Автореферат (1137961), страница 3

Просмтор этого файла доступен только зарегистрированным пользователям. Но у нас супер быстрая регистрация: достаточно только электронной почты!

Текст из файла (страница 3)

Такимобразом, сглаживание потребления достигается за счет отказа от частногопространства в период кризиса, что приводит к увеличению размеровдомохозяйства.Пусть существует ненаблюдаемая величина s* - пороговое значениепараметра s, достижение которого заставляет индивидов объединяться друг сдругом в домохозяйство. Из уравнения (1) можно заключить, что s* зависитотхарактеристикдомохозяйстваииндивидуальныххарактеристик.Предположим, что ненаблюдаемая функция может быть аппроксимированалинейной комбинацией переменных X:s*  X  (4)15где X-вектор экзогенных характеристик индивида и домохозяйства.Тогда, в зависимости от значений s*, можно наблюдать ex-post решениеиндивида об объединении в домохозяйство.

Индивид принимает решение осовместном проживании с другими членами домохозяйства, когда латентнаяпеременная s* положительна. В этом случае наблюдаемый выбор состоянияиндивида (M) будет принимать только два значения:*M=1 (объединение с другими индивидами), если s  0 ;*M=0 (проживание отдельно), если s  0 ;Если ошибки ε в уравнении (4) независимо и одинаково распределены(iid), а также нормально распределены, то вероятность того, что индивидпримет решение M=1, может быть оценена с помощью пробит-модели.Преимуществасовместногопроживаниябудутзависетьотвзаимодополняемости и взаимозаменяемости индивидуальных характеристикчленов домохозяйств.

Исходя из предположения модели можно ожидать, чтомужчиныболеевероятнобудутобъединятьсясдомохозяйствами,состоящими из женщин; домохозяйства с детьми – со взрослыми индивидамибез детей; безработные индивиды – с домохозяйствами, содержащимизанятых членов семьи. В перечисленных случаях каждая сторона можетиспользовать свой человеческий капитал более эффективно, а такжеобъединять риски отсутствия дохода и страховать друг друга.

Рискобразования конфликтующих предпочтений в условиях перенаселенностиограничивает положительный эффект, снижая вероятность объединения вочень крупные домохозяйства. Эти предположения составляют базу дляэмпирического исследования.2. Анализ изменения структуры российских домохозяйствНа основеданных репрезентативного обследования домохозяйствРоссийского Мониторинга экономического положения и здоровья населенияРоссии Высшей школы экономики (РМЭЗ-ВШЭ) за период 1994-2013 был16выполненописательныйанализизмененияструктурыроссийскихдомохозяйств. Панель насчитывает 18996 домохозяйств, которые былиопрошенывпериод1994-2013годы(несбалансированнаяпанель).Особенностью данных РМЭЗ-ВШЭ является значительный уровень выбытиядомохозяйств из панели: 50% домохозяйств, из тех которые были опрошеныв 1994 году, наблюдались не менее двух последовательных волн, 25%домохозяйств наблюдалось не менее семи последовательных волн, и толькооколо 17% домохозяйств из тех, которые были опрошены в 1994 году,остались в панели до 2013 года и участвовали во всех волнах обследования.За период кризиса 1998 года 23% домохозяйств увеличились вразмерах и около 20% домохозяйств увеличились в размерах за счетобъединения со взрослыми индивидами.

В то же время в докризисныйпериод 1994-1996 гг. доля домохозяйств, объединившихся со взрослымииндивидами, составила меньше 13%. За период кризиса 2008 года около 17%домохозяйств выросли в размерах, и 15% домохозяйств увеличились вразмерах за счет объединения со взрослыми индивидами по сравнению с 11%за период 2004-2007 гг. Для большинства российских домохозяйствобъединение со взрослыми индивидами после кризисов связано с ростомразмера домохозяйства на одного взрослого члена домохозяйства.Сиспользованиеммоделейдожитиябылапроанализированаотносительная стабильность структуры российских домохозяйств и быливыявлены группы домохозяйств, подверженных риску изменения структуры.Наиболее стабильными с точки зрения укрупнения размера оказалисьсупружеские пары и неполные домохозяйства с детьми.Наименеестабильными домохозяйствами с точки зрения укрупнения размера являютсярасширенные домохозяйства.

Одинокие индивиды в возрасте старше 50 лет,а также супружеские пары, главы которых старше 50 лет, сталкиваются свысокимрискомобъединениясовзрослымиродственниками,неявляющимися супругами/детьми, и не родственниками. Рост благосостояния17членов супружеских домохозяйств с детьми также связан с высоким рискомобъединения в расширенные домохозяйства, что отражает способность этихтипов домохозяйств принимать в свой состав взрослых родственников и неродственников.

Примером, объединяющим перечисленные перемещениядомохозяйств, является ситуация, в которой оба супруга, занятые на рынкетруда, могут привлекать своих пожилых родственников для ухода за детьми.Это позволяет родителям реализовать свой человеческий капитал на рынкетруда, а пожилым людям снизить риски отсутствия дохода.Результаты описательного исследования дают основу для дальнейшегоаналитическогоисследованияпричинтрансформацииотношенийвдомохозяйстве.3. Эмпирический анализ влияния макроэкономических шоков наизменение структуры домохозяйствЭкономический шок измеряется тремя способами (Рисунок 1):- Изменение наблюдаемых расходов домохозяйств до и после кризиса(Опр.1).Недостатокданногометодазаключаетсявневозможностиизолировать влияние кризиса от общих макроэкономических изменений,подстройкой домохозяйств в ответ на кризис, а также от влияния другихненаблюдаемых факторов, которые могут влиять на расходы домохозяйств.- Разница между наблюдаемыми расходами в посткризисный период ирасходамивпосткризисныйпериод,предсказанныминаосновепредкризисного тренда (Опр.2).

Недостаток данного метода заключается втом, что воздействие шока может менять траекторию расходов домохозяйств,а наблюдаемые расходы в посткризисный период не очищены отидиосинкратических шоков.- Разница между предсказанным доходом в посткризисный период,рассчитанным на основе посткризисного тренда, и предсказанным доходом впосткризисный период, рассчитанным на основе предкризисного тренда18(Опр.3).Дляопределениявеличинывоздействияшоканаиболеепредпочтительным является этот вариант.Формально воздействие кризиса можно определить какIitY  ln(Yitpost / Yitpre )гдеYitpre(5)наблюдаемый посткризисный уровень подушевых расходов i-ого домохозяйства в период t, аYitpostпредсказанный уровень подушевыхрасходов i-ого домохозяйства в период t.Предполагается, что потребление i-ого домохозяйства следует логлинейному тренду со структурным разрывом в год кризиса1.

Модель,описывающая предкризисный и посткризисный тренды, выглядит как:ln Yitpre  iY  iY t  itY for (t<Tcrisis )**(6)*lnYitpost  iY  iY t  itY for (t  Tcrisis )(7)где αi и βi – параметры, μi – остатки, которые могут включать какидиосинкратические ошибки, так и ошибки измерения. Положим остатки кнулю, тогда оценка влияния экономического шока будет выглядетьследующим образом:IˆitY  ln Yitpost  aˆiY  ˆiY t(8)Чтобы учесть влияние различных факторов на расходы домохозяйствав отсутствие кризиса, включим наблюдаемую ошибку в предсказание длякаждого домохозяйства. Тогда оценка влияния экономического шока можетбыть выражена как разница в предсказанных расходах:**IˆitY  aˆiY  aˆiY  (ˆiY  ˆiY )t fort Tcrisis1(9)Тестировалась как линейная, так и лог-линейная спецификация и обнаружилось, что длябольшинства домохозяйств лог-линейная спецификация подходит больше19Графическая иллюстрация описанных подходов показана на Рисунке 1.Предсказанный доход впериод T, основанный напредкризисном трендеДоходОпр.2Опр.3Опр.1Предсказанный доход впериод T, основанный напосткризисном трендеФактическийдоход в период TPreTPostВремяРисунок 1: Алгоритм построения трех вариантов экономического шока.В Таблицах 1,2 приведены оценки влияния шоков 1998 и 2008 гг.

тремяразличными способами измерения.Набор контрольных переменныхвключал такие характеристики, как возраст, квадрат возраста главыдомохозяйства, доля детей в возрасте 0-6 и с 7-17 лет, доля пенсионеров,женщин в возрасте 18-54 лет и мужчин в возрасте 18-59 лет, размердомохозяйства и его квадрат, доля безработных членов в домохозяйстве, типнаселенного пункта, а также региональные дамми.Таблица 1 - Влияние снижения подушевых расходов на вероятностьизменений в структуре домохозяйства, раунды 1996 и 2000 (Методмаксимального правдоподобия; средние предельные эффекты)УвеличениеразмераМетоды измерения шокаШок: изменение логарифма наблюдаемыхрасходов до и после кризиса (2000 – 1996)Шок: изменение логарифма предсказанных инаблюдаемых расходов в посткризисный периодШок: изменение логарифма расходов в20-0.010*(0.006)-0.013**(0.006)-0.052***Объединениесо взрослымииндивидами-0.004(0.009)-0.012**(0.006)-0.050***посткризисный период, предсказанных на основе(0.008)(0.008)предкризисного и посткризисного трендаПримечание: Робастные стандартные ошибки в скобках (с кластеризацией по 38первичным единицам отбора).

*** p-value < 0.01,** p-value < 0.05, *p-value < 0.1.Контрольные переменные измерены на момент 1996 года.Таблица 2 - Влияние снижения подушевых расходов на вероятностьизменений в структуре домохозяйства, раунды 2007 и 2009 (Методмаксимального правдоподобия; средние предельные эффекты)УвеличениеразмераМетоды измерения шокаОбъединениесо взрослымииндивидами-0.005(0.005)-0.015**(0.007)-0.056***(0.009)Шок: изменение логарифма наблюдаемых-0.012*расходов до и после кризиса (2009 – 2007)(0.007)Шок: изменение логарифма предсказанных и-0.021***наблюдаемых расходов в посткризисный период(0.007)Шок: изменение логарифма расходов в-0.067***посткризисный период, предсказанных на(0.010)основе предкризисного и посткризисного трендаПримечание: Робастные стандартные ошибки в скобках (с кластеризацией по 38первичным единицам отбора).

*** p-value < 0.01,** p-value < 0.05, *p-value < 0.1Контрольные переменные измерены на момент 2007 года.Результаты говорят о высоко значимом влиянии экономического шока,измеренного как отношение предсказанных расходов, рассчитанных наоснове посткризисного тренда, к предсказанным расходам, рассчитанным наоснове предкризисного тренда. Причем, значимое влияние шока сохраняетсядля всех изучаемых типов изменений в структуре: домохозяйства,испытавшие снижение расходов, более вероятно увеличатся в размерах иболее вероятно объединятся со взрослыми индивидами.Две проблемы могут смещать полученные оценки. Во-первых,существуют факторы, которые одновременно влияют как на изменения вструктуре домохозяйства, так и на величину шока.

Для учета эндогенностишока в данном исследовании применяется подход с инструментальнымипеременными. Посткризисное изменение средней ставки заработной платы в21населенном пункте используется как инструмент для шока доходов2.Предполагается, что экономические кризисы 1998 и 2008 годов былинеожиданными как для российских работников, так и для работодателей,которые, в свою очередь, использовали изменения в заработной плате какподстройку к новым экономическим условиям [3]. Несмотря на то, чтокачество инструмента обеспечивается высокой значимостью в первом шаге,F-статистика говорит о возможной проблеме слабых инструментов [93].Таблица 3 представляет результаты влияния кризиса на структурудомохозяйств для 1998 и 2008 кризисов, полученные с помощьюинструментальных переменных.Таблица 3 - Влияние снижения подушевых расходов на вероятностьизменений в структуре домохозяйства, оцененное с помощьюинструментальных переменных (Метод максимального правдоподобия;средние предельные эффекты)УвеличениеразмераМетоды измерения шокаОбъединениесо взрослымииндивидами-0.200***(0.048)Шок 2000-1996: изменение логарифма расходов в-0.205***посткризисный период, предсказанных на основе(0.037)предкризисного и посткризисного тренда иинструментированных изменением заработной платыШок 2009-2007: изменение логарифма расходов в-0.189***-0.108**посткризисный период, предсказанных на основе(0.054)(0.052)предкризисного и посткризисного тренда иинструментированных изменением заработной платыПримечание: Робастные стандартные ошибки в скобках (с кластеризацией по 38первичным единицам отбора).

Характеристики

Список файлов диссертации