WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 9 | 10 || 12 | 13 |   ...   | 18 |

Во-вторых, необходимо прокомментировать выбор переменных при двухшаговых оценках предложения труда. При использовании для оценки предложения труда двухшаговых процедур возникает проблема выбора спецификации для оценок первого шага. В рамках модели предложения труда, в которой индивидуум максимизирует полезность при заданном бюджетном ограничении, выбор первого шага определяется предельной нормой замещения потребления досугом и рыночной заработной платой. Предельная норма замещения может рассматриваться как потенциальная заработная плата, которую может получить работник с заданными параметрами. Подобная оценка может быть произведена исходя из выводов теории человеческого капитала.

Оценки потенциальной заработной платы, а также темпов отдачи от накопленного человеческого капитала сделаны в работах ((Mincer, 1974), (Becker, 1975)). Минсер рассматривает модель, в которой может быть два вида человеческого капитала: специфический и универсальный. Универсальный человеческий капитал накапливается во время получения индивидуумом образования. Кроме того, он частично может накапливаться в процессе работы. Тем не менее в основном в процессе работы накапливается специфический человеческий капитал.

Его специфичность заключается в том, что он может быть использован только на одном месте работы. Универсальный же человеческий капитал может быть применен не зависимо от места работы. Если предположить, что «технология» произ Если бы рассматривались рыночная заработная плата и объем равновесного предложения труда на рынке, то заработная плата была бы эндогенной переменной, и отбрасывание уравнения спроса на труд приводило бы к смещению оценок параметров функции предложения труда.

водства человеческого капитала линейная, то накопленный универсальный и специфический человеческие капиталы пропорциональны соответственно числу лет образования и опыту работы. Человеческий капитал, в свою очередь, входит в «производственную функцию» индивидуума. Проведенные Минсером исследования показывают, что человеческий капитал обладает убывающей отдачей. На основе сравнения множества моделей была выбрана спецификация, в которой участвует квадратичная функция числа лет образования. Данная функциональная форма стала к настоящему времени общепринятой при проведении оценок потенциальной заработной платы.

Следует также отметить, что подобным образом могут быть использованы другие регрессоры в уравнении для потенциальной заработной платы. Например, включение в уравнение количества детей в семье может быть проинтерпретировано так:

воспитание детей замедляет процесс накопления человеческого капитала и, следовательно, отрицательно влияет на потенциальную заработную плату7.

Методика оценки. В данной работе предполагается получить характеристики предложения труда для разных групп населения с целью анализа величины эластичности кривой предложения труда по посленалоговой заработной плате на разных участках этой кривой. Основной целью при выборе групп для оценки было выделить такое количество доходных групп населения, чтобы не происходило пересечения границ этих групп в процессе изменения доходов. Для построения этой зависимости рассчитывалась почасовая заработная плата для каждого респондента RLMS, которая затем корректировалась при поБезусловно, вполне правомерной является также и гипотеза об обратной причинно-следственной связи. Этот вопрос, однако, более подробно обсуждается в рамках исследований, посвященных человеческому капиталу, и выходит за рамки данной работы.

мощи региональных индексов цен (построенных по стоимости корзины 25 продуктов питания в регионах России). Следует отметить, что в качестве критерия для выделения групп выбрана почасовая заработная плата (см. рис. 1), поскольку она является основной объясняющей переменной в рассматриваемой модели. Сопоставление распределения общих доходов домашних хозяйств и почасовой заработной платы показывает, что эти два распределения практически совпадают. Причиной этого, по-видимому, является небольшая вариация продолжительности рабочего дня.

Рис. 1. Гистограмма распределения скорректированной почасовой оплаты труда в 9 (2000 г.) и 10 (2001 г.) раундах RLMS В соответствии с этим распределением выборка была разделена на 4 части с одинаковыми статистическими весами. Таким образом, были выделены группы высокооплачиваемых и низкооплачиваемых работников и две группы работников со средними значениями заработной платы. Иначе говоря, оцененное уравнение рассматривалось на четырех участках распределения населения по величине почасовой оплаты труда (т.е. на четырех подвыборках рассматриваемой выборки).

Данное деление (на основе деления индивидуумов по величине логарифма почасовой заработной платы) обладает важным свойством, отвечающим поставленной перед сделанным разбиением цели, чтобы в результате реформы минимальное число индивидуумов переходило из группы в группу.

Следует отметить, что во всех группах присутствовали индивидуумы, которые имеют небольшое число отработанных часов в неделю (приведенная на рис. 2 гистограмма указывает на то, что распределение числа отработанных часов имеет достаточно большую дисперсию с модальным значением, соответствующим восьмичасовому рабочему дню).

Теоретически в процессе оценки имеет смысл использовать модель, учитывающую тот факт, что некоторые индивидуумы не участвуют на рынке труда вследствие того, что рыночная заработная плата оказывается ниже их заработной платы резервирования. Однако поскольку оценка далее проводится по отдельным группам работников, внесение подобной поправки не представляется возможным, так как не вполне ясно, к какой группе отнести неработающих индивидуумов. Возможным выходом из подобной ситуации может быть отдельная оценка уравнения определения заработной платы для занятых индивидуумов и «прогноз» полученного уравнения на основе известных параметров индивидуумов, которые не участвуют на рынке труда. Тем не менее при подобной оценке неизбежно возникнет большая погрешность, которая не позволит значительно улучшить оценку, полученную без учета этого явления.

Рис. 2. Гистограмма распределения фактически отработанных часов (в месяц) на основном месте работы респондентами 9-го и 10-го раундов RLMS На рис. 2 можно выделить пик для 160 ч, что соответствует пятидневной рабочей неделе с 8-часовым рабочим днем.

Следует отметить, что между рассматриваемыми раундами RLMS произошли некоторые изменения в структуре занятости населения. В частности, произошедшая в 2000 г. реформа налогообложения доходов оказала влияние на предложение труда. Базовым результатом реформы с точки зрения предложения труда может быть изменение структуры участия индивидуумов на рынке труда. Рассмотрим изменение участия индивидуумов на рынке труда.

Как видно из приведенной ниже табл. 1, в 2001 г. участие респондентов на рынке труда несколько снизилось.

Таблица Структура занятости в выборке RLMS (9-й и 10-й раунды), в % Доля респондентов- Доля респондентовДоля респондентов, Год женщин, имеющих мужчин, имеющих имеющих работу работу работу 2000 49,94 45,40 55,2001 49,52 45,94 54,Расхождение показателей участия на рынке труда тем не менее мало и может быть обусловлено случайным характером выборки. Значимый результат – участие на рынке труда у мужчин и женщин обладает противоположными тенденциями.

В то время как участие женщин на рынке труда возросло на 0,54%, участие мужчин снизилось на 0,48%. Расхождения между значениями двух лет составляют почти 1%.

Оценивание модели. Для оценки применяется модель, которая является комбинацией линейной и нелинейной моделей:

рассматривается зависимость числа отработанных часов в месяц от почасовой заработной платы и параметров домашнего хозяйства.

Если рассматривается ситуация, в которой необходимо оценить уравнение спроса, в общем случае такая оценка должна производиться в рамках оценки системы одновременных уравнений спроса и предложения труда на рынке:

Qсп = D (w, факторы спроса) Qпред = S (w, факторы предложения).

Объем спроса на труд определяется величиной рыночной заработной платы и факторами спроса, такими как параметры используемой в производстве технологии, институциональные факторы производства. Объем предложения определяется также величиной заработной платы и факторами предложения – параметрами домашнего хозяйства и институциональными факторами. Оценивание системы одновременных уравнений для микроданных подразумевает наличие данных как о работниках, так и о предприятиях, на которых они работают. Иначе говоря, необходимо располагать полными данными как о факторах спроса, так и о факторах предложения труда. В большинстве случаев такие данные отсутствуют.

Попытка игнорирования одного из уравнений, например, оценивание только уравнения предложения труда (предполагая, например, что оно является линейным):

Qпр = + w + факторы предложения +, приведет к смещенности полученных оценок коэффициентов вследствие коррелированности ошибки данного уравнения и величины заработной платы (поскольку как ошибка, так и заработная плата зависят от факторов спроса на труд). Выходом в данном случае является использование метода инструментальных переменных: вместо фактической заработной платы в оценке будем использовать значения заработной платы, полученные из ее модели в зависимости от некоторых экзогенных переменных, не зависящих от факторов спроса на труд. В этом случае проблема коррелированности регрессора с ошибкой исчезает, и оценки коэффициентов будут несмещенными.

Можно остановиться подробнее на том, каковы возможные экзогенные факторы спроса и предложения. Предложение труда будет определяться параметрами индивидуумов: их умственными способностями, физическими данными, а также сопряженными факторами – составом семьи, уровнем среднего заработка в регионе. Спрос на труд будет определяться потребностью работодателя в рабочей силе с определенными характеристиками. Набор характеристик формирует информацию для работодателя о производительности работника. В данном случае наиболее распространен выбор таких параметров, как опыт работы, образование работника, удаленность места жительства работника от места работы и некоторые другие. Параметры, определяющие оценку уровня производительности работника для работодателя, можно использовать в качестве инструментов в уравнении для предложения труда работником.

Таким образом, оценка производится при помощи метода инструментальных переменных, в процессе ее в конечном уравнении используется не истинное, а предсказанное значение заработной платы, причем в качестве инструментов выступают стандартные параметры уравнения Минсера для определения заработной платы (возраст, квадрат возраста, опыт работы).

Следует отметить, что данный метод схож с методом корректировки коэффициентов регрессии, связанной со структурой данных, поскольку при использовании экзогенных инструментальных переменных устраняется эндогенность регрессора (заработной платы), вызванная тем, что индивидуумы не предлагают труд на рынке, если величина заработной платы меньше заработной платы резервирования.

В качестве дополнительных регрессоров в уравнении, оцениваемом на первом шаге, служили бинарные переменные, соответствующие состоянию в браке, наличию высшего образования.

Основное уравнение зависимости числа отработанных часов от заработной платы оценивалось в логарифмах. Таким образом, оцениваемое уравнение имеет вид:

ln(H) = + ln( ) + Faminc + e, при этом уравнение для определения заработной платы выглядит следующим образом:

ln(w) = + AGE + AGE2 + EXP + INS + M + µ, где,,,,, – коэффициенты; е, µ – случайные члены; – значение заработной платы, предсказанное на основе оценки первого шага; Faminc – переменная дохода семьи, также взятая из первого шага; AGE – возраст респондента; EXP – опыт работы респондента; INS – переменная, отвечающая за факт наличия высшего образования; М – переменная, показывающая состояние респондента в браке.

Уравнение первого шага представляет собой стандартное уравнение Минсера и может быть обосновано выводами из теории человеческого капитала. Возраст и переменная – квадрат возраста индивидуума соответственно определяют отдачу от человеческого капитала (коэффициент перед переменной возраста) и эффект убывающей отдачи от человеческого капитала (коэффициент перед квадратом возраста). Переменные наличия высшего образования и опыта работы определяют конкретную траекторию динамики человеческого капитала у рассматриваемого индивидуума.

Следует отметить, что оцененное по доходным группам населения второе уравнение будет приводить к смещению оценок коэффициентов основного уравнения (кривой предложения труда). Тем не менее, как отмечается в работе (Killingsworth, 1983), возникающее смещение оказывается относительно небольшим, что позволяет использовать подобную оценку в данной работе.

В табл. 2 и 3 приведены результаты оценок предложения труда для рассматриваемых четырех групп в соответствии со сделанным разбиением для мужчин и женщин соответственно.

Оценка уравнения для всей выборки в целом с разбиением ее на четыре подвыборки по размеру доходов привела к незначимым оценкам эластичности предложения труда во всех подгруппах, за исключением наиболее высокодоходной. Однако вследствие обнаруженной неоднородности индивидуумов внутри выборки данные оценки в дальнейшем не рассматриваются при анализе. Более содержательным является анализ предложения труда с разделением выборки по половому признаку.

Таблица Результаты оценок уравнений предложения труда для мужчин Переменная Группа 1 Группа 2 Группа 3 Группа Уравнение второго шага – зависимая переменная – логарифм числа отработанных часов Логарифм предсказан–0,114 0,489 0,045 –0,ного значения заработ[0,80] [0,39] [0,07] [1,34] ной платы Предсказанное значе2,1e–3 1,9e–3 2,0e–3 1,8e–ние переменной сово[1,55] [1,95] [0,31] [2,12]* купного дохода семьи 5,449 4,531 5,081 6,Константа [34,03]** [1,68] [2,99]** [5,59]** Число наблюдений 421 428 563 Примечание. Под значениями коэффициентов в таблице указаны величины t-статистик.

* Коэффициенты, значимые на 5%-м уровне.

** Коэффициенты, значимые на 1%-м уровне.

В табл. 2 показаны значения оцененных коэффициентов для четырех групп мужского населения. Следует отметить, что стандартные ошибки для расчета t-статистик на втором шаге оценены по формуле ошибок для двухшагового метода (использование ошибок, взятых из МНК, приводит к переоценке дисперсии). Следует отметить некоторые тенденции, которые прослеживаются в табл. 2, в частности низкое качество оцененных уравнений. Это может быть связано с ростом ошибок при переходе к показателю почасовой заработной платы.

Pages:     | 1 |   ...   | 9 | 10 || 12 | 13 |   ...   | 18 |



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

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.