 часов.

Для анализа связи уровня образования и трудовой мобильности были выделены три категории: среднее образование, среднее специальное образование, высшее образование. Более мелкие категории не были использованы в силу малой наполненности. Категории по образованию наполнены следующим образом: 36% имеют законченное среднее образование, 28% среднее специальное образование, 28% высшее образование и выше. На основе вопроса о высшем имеющемся уровне образования были сконструированы три дамми-переменные для включения анализ.

На основе профессиональных кодов были выделены 6 категорий занятых: 1-законодатели; крупные чиновники; руководители высшего и среднего звена, 2 - специалисты высшего уровня квалификации, 3 - специалисты среднего уровня квалификации (офисные служащие, работники сферы торговли и услуг), 4 - военнослужащие, 5 - квалифицированные рабочие (работники с/х, рабочие занятые ручным трудом и использующие машины и механизмы), 6 - неквалифицированные рабочие всех отраслей. Категория военнослужащих составляла менее 5% выборки, поэтому она была исключена из анализа. Таким образом в выборке категорию законодателей, крупных чиновников, руководителей высшего и среднего звена составляют 6%, 19% - специалисты высшего уровня квалификации, 43% - специалисты среднего уровня квалификации, 25% - квалифицированные рабочие, 7% - неквалифицированные рабочие. Средний специфический стаж на конкретном месте работы составил 9,63 лет. Средняя субъективная оценка профессионального мастерства по шкале от 1 до 9 составляет 6,26 баллов.

Удовлетворённость работой измерялась в базе по четырем характеристикам: работой в целом, условиями труда, оплатой труда, возможностями профессионального роста. Последняя переменная содержала большое количество пропущенных значений, в основном из-за затруднений респондентов в ответе на этот вопрос, поэтому она не была включена в анализ. Удовлетворенности измерялись по шкале от 1 до 5, где 1 - `совсем не удовлетворен', а 5 - 'полностью удовлетворен'. Медианное значение удовлетворенностей условиями и работой в целом равно 4, среднее 3,7, медианное значение удовлетворенностью оплатой труда- 3, среднее 2,96. Доля неудовлетворенных работой в целом составляет всего 9,1%, условиями труда - 11,1%, в разной степени неудовлетворённых оплатой труда 38,5%. Таким образом основной проблемой работники видят именно низкую заработную плату, однако это не мешает им быть в целом удовлетворенными своим трудоустройством.

Таблица 7

Удовлетворенность различными аспектами работы (%)

Значение	Степень удовлетворенности:
	работой в целом	условиями труда	оплатой труда
1 Полностью удовлетворены	16,4	16,8	9,4
2 Скорее удовлетворены	51,7	49,8	26,7
3 И да, и нет	22,6	22,3	25,5
4 Скорее не удовлетворены	7,4	8,9	27,9
5 Совсем не удовлетворены	1,7	2,2	10,6
Всего	100	100	100

На основе трех переменных был создан индекс удовлетворенностей с помощью факторного анализа методом главных компонент. Сохраненные значения факторов лежат в диапазоне от -3,02 до 1,755, среднее - 0, среднеквадратное отклонение 1.

Таблица 8

Матрица компонента факторизации удовлетворенности различными аспектами работы

	Компонент
	1
Удовлетворенность работой в целом	0,906
Удовлетворенность условиями работы	0,893
Удовлетворенность оплатой труда	0,789
Метод выделения факторов: метод главных компонент.
a. Извлечено компонентов - 1.

Также в анализ были включены переменные «уверенность в возможности найти работу не хуже той, на которой работают сейчас, в случае закрытия предприятия» и «беспокойство о потере работы», которые измеряются от 1 до 5, где 1 - `совсем не уверен/совсем не беспокоит', а 5 -`полностью уверен/очень беспокоит'. Данные порядковые переменные будут рассматриваться в анализе как интервальные. «Беспокойство о потере работы» смещено в сторону больших значений, что говорит о распространенных страхах работников, связанных с нестабильностью занятости. Только 36,1% работников в разной степени уверены, что смогут найти работу не хуже той, на которой работают сейчас. 44,3% не уверены в том, что способны трудоустроиться заново на тех же условиях или лучше. При этом 65,6% в разной степени беспокоятся о потере работы. Таким образом, работники характеризуются высокими долями страха о потере работы и низкой оценкой шансов найти альтернативу своей текущей занятости. Такая самооценка делает переход на новое место работы рискованным решением.

Таблица 9

Насколько Вы уверены, что сможете найти работу не хуже той, на которой работаете сейчас?

	Частота	%
Совсем не уверен	730	19,6
Не очень уверен	946	25,3
И да, и нет	710	19,0
Скорее уверен	1020	27,3
Полностью уверен	328	8,8
Всего	3734	100

Таблица 10

Насколько Вас беспокоит то, что вы можете потерять работу?

	Частота	%
Совсем не беспокоит	275	7,2
Не очень беспокоит	566	14,8
И да, и нет	475	12,4
Немного беспокоит	1328	34,8
Очень беспокоит	1175	30,8
Всего	3819	100

Прежде чем перейти к регрессионному анализу независимые переменные были протестированы на мультиколинеарность, чтобы исключить ошибки в предсказании модели и получить достоверные результаты регрессионного анализа. Отсутствие линейной связи между независимыми переменными было протестировано следующим образом. Была рассчитана таблица парных корреляций между интервальными независимыми переменными на основе коэффициента корреляции Пирсона (см. Прил.2). Расчёт парных корреляций показал, что значения корреляций всех пар независимых переменных не превышают значения 0,4, кроме пары специфический стаж-возраст. Для них значение коэффициента корреляции Пирсона равно 0,443. Однако было принято решение оставить переменные в анализе так как значение корреляции пограничное.

3.2 Семейные характеристики и трудовая мобильность

Задачей первого этапа регрессионного анализа стала оценка влияния характеристик семьи работника на вероятность трудовой мобильности. Была построена модель, включающая в качестве независимых переменных характеристики семейного положения: наличие супруга(-и), наличие несовершеннолетних детей, продолжительная рабочая неделя (количество рабочих часов более 50), измеренные до решения о трудовом переходе. Референтную группу образуют незамужние женщины, проживающие в сельской местности, которые работают менее 50 часов в неделю. Согласно информации о подгонке модели, нулевая гипотеза о неизменности точности предсказания модели при добавлении набора независимых переменных отвергается на уровне доверительной вероятности 95%. Модель значима. В качестве показателя объяснительной способности модели будет использоваться статистика Псевдо-R² Нагелькерке, отражающая прирост в точности прогноза при включении набора независимых переменных. Данная модель обладает низкой объяснительной способностью - 4,4% совокупной дисперсии. Однако данный результат ожидаем, так как смена места работы подвержена влиянию многих других факторов, некоторые из которых будут в последствии рассмотрены в работе.

Что касается контрольных переменных, ни возраст, ни пол, ни доход не имеют значимого эффекта на вероятность трудовой мобильности на уровне доверительной вероятности 95%. Значимым является тип населенного пункта. Шансы вероятности смены места работы при сохранении профессии по сравнению с тем, чтобы ничего не менять увеличиваются в 1,5 раза для проживающих в областных центрах по сравнению с проживающими в сельской местности для референтной группы при прочих равных. Это может быть объяснено наличием большего количества организаций и предприятий, предлагающим альтернативные места занятости. С другой стороны, населенный пункт не оказывает значимого эффекта на вероятность сменить профессию по сравнению с вероятностью ничего не менять при прочих равных. Можно предположить, что смена профессии не обосновывается внешним фактором наличия альтернативных мест занятости, а связана прежде всего с индивидуальными характеристиками работника.

Таблица 11

Оценка параметров модели (Псевдо-R² Нагелькерке=0,044; N=3402)

Вы сменили место работы или профессию по сравнению с ноябрем 2017 года, или все осталось по-прежнему?a	B	Станд. ошибка	Exp(B)
2 Сменили профессию	Константа	-,634	,957
	Мужчины	,084	,151	1,088
	Возраст	-,057	,046	,944
	Возраст2 /100	,026	,055	1,027
	Логарифм дохода	-,051	,046	,950
	Москва, Санкт Петербург	,313	,253	1,367
	Областной центр	,107	,189	1,113
	Города	-,186	,199	,830
	Замужем/женат	,129	,181	1,138
	Дети до 18 лет	,055	,089	1,057
	Раб. неделя более 50 часов	,598***	,182	1,818
3 Сменили место работы, но не сменили профессию	Константа	-3,86***	1,25
	Мужчины	,221	,172	1,248
	Возраст	,069	,057	1,071
	Возраст2 /100	-,110	,068	,896
	Логарифм дохода	-,006	,064	,994
	Москва, Санкт Петербург	,343	,295	1,409
	Областной центр	,432**	,213	1,540
	Города	-,260	,242	,771
	Замужем/женат	-,291	,195	,747
	Дети до 18 лет	,020	,105	1,021
	Раб. неделя более 50 часов	,494**	,210	1,639
a. Опорная категория: 1 Профессия и место работы остались прежними
***Коэффициент значим на уровне 1%
**Коэффициент значим на уровне 5%
*Коэффициент значим на уровне 10%

Не все семейные характеристики значимы и влияют на смену работы в следующем периоде. На уровне доверительной вероятности 95% количество детей до 18 лет и наличие супруга(-и) не влияет на отношение вероятности сменить профессию или место работы и вероятности ничего не менять. Таким образом гипотеза о сдерживающем воздействии семейных обязательств на трудовую мобильность отвергается. Данные не дают основания полагать, что наличие обязательств перед семьей и связанные с этим риски сдерживают трудовые переходы.

Длительная трудовая неделя влияет на шансы сменить как место работы, так и профессию. Продолжительность работы более 50 часов увеличивает отношение вероятностей сменить профессию и того, чтобы ничего не менять в 1,8 раз для референтной группы при прочих равных. И в 1,6 раз увеличивает вероятность сменить место работы по сравнению с тем, чтобы ничего не менять. Таким образом можно сделать вывод, что продолжительная рабочая неделя или переработки действительно являются фактором трудовой мобильности. Однако нет оснований связать это именно с бюджетом времени на семью или влиянием гендерных ролей.

Следующим этапом анализа стало тестирование гипотезы о гендерной сегрегации на рынке труда и значимых отличиях во влиянии семейных характеристик для мужчин и женщин, связанные с исполнением гендерных ролей. Были созданы эффекты взаимодействия пола и семейных характеристик методом умножения переменных:

- наличия супруга(и) и пола;

- количества несовершеннолетних детей и пола;

- рабочей недели более 50 часов и пола.

Данные переменные поочередно были добавлены в модель. На уровне доверительной вероятности 95% эффекты взаимодействия наличия супруга(и) и пола, количества несовершеннолетних детей и пола, рабочей недели более 50 часов и пола оказались не значимы для шансов трудового перехода. На основе имеющихся данных гипотеза о существовании гендерной сегрегации в сфере трудовой мобильности, проявляющейся в различном влиянии семейных характеристик на вероятность трудового перехода для мужчин и женщин, отвергается. Нет подтверждений значимого воздействия семейных обязательств на трудовую мобильность как для мужчин, так и для женщин. Данный результат может говорить о сокращении гендерного неравенства в сфере трудовой мобильности и требует детального изучения на бульших выборках.

3.3 Влияние образования и квалификации на трудовую мобильность

Задачей следующего этапа стала оценка влияния образования и квалификации на вероятность трудовой мобильности. В регрессионную модель были включены независимые переменные, связанные с образованием и квалификацией работников: уровень образования, принадлежность к профессионально-квалификационной группе, количество лет специфического стажа и субъективная оценка профессионального мастерства. Референтная группа была расширена до: незамужних женщин, проживающих в сельской местности, которые работают менее 50 часов в неделю, имеют только среднее образование и принадлежат к группе офисных работников или работников сферы услуг. Модель значима на уровне доверительной вероятности 95%. Значение статистики Псевдо-R² возросло до 8,7%, что говорит о значимом воздействии уровня образования и квалификации на решение о трудовой мобильности.

Влияние на вероятность смены профессии оказывают наличие высшего образования, принадлежность к профессиональной группе законодателей, крупных чиновников и руководителей высшего и среднего звена и специфический стаж. Высшее образование делает менее вероятным смену профессии по сравнению с тем, чтобы ничего не менять, при прочих равных для контрольной группы. Таким образом гипотеза о сдерживающем воздействии высшего образования частично подтверждается. Люди с большим объемом знаний и специальных навыков менее вероятно будут переходить в новую для себя область. Но нет подтверждения тому, что самый низкий уровень образования влияет на трудовую мобильность. Статистически значимых различий в вероятности трудовой мобильности и вероятности отсутствия перехода для работников со средним образованием и средним специальным образованием нет. Для смены места работы уровень образования не значим. Переход на новое место работы с сохранением профессии не имеет значимой связи с уровнем образования. Таким образом можно предположить, что уровень накопленных за время образования знаний или не является важной частью трудовой деятельности, или у работников не возникает проблем с конвертацией данного вида капитала при переходах на новое место работы.

Законодатели, крупные чиновники и руководители высшего и среднего звена с большей вероятностью будут менять профессию при прочих равных по сравнению с офисными работниками. Смена места работы без смены профессии напротив менее вероятна для данной профессиональной категории. Для профессиональной группы работников высшего уровня квалификации и неквалифицированных работников значимых различий в шансах трудового перехода по сравнению с офисными работниками и работниками сферы услуг нет. Следовательно, гипотеза о том, что принадлежность к высококвалифицированной профессиональной группе и низкоквалифицированной профессиональной группе снижают вероятность трудовой мобильности не подтверждается. Модель не дает оснований утверждать о сложностях с конвертацией специфического капитала в случае высокой квалификации и в отсутствии достаточного запаса знаний и навыков в случае низкой, обозначенными в теории (Becker, 1964; Mincer, 1958).

Прирост специфического стажа на один год уменьшает отношение вероятностей сменить профессию и ничего не менять на 4,8% при прочих равных. А отношение вероятностей сменить место работы без смены профессии и ничего не менять уменьшается на 9,2%. Таким образом, гипотеза о специфическом стаже как сдерживающим факторе трудовой мобильности подтверждается. Это подкрепляет предыдущий опыт эмпирических исследований, подчеркивающих негативную взаимосвязь между трудовой мобильностью и продолжительностью опыта работы на текущем месте, связанных с трудностью использования накопленного специфического капитала на новом месте и невостребованности данного ресурса у новых работодателей (Lehmann, Wadsworth, 2000; Кабалина, 1999).

*Для референтной группы и медианного уровня значений независимых переменных.

Рис.2. Вероятность трудового перехода в зависимости от количества лет работы на текущем месте

Увеличение субъективной оценки профессионального мастерства на 1 балл увеличивает отношение вероятностей сменить место работы без смены профессии и ничего не менять на 8,5%, но не влияет на отношение вероятностей сменить профессию и того, чтобы ничего не менять, при прочих равных. Данное явление можно, с одной стороны, связать с тем, что высокий уровень «мастерства» делает работников более востребованными у работодателей, а следовательно, таким людям предлагается больше альтернатив текущей занятости. С другой стороны, высокая самооценка может помогать справиться с неопределенностью, связанной с трудовыми переходами, и риск для работников с высокой самооценкой, сопряжен с меньшими страхами.

*Для референтной группы и медианного уровня значений независимых переменных

Рис 3. Вероятность трудового перехода в зависимости от субъективной оценки «профессионального мастерства»

Таблица 12

Оценка параметров (Псевдо-R² Нагелькерке=0,087; N=3217)

Вы сменили место работы или профессию по сравнению с ноябрем 2017 года, или все осталось по-прежнему?а	B	Станд. ошибка	Exp (B)
2 Сменили профессию	Константа	-,533	1,040
	Замужем/женат	,207	,195	1,229
	Дети до 18 лет	,042	,095	1,043
	Рабочая неделя более 50 часов	,415**	,198	1,514
	Среднее специальное образование	-,232	,204	,793
	Высшее образование	-,382*	,219	,683
	Законодатели; крупные чиновники; руководители высшего и среднего звена	,713**	,297	2,041
	Специалисты высшего уровня квалификации	-,073	,252	,930
	Квалифицированные рабочие	-,049	,224	,952
	Неквалифицированные рабочие	,240	,308	1,271
	Специфический стаж	-,049***	,014	,952
	Субъективная оценка «профессионального мастерства»	-,005	,041	,995
3 Сменили место работы, но не сменили профессию	Константа	-4,8***	1,339
	Замужем/женат	-,252	,200	,777
	Дети до 18 лет	,022	,109	1,023
	Рабочая неделя более 50 часов	,312	,221	1,367
	Среднее специальное образование	-,051	,218	,950
	Высшее образование	-,368	,245	,692
	Законодатели; крупные чиновники; руководители высшего и среднего звена	-1,02*	,605	,361
	Специалисты высшего уровня квалификации	-,197	,274	,821
	Квалифицированные рабочие	-,190	,240	,827
	Неквалифицированные рабочие	,021	,345	1,022
	Специфический стаж	-,097***	,018	,908
	Субъективная оценка «профессионального мастерства»	,082*	,047	1,085
a. Опорная категория: 1 Профессия и место работы остались прежними.
***Коэффициент значим на уровне 1%
**Коэффициент значим на уровне 5%
*Коэффициент значим на уровне 10%

3.4 Влияние субъективной оценки рабочего места на трудовую мобильность

Третий блок регрессионного анализа посвящен оценке влияния субъективной оценки рабочего места на трудовую мобильность. На данном шаге в модель были добавлены переменные оценки текущего рабочего места: индекс удовлетворенности работой, уровень беспокойства о потере работы и степень уверенности в возможности найти работу не хуже, измеренные до решения о трудовом переходе. Модель значима на уровне доверительной вероятности 95%. Псевдо-R² увеличился до 10,9%, что говорит о значимом влиянии субъективной оценки рабочего места на решение о трудовой мобильности.

Уровень беспокойства о потере работы не влияет на вероятность трудовой мобильности на уровне доверительной вероятности 95% при прочих равных. На вероятность трудового перехода влияет степень удовлетворенности работой и ее характеристиками. Увеличение индекса удовлетворенности на единицу ведет к уменьшению отношения вероятностей сменить работу и ничего не менять на 24,6% при прочих равных. А отношение вероятностей сменить место работы с той же профессией и ничего не менять уменьшается на 25,8%. Чем выше индекс удовлетворенности, тем менее вероятен переход. Таким образом гипотеза о негативной связи между уровнем удовлетворенности работой и трудовой мобильностью подтверждается. Неудовлетворенность работой в целом и ее характеристиками побуждает работников искать альтернативу и пробовать найти лучшие для себя условия труда.

Уверенность в возможности найти работу не хуже не влияет на шансы смены профессии по сравнению с тем, чтобы все осталось по-прежнему, но влияет на шансы сменить место работы. Так при увеличении уверенности в наличии альтернатив на единицу на 43,1% увеличивается отношение вероятностей смены места работы и отсутствия трудового перехода. Таким образом подтверждается важная роль наличия альтернатив в трудовом переходе. Отсутствие значимого воздействия данной переменной на шансы смены профессии можно объяснить сложностью сравнения текущей занятости и занятости на другой профессиональной позиции, так как данный вопрос в анкете подразумевал возможность найти альтернативу не хуже текущей позиции.



*Для референтной группы и медианного уровня значений независимых переменных.

Рис 4. Вероятность трудового перехода в зависимости от степени уверенности в наличии альтернатив

Таблица 13

Оценка параметров (Псевдо-R² Нагелькерке=0,109; N=3098)

Вы сменили место работы или профессию по сравнению с ноябрем 2017 года, или все осталось по-прежнему?a	B	Станд. ошибка	Exp (B)
2 Сменили профессию	Константа	-1,568	1,203
	Замужем/женат	,207	,200	1,230
	Дети до 18 лет	,056	,098	1,058
	Рабочая неделя более 50 часов	,432**	,204	1,541
	Среднее специальное образование	-,296	,212	,744
	Высшее образование	-,39*	,226	,678
	Законодатели; крупные чиновники; руководители высшего и среднего звена	,765**	,309	2,150
	Специалисты высшей квалификации	-,022	,257	,979
	Квалифицированные рабочие	-,160	,234	,852
	Неквалифицированные рабочие	,173	,313	1,189
	Специфический стаж	-,043***	,014	,958
	Субъективная оценка «проф. мастерства»	,017	,043	1,017
	Уверенность в возможности найти работу не хуже	,115	,074	1,121
	Беспокойство о потере работы	,018	,069	1,018
	Индекс удовлетворенности работой	-,282***	,081	,754
3 Сменили место работы, но не сменили профессию	Константа	-5,74***	1,429
	Замужем/женат	-,260	,207	,771
	Дети до 18 лет	,059	,113	1,061
	Рабочая неделя более 50 часов	,374*	,227	1,454
	Среднее специальное образование	,055	,224	1,056
	Высшее образование	-,241	,252	,786
	Законодатели; крупные чиновники; руководители высшего и среднего звена	-,882	,610	,414
	Специалисты высшей квалификации	-,249	,287	,779
	Квалифицированные рабочие	-,224	,247	,800
	Неквалифицированные рабочие	-,035	,351	,965
	Специфический стаж	-,088***	,018	,916
	Субъективная оценка «проф. мастерства»	,071	,049	1,074
	Уверенность в возможности найти работу не хуже	,359***	,084	1,431
	Беспокойство о потере работы	,111	,077	1,118
	Индекс удовлетворенности работой	-,298***	,088	,742
a. Опорная категория: 1 Профессия и место работы остались прежними.
***Коэффициент значим на уровне 1%
**Коэффициент значим на уровне 5%
*Коэффициент значим на уровне 10%

3.5 Желание сменить работу и трудовая мобильность

Следующим шагом в анализе стало тестирование эффекта модерации желания сменить работу на независимые переменные. Предполагается, что желание сменить работу модерирует эффект предикторов на вероятность трудовой мобильности и есть значимые различия в факторах мобильности для желающих и не желающих найти другую работу. В регрессию поочередно были добавлены эффекты взаимодействия всех рассмотренных ранее независимых переменных и желания сменить работу:

1. наличия супруга(и) и желания сменить работу;

2. количества несовершеннолетних детей и желания сменить работу;

3. рабочей недели более 50 часов и желания сменить работу;

4. среднего специального образования и желания сменить работу;

5. высшего образования и желания сменить работу;

6. профессиональной группы руководителей, чиновников высшего и среднего звена сменить работу;

7. профессиональной группы специалистов высшей квалификации и желания сменить работу;

8. профессиональной группы квалифицированных рабочих и желания сменить работу;

9. профессиональной группы неквалифицированных рабочих и желания сменить работу;

10. количества лет работы на текущем месте и желания сменить работу;

11. субъективной оценки профессионального мастерства и желания сменить работу;

12. степени уверенности в возможности найти работу не хуже и желания сменить работу;

13. степени беспокойства о потере работы и желания сменить работу;

14. индекса удовлетворенности работой и желания сменить работу;

Эффекты взаимодействия были образованы путем создания новых переменных методом умножения значений каждой независимой переменной на значение переменной желания сменить работу. Затем каждый их эффектов был добавлен в модель, полученную на прошлом этапе. Таким образом было построено 14 мультиномиальных логистических регрессий на основе последней рассмотренной модели, которые поочередно оценивали влияние каждого из эффектов взаимодействия. Значимым влиянием на уровне доверительной вероятности 95% обладал только эффект модерации желания на продолжительную рабочую неделю и на беспокойство о потере работы. Стоит отметить, что последний не имел значимого влияния в регрессиях без эффекта модерации.

3.5.1 Продолжительная рабочая неделя и желание найти другую работу

Модель с включением эффекта взаимодействия продолжительной рабочей недели и желания найти другую работу значима на уровне доверительной вероятности 95%. Объяснительная способность возросла до 12,1% совокупной дисперсии.

Согласно оценке параметров, эффект взаимодействия значим для отношения вероятностей сменить место работы и ничего не менять при прочих равных на уровне доверительной вероятности 95%. Желание найти другую работу увеличивает шансы смены профессии по сравнению с шансами ничего не менять в 2,4 раза при прочих равных для референтной группы. И в 1,9 раз делает более вероятной смену профессии по отношению к вероятности отсутствия перехода по сравнению с нежелающими менять работу при прочих равных. Для желающих сменить работу, работающих более 50 часов, отношение вероятностей перехода на новое место с сохранением профессии и вероятности ничего не менять на 85,3% меньше по сравнению с референтной группой. То есть желание сменить работу меняет направление связи между продолжительной рабочей неделей и сменой места работы без смены профессии.

Таблица 14

Оценка параметров (Псевдо-R² Нагелькерке=0,121; N=3009)

Вы сменили место работы или профессию по сравнению с ноябрем 2017 года, или все осталось по-прежнему?	B	Станд. ошибка	Exp (B)
2 Сменили профессию	Константа	-1,45	1,227
	Желание найти другую работу	,65***	,228	1,914
	Рабочая неделя более 50 часов	,411**	,244	1,509
	Рабочая неделя более 50 часов* желание сменить работу	-,137	,489	,872
3 Сменили место работы, но не сменили профессию	Константа	-5,72***	1,449
	Желание найти другую работу	,873***	,235	2,395
	Рабочая неделя более 50 часов	,711***	,250	2,037
	Рабочая неделя более 50 часов*желание сменить работу	-1,92**	,787	,147
a. Опорная категория: 1 Профессия и место работы остались прежними.
***Коэффициент значим на уровне 1%
**Коэффициент значим на уровне 5%
*Коэффициент значим на уровне 10%

Были рассчитаны вероятности смены места работы без смены профессии для каждого из случаев отношения к смене работы и факта продолжительной рабочей недели. Для остальных независимых переменных в расчет был включен медианный уровень значений.

Таблица 15

Вероятность смены места работы без смены профессии в зависимости от желания и продолжительности рабочей недели *

	Есть желание сменить работу	Нет желания сменить работу
Рабочая неделя более 50 часов	4,1%	10,8%
Рабочая неделя менее 50 часов	12,5%	5,6%
*На уровне доверительной вероятности 95% для референтной группы (женщины, проживающие в сельской местности, не замужем, со средним образованием) и медианного значения интервальных переменных

Таблица 16

Вероятность смены профессии в зависимости от желания и продолжительности рабочей недели*

	Есть желание сменить работу	Нет желания сменить работу
Рабочая неделя более 50 часов	12,9%	7,2%
Рабочая неделя менее 50 часов	8,9%	4,9%
*На уровне доверительной вероятности 95% для референтной группы (женщины, проживающие в сельской местности, не замужем, со средним образованием) и медианного значения интервальных переменных



*Для референтной группы и медианного уровня значений независимых переменных.

Рис.5. Вероятность трудового перехода в зависимости от желания и продолжительности рабочей недели.

Таким образом, было обнаружено, что для референтной группы вероятность сменить место работы наиболее высока в случае желания сменить работу и непродолжительной рабочей недели, а наименьшая в случае желания сменить работу и рабочей недели более 50 часов. Большая трудовая нагрузка некоторым образом мешает осуществить желание смены работы. Можно предположить, что так как этот эффект значим только для вероятности смены места работы, но не смены профессии, то желающие сменить работу понимают, что на данной специальности даже при смене места работы они не перестанут работать много и поэтому интенция к смене работы не переходит в действия. Если же у человека не было желания сменить работу, то продолжительная рабочая неделя и переработки стимулируют его перейти на новое место.

3.5.2 Беспокойство о потере работы и желание сменить работу

Еще одним важным значимым эффектом взаимодействия стал эффект желания найти другую работу и беспокойство о потере работы. Включение данного эффекта увеличило объяснительную способность модели до 11,7% совокупной дисперсии. Модель значима на уровне доверительной вероятности 95%. Эффект взаимодействия беспокойства о потере работы и желания сменить работу значим для шансов смены профессии, но не значим для шансов сменить место работы без смены профессии по сравнению с тем, чтобы не совершать трудовой переход.

Таблица 17

Оценка параметров (Псевдо-R² Нагелькерке=0,117; N=3009)

Вы сменили место работы или профессию по сравнению с ноябрем 2017 года, или все осталось по-прежнему?a	B	Станд. ошибка	Exp (B)
2 Сменили профессию	Свободный член	-1,84	1,243
	Желание найти другую работу	1,703***	,519	5,490
	Беспокойство о потере работы*желание сменить работу	-,305**	,138	,737
	Беспокойство о потере работы	,124	,085	1,132
3 Сменили место работы, но не сменили профессию	Свободный член	-5,72	1,464
	Желание найти другую работу	,987	,589	2,682
	Беспокойство о потере работы*желание сменить работу	-,097	,152	,908
	Беспокойство о потере работы	,141	,091	1,152
a. Опорная категория: 1 Профессия и место работы остались прежними.
***Коэффициент значим на уровне 1%
**Коэффициент значим на уровне 5%
*Коэффициент значим на уровне 10%

Желание найти другую работу увеличивает шансы сменить профессию в 5,5 раз для референтной группы при прочих равных. Увеличение беспокойства о потере работы на единицу для желающих найти другую работу уменьшает на 26,3% шансы смены профессии по сравнению с тем, чтобы ничего не менять при прочих равных.

Если человек желал сменить работу, то беспокойство о потере работы помешает ему сменить профессию в течение года. С увеличением степени беспокойства вероятность сменить профессию падает. Если человек не желал менять работу, то беспокойство о потере работы не влияет значимо на то, поменяет ли он место работы или профессию.

*Для референтной группы и медианного уровня значений независимых переменных.

Рис 6. Вероятность сменить работу в зависимости от уровня беспокойства о потере работы

3.6 Обсуждение полученных результатов

Таким образом трудовой переход в условиях российской экономики остается довольно редким явлением, смена места работы и/или профессии произошла только в 10,5% случаев на основе данных 2018 года. При этом доля желающих найти другую работу составила 15% в 2017 году, но почти 80% из них остались на прежнем месте работы и в той же профессии, что говорит о существовании множества сдерживающих факторов трудовой мобильности. В данной работе были проанализировано влияние трех групп факторов: семейных характеристик, уровня образования и квалификации, субъективной оценки текущего рабочего места, измеренных до решения о трудовом переходе, с помощью мультиномиальной логистической регрессии. Отдельно были оценены шансы смены профессии и смены места работы с сохранением профессии по сравнению с отсутствием трудового перехода.

Предположение о сдерживающем влиянии семейных обязательств на трудовую мобильность не подтвердилось. Ни наличие детей, ни наличие супруга(и) не имеет значимого влияния на вероятность совершения трудового перехода как для женщин, так и для мужчин. Важным фактором смены работы является продолжительность рабочей недели. Работа более 50 часов в неделю увеличивает шансы и смены профессии, и смены места работы с сохранением профессии. Для российских работников важным является наличие времени на внерабочую жизнь, досуг, семью и прочее. Они готовы искать более удобный для себя график работы, меняя профессию или место работы. Причем нет значимого эффекта пола на факт продолжительной рабочей недели, что не подтверждает предыдущие исследования, подчеркивающие толерантность мужчин к переработкам и большему бюджету времени женщин на семью, что заставляет их искать работу с меньшей нагрузкой (Мальцева, 2006; Pearlman, 2011; Cha, 2013). На основе полученных данных нет оснований связать эффект переработок и длительной трудовой недели на трудовую мобильность с влиянием семьи и гендерных различий. Таким образом результаты предыдущих исследований, связанные с существованием гендерной сегрегации на рынке труда, не были подтверждены. Это может свидетельствовать о сокращении гендерного неравенства в области трудовой мобильности, произошедшего после последнего изучения проблемы (Мальцева, 2005; Мальцева, Рощин, 2006), и требует дальнейшего более детального изучения на бульших выборках.

Высшее образование сокращает шансы смены профессии, но не имеет значимого влияния на смену места работы. Узкая специализация и большой объем знаний, полученных во время высшего образования, делают издержки перехода в новую профессию выше, так как это приводит к обнулению данного капитала. С другой стороны, специализированное знание ценится работодателями выше, поэтому эта группа имеет лучшие условия для трудоустройства, что сдерживает трудовой переход. Однако образование не показало значимого влияния на смену места работы на той же профессии. Сдерживающим фактором трудовой мобильности является специфический стаж на текущем рабочем месте. Накопленный специфический капитал как правило сложно конвертируется при переходе и не цениться новыми работодателями (Lehmann, Wadsworth, 2000), а также создает привязанность к текущему рабочему месту. Негативное влияние количества лет специфического стажа характерно для шансов как смены профессии, так и для смены места работы. Субъективная оценка работников на лестнице профессионального мастерства имеет позитивный эффект на смену места работы. Данное явление можно, с одной стороны, связать с тем, что высокий уровень «мастерства» делает работников более востребованными у работодателей, а следовательно, таким людям предлагаются более выгодные альтернативы текущей занятости. С другой стороны, высокая самооценка может помогать справиться с неопределенностью, связанной с трудовыми переходами, и риск для работников с высокой самооценкой, сопряжен с меньшими страхами.

Важную роль на шансы трудовой мобильности показало субъективное восприятие рабочего места: удовлетворённость работой, уверенность в возможности найти альтернативу не хуже текущей занятости, беспокойство о потере работы. В среднем работники обладают высокой степенью удовлетворенности работой в целом и условиями труда, однако доля в разной степени неудовлетворенных заработной платой составляет 38,5%. К тому же работники характеризуются высоким уровнем страха о потере работы и низкой оценкой шансов найти альтернативу своей текущей занятости. Такая самооценка делает переход на новое место работы рискованным решением. Рост удовлетворенности работой снижает шансы трудовой мобильности, как смены места работы, так и смены профессии. Уверенность в альтернативах не хуже текущего места занятости повышает шансы смены места работы, но не влияет на шансы смены профессии. Отсутствие значимого воздействия данной переменной на шансы смены профессии можно объяснить сложностью сравнения текущей занятости и занятости на другой профессиональной позиции и связанную с этим неопределенность в оценках.

Желание сменить работу, выступающее первым шагом к трудовому переходу, модерирует эффект предикторов на вероятность трудовой мобильности. Были подтверждены значимые различия во влиянии беспокойства о потере работы и продолжительной рабочей недели на трудовую мобильность для желающих и не желающих найти другую работу. Высокая трудовая нагрузка мешает осуществить желание смены работы. Можно предположить, что так как этот эффект значим только для шансов смены места работы, но не смены профессии, то желающие сменить работу понимают, что на данной специальности даже при смене места работы они не перестанут работать много и поэтому интенция к смене работы не переходит в действия. Если же у человека не было желания сменить работу, то продолжительная рабочая неделя и переработки стимулируют его перейти на новое место. Беспокойство о потере работы является сдерживающим фактором смены профессии для желающих сменить работу. Для нежелающих найти другую работу беспокойство о потере работы не имеет значимого влияния.

Таким образом было подтверждено влияние как экзогенных, так и эндогенных факторов смены работы. Сдерживающими факторами трудовой мобильности являются специфический стаж, высшее образование и удовлетворенность работой. Способствуют трудовому переходу высокая трудовая нагрузка, высокая субъективная оценка квалификации и уверенность в альтернативах не хуже текущего места занятости. Желание сменить работу также выступает сильным предиктором трудового перехода и модерирует эффекты беспокойства о потере работы и продолжительной рабочей недели на трудовую мобильность.

Заключение

В ходе данного исследования было проанализировано влияние факторов трудовой мобильности и рассмотрены основные теоретические подходы к изучению перемещения рабочей силы и ее причин. Трудовая мобильность представляется комплексным явлением, отражающим экономическую ситуацию в стране, вектор социально-культурного развития и динамику структурных и институциональных процессов. Однако несмотря на высокую важность изучения трудовой мобильности и связанных с ней процессов, знания по теме остаются весьма ограниченными. Исследования трудовой мобильности в России получили широкое распространение в начале 2000-х, оценивая перемещения рабочей силы в переходное время, однако комплексные обследования не развивались в последующем. Изучение паттернов смены работы и профессии стало частью исследований гендерного неравенства на рынке труда, анализа динамики трудовых ценностей и отдачи от человеческого капитала.

Главной целью данной работы стала комплексная оценка факторов трудовой мобильности в России методом регрессионного анализа на основе данных Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ. Было оценено влияние трех групп факторов: семейных характеристик работника, уровня образования и квалификации, субъективной оценки текущего рабочего места, измеренных до решения о трудовом переходе. Согласно данным ВЦИОМ 2018 года, российский рынок труда характеризуется высокими долями желающих сменить работу и значительно более низким уровнем трудовой мобильности (ВЦИОМ, 2018). Поэтому важным стало включение в анализ переменной желания найти другую работу при изучении факторов трудовой мобильности в России и эффектов взаимодействия данной переменной с другими независимыми переменными.

Полученные результаты позволили подтвердить наличие разрыва между количеством желающих сменить работу и сменившими ее в следующем периоде. В около 80% случаев желающие сменить работу в 2017 году остались на прежнем месте работы через год. Общая доля переходов на новое место работы или в новую профессию составила 10,5% в 2018 году. В ходе анализа удалось выделить основные сдерживающие факторы трудовой мобильности: специфический стаж, наличие высшего образования и удовлетворенность работой. Было подтверждено негативное влияние количества лет работы на текущем месте работы на шансы трудовой мобильности, что может быть связано с встроенностью работника в социальные сети организации и накоплением специфического капитала, невостребованном у новых работодателей (Lehmann, Wadsworth, 2000; Кабалина, 1999). Значимое влияние удовлетворенности работой подтверждает важность учета эндогенных факторов смены работы. К тому же позитивное влияние на шансы смены места работы показали субъективная оценка собственного профессионального мастерства и уверенность в возможность найти работу не хуже. Высокая самооценка работника и уверенность в наличии альтернатив делает трудовой переход для него более вероятным. Однако только 36,1% работников в разной степени уверены, что смогут найти работу не хуже той, на которой работают сейчас, а 65,6% в разной степени беспокоятся о потере работы. В такой ситуации трудовая мобильность становится рискованным решением. Беспокойство о потере работы показало различное влияние для желающих и нежелающих сменить работу. Страх о потере работы сдерживает трудовой переход для желающих найти другую работу, но не оказывает влияния на трудовую мобильность для нежелающих сменить работу в прошлом периоде.