Статья написана при поддержке РФФИ в рамках гранта № 16-06-00327 «Совершенствование методологии определения минимального размера оплаты труда в целях реализации социальной защиты работающих граждан“.
Среди социально-экономических проблем в настоящее время особенно остро стоят вопросы об оплате труда работников, соотношении прожиточного минимума (ПМ) и минимального размера оплаты труда (МРОТ). В статье 37 Конституции РФ закреплено, что каждый имеет право на труд, на вознаграждение за труд без какой бы то ни было дискриминации и не ниже установленного федеральным законом минимального размера оплаты труда, а также право на защиту от безработицы [1]. Так, Трудовой кодекс, с одной стороны устанавливает, что минимальный размер оплаты труда не может быть ниже величины прожиточного минимума трудоспособного населения [2].
Общепризнанно, что минимальный размер оплаты труда как инструмент должен выполнять социальную функцию и защищать наемного работника от неправомерной эксплуатации со стороны работодателя, содействовать выполнению социальных гарантий работающих граждан [8,44]. На наш взгляд, в Российской Федерации МРОТ свою социальную и защитную функцию не выполняет. Более того, проблемы еще глубже: так в числе бедных граждан большой процент людей с высшим образованием и хорошей квалификацией, высока дифференциация между регионами, отраслями и высокий разрыв между оплатой труда руководителя организации и средней заработной платой работников организации.
С 1 июля 2016 года повышен МРОТ до 7500 рублей. Динамика размера МРОТ показана на рисунке 1.
Минимальный размер оплаты труда возрастает (рис.1), но необходимо сравнить динамику роста величины прожиточного минимума трудоспособного населения и их соотношение [7, с. 86]. На рисунке 2 видна динамика роста величины прожиточного минимума за период в 2000 по 2016 годы. Положительная динамика роста установленного размера прожиточного минимума не дает объективной информации. Наиболее наглядно рисунок 3 представляет отношение величины МРОТ к величине прожиточного минимума.
В 2000 году было наименьшее соотношение МРОТ к прожиточному минимуму – всего 0,1, т.е. минимальная заработная плата покрывала лишь 10% прожиточного минимума трудоспособного гражданина. С 2001 по сентябрь 2007 года данное соотношение не превышало 0,3, затем наблюдался резкий рост до 0,55. Максимальное соотношение было по состоянию на 1.01.2009 года – 0,79, затем было снижение до 0,68–0,66, которое наблюдалось до 2014 года. К 2015 году коэффициент понизился до 0,57, а по состоянию на 1 января 2016 года – 0,59. Конечно же, если сравнить с данными начала 2000-х годов, то показатели улучшились, однако нормы, закрепленные в законодательстве все же на протяжении последних 16 лет, не выполнялись.
Анализируя данные об изменениях величины прожиточного минимума противоречивым кажется его расчет в 3 и 4 квартале 2015 года, учитывая, информацию о индексах цен на 2015 год.
Индексы цен (табл.1), за исключением летних месяцев по продовольственным товарам, возрастали. Более того по данным Росстата индекс инфляции за 2015 год составил 12,91%. Каким образом был получен размер прожиточного минимума за 4 квартал 2015 года в размере 9452 рубля при годовой инфляции в 12,91%, причем это наибольшее значение инфляции за последние 8 лет. Выше инфляция была только в 2008 году за последние годы.
Таблица 2 составлена на основе данных Росстата о численности населения с денежными доходами ниже величины прожиточного минимума в целом по России и по субъектам РФ. Нами выделены регионы с максимальным и минимальным удельным весом населения с доходами ниже ПМ по каждому федеральному округу за 2009–2015 годы.
В ЦФО наиболее благоприятная ситуация складывалась в Белгородской области, где на протяжении последних лет наименьший вес населения, находящихся в крайне тяжелом финансовом положении. В Ивановской и Смоленской области напротив ситуация наихудшая в федеральном округе за анализируемый период. В СЗФО в 2009 – 2013 годах наименьшее количество бедных граждан зафиксировано в Ненецком автономной округе, в 2014–2015 гг – в г. Санкт-Петербург, наибольшее количество бедных в Вологодской и Псковской областях. Республика Калмыкия с заметным постоянством занимает лидирующее положение по доле бедных граждан в ЮФО на протяжении всего периода, а в Краснодарском крае – доля бедных граждан минимальная по округу. В СКФО с наименьшим весом бедных граждан отмечается Республика Дагестан, с наибольшим – Республики Ингушетия, Карачаево-Черкесская республика.
Рассмотрим влияние МРОТ на размер среднедушевых доходов. Рассмотрим выполняется ли МРОТ воспроизводственную функцию, т.е. какова роль МРОТ в формировании среднедушевых доходов населения. В качестве второго фактора возьмем номинальный размер средней заработной платы по стране в целом.
Проведем статистический анализ, построим корреляционно-регрессионную модель, где в качестве y возьмем размер среднедушевых доходов населения, а в качестве переменных х1 – размер МРОТ, х2 – номинальный размер средней заработной платы.
В таблице 3 отражены результаты статистического регрессионного анализа зависимости среднедушевых доходов от размера МРОТ и номинального размера заработной платы.
В результате расчетов получилось уравнение:
Видно, что влияние факторов положительное. Однако видно, что влияние размера МРОТ на размеры среднедушевых доходов невысокое – 0,3213, а влияние номинального размера заработной платы достаточно высокое – 0,7958. Отсюда следует, что размер среднедушевых доходов не сильно зависит от размера МРОТ, видимо по причине его низкого размера.
Проверим полученные результаты. Коэффициент детерминации – 
равен 0,99, это очень высокое значение, что может свидетельствовать о статистической значимости исследуемых факторов.
Проверка автокорреляции остатков проведена с помощью критерия Дарбина – Уотсона:
В нашем случае получен результат 1,3923. Сравниваем с табличными данными при n=2 m=16, где верхним значением является 1,37, нижнее – 1,10. Наш результат выше верхнего значения, но меньше 2, что свидетельствует о том, что отсутствует автокорреляция остатков. Также нами был проведен результат автокорреляции остатков с помощью теста Бреша-Годфри, где наблюдаемое значение меньше критического, что говорит о том, что автокорреляции нет.
Кроме того был проведен анализ данных на гетероскедастичность с помощью теста Уайта. В результате проведенного анализ были получены статистически значимые коэффициент детерминации – 0,72.
Составление наблюдаемой статистики 
. Данное значение сравнивается с табличным значением распределения Хи-квадрат на уровне значимости α при числе степеней свободы (m-1), m – количество параметров в последней регрессии. Проверяем 16*0,7184=11,49, что меньше табличного значения 24,99. Это свидетельствует об отсутствии гетероскедастичности.
Таким образом, данные расчеты показали, что полученная регрессионная модель статистически значимая. Анализ данной модели позволяет сделать вывод о низкой роли МРОТ в формировании средних душевых доходов населения
Рассмотрим изменения размера МРОТ, уровня безработицы и численности безработных. В таблице 4 видно, что в номинальном выражении размер МРОТ возрастает, уровень безработицы и численность безработных снижается. Понятно, что уровень безработицы не может снижаться из-за номинального роста МРОТ, так как существует еще множество других факторов. Однако необходимо проверить действительно ли рост МРОТ провоцирует рост числа безработных или уровня безработицы.
Для начала проверим связь между показателями. В таблице 5 представлены рассчитанные коэффициенты корреляции между размером МРОТ в фактических и сопоставимых ценах 2000 года с количеством безработных и уровнем безработицы.
Видно, что во всех случаях связь между этими показателями отрицательная и средняя, только лишь в случае размер МРОТ – уровень безработицы в целом по стране коэффициент корреляции равен “-0,7187“, что говорит о более сильной связи по сравнению с другими показателями.
Проведем корреляционно-регрессионный анализ. Для проведения сравнительного анализа будем использовать линейную функции, сравним коэффициенты детерминации и формулы.
По данным за 2000–2015 годы была построена корреляционно-регрессионная модель зависимости размера МРОТ и количества безработных в целом по стране. Видно, что разброс данных достаточно широк, о чем свидетельствует коэффициент детерминации – 0,456. Так, в 45% случаев зависимость описывается уравнением y = -0,3152x + 6115,1. С ростом размера МРОТ численность безработных будет незначительно снижаться (рис.4.).
При проведении аналогичных расчетов, но где в качестве х был взят размер МРОТ в сопоставимых ценах 2000 года, разброс еще выше, но зависимость также отрицательная, слабая. Коэффициент детерминации равен 0,399.
Рисунок 5 показывает, что для 51,6% случаев с ростом МРОТ снижается уровень безработицы, что описывается уравнением y = -0,0005x + 8,4213.
В связи с тем, что Россия является страной с высокой дифференциацией показателей социально-экономического развития, нахождение связей между показателями в целом по стране дает невысокое значение коэффициента детерминации.
Рассмотрим, как изменится уровень безработицы и количество безработных при изменении размера МРОТ. Смоделируем ситуацию. Сейчас мы знаем, что с 1 июля 2016 года МРОТ увеличился и составил 7500, увеличение составило 20% по сравнению с 6204 руб.
Исходя из расчетов, представленных в таблице 6 видно, что рост размера МРОТ на 20% приведет к снижению численности безработных на 12%, и к снижению уровня безработицы на 16%. Получается, что в среднем по стране повышение размера МРОТ положительно должно сказаться на ситуацию, связанную с безработицей. Однако, в связи с тем, что в полученных моделях коэффициент детерминации находится в пределах 0,5, что означает, что на 50% снижение показателей безработицы определяется ростом МРОТ, и на 50% – за счет других факторов. Так, по состоянию на 19.10.2016 года уровень безработицы равен 5,2%,
Проведем аналогичные расчеты по тем регионам, в которых самый высокий уровень безработицы в 2015 году, проведем корреляционно-регрессионный анализ, рассчитаем, как изменится уровень безработицы при повышении МРОТ на 20%. В таблице 7 приведены расчеты.
Видно, что самый высокий коэффициент корреляции наблюдается в Калмыкии, Дагестане, Кабардино-Балкарии, Карачаево-Черкессии. Интересно, что в Ингушетии, где самый высокий уровень безработицы, корреляция низкая. Построенные модели имеют высокий коэффициент детерминации в Калмыкии, Дагестане, Кабардино-Балкарии. В этих регионах чувствительность к изменению размера МРОТ сильнее. По данным Росстата Республики Калмыкия по состоянию на август 2016 года уровень безработицы был 9,8%, что очень близко к показателю, который рассчитан нами с помощью корреляционно-регрессионного анализа. Получается, что повышение МРОТ до 7500 в 2016 году в некоторой степени повлиял на снижение уровня безработицы на 8,7% по сравнению с 2015 годом и составил 9,8%.
Теперь проведем корреляционно-регрессионный анализ для регионов с низким уровнем безработицы. Расчеты приведены в таблице 8.
Результаты корреляционного анализа показывают, что связи между показателем размер МРОТ и уровень безработицы практически нет (коэффициент корреляции равен “-0,1“). Это и понятно, так как в Москве, впрочем, как и в других регионах с низким уровнем безработицы, средний размер зарплаты значительно выше минимального размера. Хотя в г. Санкт-Петербург, Московская область, Самарская область, Республика Татарстан коэффициент выше, чем в Москве, “-0,5:-0,6», что свидетельствует о средней обратной связи. Далее анализ получившихся уравнений линейной регрессии, коэффициент детерминации показывает, что эти модели описывают лишь 23-35% случаев. Поэтому измерение влияния роста МРОТ на уровень безработицы не является статистически значимым.
Таким образом, корреляционно-регрессионный анализ показал, что связь между показателем размер МРОТ и уровень безработицы все-таки есть: обратная, средняя. Проведенные расчеты не позволяют сделать однозначный вывод о том, что именно рост МРОТ приводит к росту безработицы. Также в силу высокой дифференциации страны по социально-экономическим показателям влияние роста МРОТ различно по регионам страны: в одних регионах (как правило с высоким уровнем безработицы) чувствительность и зависимость выше, в других – отсутствует либо слабая. Регрессионный анализ показал, что на уровень безработицы оказывают влияние и другие факторы, кроме размера МРОТ. В связи с этим считаем, что не следует опасаться повышать размер МРОТ, полагая, что он вызовет рост уровня безработицы в стране в целом. Напротив, его надо периодически пересматривать, повышать в силу роста потребительских цен, защищать работающее население.
В заключении можно сказать, что МРОТ как инструмент социальной политики имеет слабую эффективность, не выполняет воспроизводственную функцию. В то же время, его нельзя упразднять, так как он его размер оказывает влияние на работников бюджетной сферы, социальные показатели регионов с низким уровнем социально-экономического развития. Размер МРОТ, как минимум должен быть не менее прожиточного минимума, своевременно индексироваться, а как максимум, должен в 2,5–3 раза превышать величину прожиточного минимума, для обеспечения уровня жизни на необходимом уровне для работника и его семьи.
Список литературы
1. Конституция Российской Федерации (КРФ) 2016 // Конституция РФ [Электронный ресурс]. – Режим доступа: http://constrf.ru/.
2. Трудовой кодекс РФ (2016 год, действующая редакция) // Кодексы и законы РФ [Электронный ресурс]: Правовая справочно-консультационная система. – Режим доступа: http://kodeks.systecs.ru/tk_rf/.
3. О минимальном размере оплаты труда: Федеральный закон от 19.06.2000 N 82-ФЗ (ред. от 02.06.2016) // CПС «Гарант» [Электронный ресурс]. – 2016. – Режим доступа: http://base.garant.ru/12119913/.
4. О потребительской корзине в целом по Российской Федерации: Федеральный закон от 03.12.2012 N 227-ФЗ // CПС «Гарант» [Электронный ресурс]. – 2016. – Режим доступа: http://base.garant.ru/70271718/.
5. Официальные данные Росстата России // Федеральная служба государственной статистики [Электронный ресурс]. – Режим доступа: www.gks.ru.
6. Занятость и безработица в Российской Федерации в июле 2016 года // Федеральная служба государственной статистики [Электронный ресурс]. – Режим доступа: http://www.gks.ru/bgd/free/B04_03/IssWWW.exe/Stg/d01/169.htm.
7. Коокуева В. В. Методологические аспекты соотношения минимального размера оплаты труда и прожиточного минимума в России // Успехи современной науки. – 2016. – № 8. – Т. 1. – С. 85–89.
8. Гладков Н. Г. МРОТ – конституционная гарантия в системе заработной платы // Труд и социальные отношения. – 2010. – № 11. – С.44–60.
