WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 6 | 7 || 9 | 10 |   ...   | 14 |

Таким образом, заработная плата резервирования имеет тенденцию к росту с уменьшением дисконт-фактора. В самом деле, дисконт-фактор может быть интерпретирован как вероятность в единицу времени прекращения в следующий момент текущего потока доходов. С ростом этой вероятности, очевидно, должен снижаться «порог участия» на рынке труда, определяемый заработной платой резервирования.

Между предельной заработной платой резервирования по частоте поступления вакансий и предельной заработной платой по дисконт-фактору существует простая зависимость:

л+r=0 или для суммы эластичностей +=0.

Важным моментом является исследование зависимости заработной платы резервирования от дисперсии предложения вакансий. Дифференцируя выражение для заработной платы резервирования, можно получить: =>0 для гладких распределений. Таким образом, заработная плата резервирования растет с повышением дисперсии предложения вакансий.

Приложение 2
Модификация модели Сабирьяновой

В данном случае поток заработных плат, предложения которых получает индивидуум, работающих в отрасли j, представляет собой набор векторов w1,…,wn (каждая координата представляет собой предложение заработной платы в конкретной отрасли). При этом индивидуум имеет выбор из трех вариантов поведения: продолжать поиск, начать работать по специальности или сменить специальность. Тогда уравнение для поиска оптимума имеет вид.

Издержки переобучения, которые необходимо затратить работнику из отрасли j, чтобы перейти в отрасль k, будем обозначать cjk, предполагая cjj=0.

Будем искать стационарное решение задачи поиска. Вновь предполагая, что процесс предложения заработных плат подчиняется пуассоновскому закону, для стационарного решения можно записать:

Отсюда, вновь устремляя длину периода к нулю, можно получить альтернативное соотношение:

.

Отсюда можно определить соотношение для заработной платы резервирования в предположении о том, что при одновременном поступлении нескольких вакансий работник предпочитает ту, в которой выше заработная плата с учетом издержек переобучения.

Не приводя формального доказательства, попробуем найти выражение для решения задачи многомерной максимизации. Работник выбирает работу в отрасли k в том случае, если, с одной стороны, выбранное предложение дает ему максимум заработной платы из набора предложенных вакансий, а с другой стороны, превышает заработную плату резервирования. Таким образом, вероятность получения заработной платы х в отрасли k, которая выше заработной платы резервирования, равна произведению условной вероятности получения заработной платы х, при условии, что это значение максимально с учетом издержек, и вероятности того, что все остальные предложения оказались меньше.

Тогда можно получить следующее уравнение для нахождения заработной платы резервирования у работника с основной работой в отрасли j: ++…+= ==с+ w* – b.

Таким образом, уравнение для нахождения заработной платы резервирования для работников в отрасли i имеет вид:

= =

Таким образом, на оптимальной траектории поиска ожидаемый излишек доходов работника равен сумме ожидаемых издержек обучения с учетом дисконта, издержек поиска и заработной платы резервирования за вычетом альтернативного заработка.

Решение задачи для нахождения заработной платы резервирования, в предположении того, что заработная плата ниже заработной платы резервирования, предлагается работнику достаточно редко (что эквивалентно тому, что справедливо соотношение P{x<w*}<<1), имеет вид для работника, работающего в j-й отрасли:

w*=9.

Необходимо отметить, что характер зависимости заработной платы резервирования от основных параметров значительно изменится в рассматриваемой модели по сравнению с одномерным случаем. Как оказывается, появляется два различных варианта зависимостей. Рассмотрим зависимость заработной платы резервирования от издержек поиска и альтернативного заработка.

Для предельной заработной платы резервирования по альтернативному доходу получаем10: = –=

Можно заметить, что зависимость заработной платы резервирования от альтернативного заработка зависит от величины издержек переобучения. Существует определенный уровень средних издержек переобучения, такой, что в том случае, если средние издержки переобучения выше этого уровня, заработная плата резервирования снижается с ростом альтернативного заработка и повышается с ростом издержек поиска работы. Когда издержки переобучения достаточно малы, наблюдается та же зависимость, что и в одномерном случае.

Предельная заработная плата резервирования по частоте поступления вакансий из отрасли i оказывается равной:

=

Из приведенного выражения вновь обнаруживается выявленная пороговая зависимость заработной платы резервирования от частоты поступления вакансий. При небольшом уровне издержек переобучения заработная плата резервирования повышается с ростом частоты поступления вакансий. В том случае, когда издержки переобучения велики, заработная плата резервирования начинает снижаться с ростом частоты поступления вакансий.

Реакция заработной платы резервирования на величину издержек переобучения для перехода в отрасль i равна:

=–

Можно заметить, что связь между издержками переобучения и заработной платой резервирования также не является однозначной. В том случае, если издержки переобучения в среднем малы, а дисперсия распределения заработных плат достаточно велика, то заработная плата резервирования будет снижаться по мере роста этих издержек. По достижении средними издержками переобучения определенного уровня заработная плата резервирования начинает расти с повышением издержек переобучения.

Приложение 3
Изучение отраслевой мобильности рабочей силы
на региональных данных

Для тестирования эмпирических зависимостей в первую очередь нужно построить адекватные оценки изучаемых показателей. Оценку вероятностей перехода можно производить на основании уравнения Маркова в предположении дискретности процесса перехода работников между отраслями. Таким образом, располагая данными о распределении работников по отраслям за k лет, можно произвести оценку системы авторегрессионных уравнений вида xt+1=Pxt. Поскольку распределение в конкретный год t зависит только от распределения в году t-1, в качестве метода оценки можно избрать метод инструментальных переменных, применяя в качестве инструмента распределение в году t-2.

Необходимо отметить, что матрица перехода P априори несимметрична. Как следствие возникает необходимость оценки всех ее N2 компонент. Учитывая, что матрица является стохастической, для данных за k лет можно получить (k+1)N уравнений для оценки коэффициентов. Для того чтобы решение было единственно, необходимо, чтобы N≤k+1. Значительной сложностью является то, что отраслевые данные в региональном разрезе доступны только до 2000 г. Это ограничивает количество рассматриваемых отраслей, поскольку предполагается сравнивать модели межотраслевого распределения работников до и после кризиса. Наличие данных только за два года после кризиса ограничивает число отраслей тремя.

В результате оценки можно получить компоненты матриц межотраслевого перехода для рассматриваемого круга регионов РФ.

Согласно выводам нашей модели, в том случае, если начальное распределение вероятностей для числа поступления вакансий в единицу времени описывается пуассоновским распределением, то переход работников между отраслями будет описываться стабильной матрицей переходов Р. Следовательно, если распределение работников по отраслям в момент t-1 описывается вектором хt-1, то распределение в момент t находится согласно уравнению Маркова xt=Pxt-1.

Матрица Р определялась параметрами модели, так что P=(pij), где pij=.

Проблема эмпирической оценки на российских данных состоит в том, что на основании достаточно коротких временных рядов нельзя говорить о тестировании таких свойств как порядок авторегрессии. Тем не менее можно предложить процедуру, которая позволит косвенно выяснить порядок влияния распределения работников по отраслям в конкретный момент времени на распределение работников в следующий момент.

Действительно, в основе нашего теоретического анализа лежала гипотеза о том, что число вакансий, предлагаемых работнику в единицу времени, описывается распределением Пуассона. При устремлении интервалов времени к нулю оказывается, что вероятность поступления предложения рабочего места описывается экспоненциальным распределением. Экспоненциальным распределением должно описываться также время ожидания работником вакансии.

Следовательно, если удается выяснить, что время ожидания вакансии описывается экспоненциальным распределением, то из этого автоматически будет следовать справедливость формулы Маркова для распределения работников по отраслям экономики.

Изучение вероятностей перехода работников между
отраслями в региональном разрезе

Для исследования распределения времени поиска работы использовались данные Госкомстата РФ о продолжительности поиска работы безработными11 гражданами.

Тестировалась гипотеза о равенстве эмпирической функции распределения работников по времени поиска работы и равенстве функции экспоненциального распределения со средним значением ожидания вакансии, равным эмпирическому среднему по данным Госкомстата РФ.

Тест проводился для распределений по каждому из регионов РФ. При тестировании были получены следующие результаты (см. табл. П3-1).

Таблица П3-1

Уровень значимости

Число регионов

Число регионов, для которых была отвергнута гипотеза о равенстве эмпирического распределения экспоненциальному

10%-ный уровень

85

2

5%-ный уровень

85

5

1%-ный уровень

85

12

В таблице указано соответственно число регионов, участвовавших в тесте, и число регионов, для которых была отвергнута нулевая гипотеза о том, что распеределение времени поиска работы в этих регионах является экспоненциальным.

Таким образом, можно сделать вывод, что для большей части регионов РФ гипотеза о равенстве распределения времени ожидания поступления вакансий не отвергается на 5%-ном уровне значимости.

Следовательно, можно говорить о справедливости уравнения для распределения рабочей силы по отраслям экономики.

Расчет компонент матрицы вероятностей перехода
работников между отраслями экономики

Проведенное выше исследование распределения времени ожидания поступления вакансии показало, что гипотеза о соответствии этого распределения экспоненциальному не отвергается. В рамках нашей модели это позволяет использовать уравнение Маркова для анализа перетока рабочей силы между отраслями экономики.

Рассмотрим общую задачу поиска матрицы Р на основе k наблюдений реализации распределения работников по отраслям x1,…,xk. Наблюдения позволяют нам построить k-1 уравнений для расчета компонент матрицы Р вида xN=PxN-1=P2xN-2=… PN-1x1. Кроме того, поскольку матрица Р является стохастической, для нее выполнено свойство Р∙1=1

В детерминированной ситуации в том случае, когда матрица Р имеет размерность NxN, то в случае, когда N>k, компоненты матрицы невозможно определить однозначно. Когда N<k, то однозначное восстановление компонент матрицы Р возможно только если среди k векторов распределения есть ровно N линейно независимых. В общем случае восстановление матрицы Р в детерминированном случае возможно, лишь когда N=k. В этом случае систему уравнений можно записать в матричной форме: Р(x1 x2…xk-1 1)= (x2 x3…xk 1). Тогда решение находится как Р=(x2 x3…xk 1)∙(x1 x2…xk-1 1)-1.

Более общая задача стоит, когда векторы х содержат некоторую случайную составляющую. Обозначим Хk-1=(x1 x2…xk-1 1) и Хk=(x2 x3…xk 1).

Процедура оценивания компонент
матрицы перехода

Непосредственный расчет матрицы вероятностей перехода работников из одной отрасли в другую приводит к парадоксальным результатам: часть вероятностей оказывается большей единицы или меньшей нуля. Это происходит в первую очередь вследствие того, что исходные данные содержат значительную долю ошибок, а также из-за того, что под влиянием определенных внешних факторов процесс перехода работников между отраслями может отклоняться от марковского. Для обеспечения дополнительных степеней свободы, а также для приведения исходной задачи к более простой в вычислительном плане задаче оптимизации на линейных ограничениях исходная задача Р(x1 x2…xk-1 1)= (x2 x3…xk 1) приводилась к виду:

для всех j.

При условиях Р(x1 x2…xk-1)= (x2 x3…xk ) и 0<pij<1.

Данная задача линейного программирования решалась с помощью пакета GAUSS методом перебора вершин получающегося многогранника. Дополнительным шагом, который может показаться не вполне корректным, было то, что ограничение Р(x1 x2…xk-1)= (x2 x3…xk ) в случае переопределенности условий на матрицу Р (для данных с 1995 по 1998 г.) заменялось на ограничение в виде нестрогого неравенства.

Таким образом, для регионов РФ были получены матрицы перехода работников между рассматриваемыми отраслями до и после кризиса 1998 г.

Рис. П3.1. Гистограмма распределения изменения вероятности остаться в отрасли промышленности, производящей товары12

Как можно заметить из рис. П3.1, имеет место тенденция к росту вероятности перехода в производственную отрасль, поскольку значительная доля наблюдений концентрируется в области с положительными изменениями вероятности перехода.

Рис. П3.2. Гистограмма распределения изменения вероятности
остаться в сфере услуг

Pages:     | 1 |   ...   | 6 | 7 || 9 | 10 |   ...   | 14 |



© 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.