WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

загрузка...
   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 | 2 ||

В параграфе 3.3 даётся описание данных РМЭЗ, на которых основывается дальнейший анализ. Подробно описывается составление анализируемой подвыборки безработных. Рассматривается проблема определения понятия «безработица». В настоящем исследовании при определение безработицы опирается на методологию Международной Организации Труда (МОТ), согласно которой безработным считается индивид - не имеющий работы, - желающий найти её и активно ищущий, - готовый приступить к работе в ближайшее время.

Впрочем, при анализе использовались дополнительные ограничения. В анализируемую подвыборку попали только индивиды в возрасте от 18 до 60 лет включительно независимо от пола. Хотя российская служба статистики включает в состав безработных индивидов от 15 до 72 лет, крайние возрастные группы были намеренно исключены из-за опасения, что для них закон распределения длительности безработицы может сильно отличаться. По тем же причинам в выборку не включались индивиды, трудоустройству которых мешает плохое состояние здоровья.

К сожалению, данные РМЭЗ до 1998 года не позволяли определить, готов ли респондент приступить к работе незамедлительно, так что при анализе ранних данных этот критерий не учитывался. Как отмечают К.В. Маркова и С.Ю. Рощин (Маркова, Рощин, 2004, стр. 86), это не должно приводить к значительному искажению результатов, т. к. более 90% индивидов, отнесённых к безработным по остальным критериям, удовлетворяют и критерию готовности приступить к работе (по данным 1998-2001 гг.).

Средняя Медианная длительность длительность Год безработицы, мес. безработицы, мес.

1994-1995* 6.3 4.1995-1996* 8.6 5.1996-1998* 13.6 9.1998-2000* 12.3 8.2000-2001 7.6 5.2001-2002 7.2 5.2002-2003 6.2 4.2003-2004 6.5 4.2004-2005 6.9 4.* ПРИМЕЧАНИЕ. При анализе первых четырёх панелей для определения безработицы не использовался критерий готовности приступить к работе.

Табл. 1. Оценки средней и медианной продолжительности безработицы по данным РМЭЗ.

В параграфе 3.4 приводятся результаты оценивания функции дожития для длительности безработицы по данным РМЭЗ 1994-2005 гг., полученные с помощью непрерывной модели конкурентных рисков (см. параграф 2.3) и дискретной модели длительности (см. параграф 2.4). Оценки медианной длительности безработицы оказываются значительно ниже приводимых в предыдущих исседованиях. Так, дескриптивные статистики и графики оценок функций дожития, приводимые в работах Фолея, Гроган и ван ден Берга и Карцевой, дают следующие оценки медианной продолжительности безработицы:

Гроган и ван ден Берг (данные 1994-1996 гг.) – 7 мес., Фолей (1992-1994 гг.) – 14 мес., Карцева (1994-2000 гг.) – 17,9 мес.

Как видно, оценки расходятся весьма сильно. Оценивание непрерывной модели с отсутствием временной зависимости даёт результат, отражённый в табл. 1.

Практически к тем же числам приводит применение дискретной модели. При учёте временной зависимости оценки средней и медианной продолжительности оказываются ещё ниже.

0.0.0.15 Квадратичная Кусочно-постоянная Кусочно-линейная 0.Эскпоненциальная 0.длительность пребывания в состоянии безработицы, мес.

Рис.4.Оценки функции риска выхода из безработицы, 1994-1996 гг. при разных спецификациях временной зависимости Другое расхождение с результатами предыдущих исследований касается формы функции риска. Оценивание функции риска без учёта индивидуальных различий безработных для различных спецификций временной зависимости по данным 1994-1996 гг. даёт результат, изображённый на рис.4, который явно свидетельствует о падении вероятности выхода из безработицы по мере пребывания в этом состоянии. В то же время из графиков функций риска, приводимых в работах Гроган и ван ден Берга и Фолея (рис.5), следует, что в начале периода безработицы риск выхода почти равен нулю. Это расходится с нашими оценками функции риска, но похоже на результаты случайного эксперимента (см. рис. 1), что даёт основание считать найденную в ранних работах временную зависимость следствием смещения отбора. Отметим, что некоторые из полученных нами оценок свидетельствуют о существовании интервала роста функции риска для данных 90-х годов (что совпадает с вероятность выхода выводами Фолея и Гроган и ван ден Берга), однако все наши оценки риска выхода значительно превышают те, что приводятся в указанных работах.

Что касается данных о длительности незавершённых состояний безработицы, публикуемых Росстатом, то на протяжении 90-х годов средняя длительность постепенно росла с 4.4 мес. (1992 г.) до 9.7 мес. (1999 г.), а в период 2000-2006 гг. колебалась в пределах от 8.2 до 9.1 мес. Однако связь длительностей завершённых и незавершённых состояний неочевидна, для их сравнения требуются дополнительный анализ, который требует либо привлечения информации о месячном притоке в состояние безработицы, либо наличия периода стабильности рынка труда, в котором приток в безработицу был бы постоянен.

В параграфе 3.5 для проверки полученных результатов привлекаются данные обследований НОБУС и ОНПЗ. Эти данные содержат информацию о незавершённых состояниях безработицы, и для их анализа используется метод синтетической когорты, описанный в параграфе 2.2.

Функция риска, (Foley, 1997). Функция риска, (Grogan, van den Berg, 1999) Рис. 5. Оценки функции риска в работах (Foley, 1997) и (Grogan, van den Berg, 1999).

Так как Росстат включает в категорию безработных людей в возрасте от 15 до 72 лет, то соответствующие возрастные группы были включены и в анализируемую нами выборку из данных РМЭЗ, чтобы обеспечить сопоставимость результатов. На рис.6 приведены графики оценок средней продолжительности безработицы за период с 2000 по 2005 год, полученных на основании данных РМЭЗ и ОНПЗ в предпосылке об отсутствии временной зависимости. Видно, что хотя расхождение существует, в целом оба источника данных свидетельствуют о средней длительности порядка 6-7 месяцев.

Обследование НОБУС проводилось только в 2003 году, так что на его основании можно оценить среднюю продолжительность только для периода 2002-2003 гг. Хотя полученные оценки оказались неустойчивы к выбору распределения, описывающего длительность безработицы, наиболее сильное свидетельство имеется в пользу оценки в 5.9 месяца.

В параграфе 3.6 описываются результаты оценивания эконометрической модели длительности безработицы по данным РМЭЗ за период 2000-2005 гг. В качестве объясняющих переменных использовались следующие индивидуальные и региональные характеристики:

Пол и возраст. С возрастом вероятность нахождения работы падает, а вероятность выхода из рабочей силы растёт. Дамми-переменная пола не оказывает значимого влияния на вероятности трудоустройства и выхода из рабочей силы (хотя значимым является её произведение с переменной опыта работы).

РМЭЗ ОНПЗ 2000-2001 2001-2002 2002-2003 2003-2004 2004-временной период Рис. 6. Оценки средней продолжительности завершённых состояний безработицы по данным РМЭЗ и ОНПЗ Образование. Значимого влияния уровня образования на длительность безработицы не обнаружено.

средняя длительность безработицы, мес.

Положение на рынке труда. Отсутствие опыта работы сильно уменьшает вероятность трудоустройства, причём это влияние сильнее для мужчин, чем для женщин. Регистрация в государственной службе занятости не увеличивает шансы найти работу, но зарегистрированные безработные меньше склонны покидать состав рабочей силы.

Семейное положение. Замужние женщины более склонны выходить из рабочей силы. Впрочем, этот (вроде бы очевидный) вывод выявляется только при высоком уровне значимости (10%).

Субъективная оценка богатства. Индивиды, относящие себя к категории бедных, находят работу с меньшей вероятностью, чем остальные.

Географические характеристики. Наименьшую вероятность выхода в занятость имеют жители посёлков городского типа (ПГТ). Сельские жители проигрывают в этом отношении жителям областных центров, но заметно выигрывают у жителей ПГТ. Однако, в селе также выше вероятность выхода из рабочей силы. В регионах с более высоким уровнем безработицы меньше вероятность нахождения работы и больше вероятность выхода из состава рабочей силы.

Временная зависимость. Обнаружена сильная отрицательная временная зависимость для вероятности выхода в занятость и немонотонная (вначале отрицательная, затем положительная) зависимость для выхода из состава рабочей силы. Индивиды, не работавшие в течение последних трёх лет, имеют такую же вероятность найти работу или выйти из рабочей силы, как и безработные, вообще не имеющие опыта работы.

Временной эффект. В отличие от временной зависимости под временных эффектом понимается изменение вероятности выхода из безработицы в отдельные периоды времени (например, годы) вне связи с продолжительностью пребывания в безработице. Было обнаружено, что в 2003 и 2005 году вероятность выхода из рабочей силы была выше, чем в остальных. Для вероятности трудоустройства значимого временного эффекта выявлено не было.

Факторами, в наибольшей степени снижающими вероятность нахождения работы, оказались:

- отсутствие опыта работы, - проживание в посёлке городского типа, - продолжительность пребывания в состоянии безработицы.

Вероятность нахождения работы в течение месяца 0.0.0.Мужчина с опытом работы 0.Мужчина без опыта работы Женщина с опытом работы 0.Женщина без опыта работы 0.0.продолжительность пребывания в состоянии безработицы, мес.

Рис. 7. Вероятность нахождения работы в зависимости от пола, наличия опыта работы и времени пребывания в состоянии безработицы На рис. 7 приведены модельные значения вероятности нахождения работы в зависимости от пола и наличия опыта работы. Остальные характеристики безработных предполагались следующими:

- индивиды живут в областном центре, но не в Москве или СанктПетербурге, - уровень безработицы в регионе проживания равен 5%, - индивиды имеют среднее, но не имеют высшего образования, - принадлежат к средней возрастной категории (25-49 лет), - не состоят в браке, - относят себя к средней категории при оценке собственного богатства (ни бедные, ни богатые), - временной эффект отсутствует (т.е. наблюдается закономерность, выявленная для 2001, 2002 и 2004 годов).

вероятность нахождения работы Линии, соответствующие индивидам без опыта работы, горизонтальны, так как для таких индивидов мы не может установить начало периода безработицы и учесть временную зависимость.

В заключении приводятся выводы и рекомендации, сделанные на основании диссертационного исследования.

III. Выводы и рекомендации Проведённое исследование позволяет сделать следующие выводы:

1. Проведённый статистический эксперимент показал, что игнорирование особого характера данных о длительности безработицы, полученных в результате последовательности опросов населения, приводит к значительному искажению функции риска и появлению кажущейся положительной временной зависимости. Несоответствие получаемых оценок функции риска истинным значениям проявляется в области малых длительностей (меньше временного промежутка между опросами).

2. Оценивание средней продолжительности безработицы по данным РМЭЗ 1994-2005 гг. показало, что при учёте смещения отбора получаемые оценки согласуются с данными ОНПЗ и НОБУС и дополняют их в отношении результативности поиска работы (вероятности трудоустройства в противоположность вероятности выхода из состава рабочей силы).

3. Результаты оценивания модели длительности безработицы по данным РМЭЗ 2000-2005 гг. показали, что тремя основными факторами, уменьшающими вероятность нахождения работы являются отсутствие опыта работы, проживание в посёлке городского типа и временная зависимость (падение вероятности трудоустройства с течением времени). Полученые оценки являются устойчивыми к изменениям спецификации и состава выборки, что свидетельствует об их надёжности.

4. Выявлена отрицательная временная зависимость для вероятности нахождения работы в России – по мере роста продолжительности пребывания в безработице вероятность трудоустройства падает. Этот вывод противоречит результатам предыдущих исследований по данным РМЭЗ, на которых, видимо, сказалось смещение отбора. Оценки для вероятности выхода из состава рабочей силы свидетельствуют о немонотонной временной зависимости – эта вероятность сначала падает, а затем растёт.

На основании диссертационного исследования можно сделать рекомендации, относящиеся к моделированию длительности состояний и сбору данных о длительностях:

1. Разработанная модель рекомендуется к использованию для анализа данных о длительностях, полученных при значительных промежутках между моментами наблюдения за исследуемыми объектами и в тех случаях, когда промежутки между моментами наблюдения за объектами (опросы) имеют неравную длину.

2. Разработанная модель также может быть рекомендована к использованию при моделировании состояний с различными типами выхода по интервально-цензурированным данным (в которых длительности сгруппированы по интервалам).

3. В качестве альтернативы использованию разработанной модели можно рекомендовать осуществление непрерывного наблюдения за изучаемыми объектами либо сбор данных о переходах между различными состояниями в течение ненаблюдаемых промежутков на основании опросов респондентов.

Работы, опубликованные автором в ведущих рецензируемых научных журналах, рекомендованных ВАК Министерства образования и науки РФ 1. Фурманов К.К. Об измерении средней продолжительности безработицы по данным Российского мониторинга экономики и здоровья//Прикладная эконометрика, 2009, №2(14), С. 74-99 (1.2 п.л.) 2. Фурманов К.К. Сколь долог поиск работы в России: новый подход к оцениванию//Экономический журнал ВШЭ, Том 13, №2, 2009, С.279-294 (0.п.л.), (в соавторстве с Ратниковой Т.А., вклад автора – 0.7 п.л.) 3. Фурманов К.К. Моделирование длительности безработицы по данным Российского мониторинга экономики и здоровья//Экономический журнал ВШЭ, Том 13, №3, 2009, С. 403-427 (1.3 п.л.) Лицензия ЛР № 020832 от 15 октября 1993 г.

Подписано в печать « » ноября 2009 г. Формат 60х84/Бумага офсетная. Печать офсетная.

Усл. печ. л. 1.

Pages:     | 1 | 2 ||






© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»