Дипломная работа: Факторы трудовой мобильности в России

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)

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)

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)