Диссертация (1138049), страница 18

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

Текст из файла (страница 18)

Частично эту проблему можно решитьспомощьюиспользованияпанельныхрегрессийсфиксированнымиэффектами.Бессознательное искажение самооценок связано с рационализацией поступков индивида:человек старается объяснить свой уход с рынка труда слабым здоровьем, а не другимифакторами, которые грозят ему потерей самоуважения. Таким образом самооценка здоровьяопределяется с ошибками, что приводит к эндогенности оценок.78Формально это выражается следующим образом. Предположим, что общий уровеньздоровья индивида i в период t определяется линейной комбинацией индивидуальныххарактеристик, например, образования и возраста, xit, наличием локальных проблем создоровьем (различные хронические заболевания, перенесенные в прошлом инфаркт илиинсульт), определенных вектором zit, и ненаблюдаемыми индивидуальными особенностями υ it,некоррелированными с xit и wit. Обозначим этот общий истинный уровень здоровья как ηit.Тогда он будет равен:it = xit t + zit t + it(7)К сожалению, мы не знаем истинный уровень здоровья, вместо этого нам даетсясамооценка здоровья индивида, которую смещает величину  it на величину ошибки измеренияздоровья εit.

Обозначим известную по результатам опроса самооценку здоровья как hit , онабудет равна:hit  it   it(8)В классическом случае, если бы зависимой переменной в нашем исследовании быланепрерывнаяпеременная,можнобылобывоспользоватьсястандартнымметодоминструментальной переменной. В нашем случае мы исследуем влияние здоровья на занятость,являющуюся дискретной переменной. Использование часов работы также требует нелинейныхметодов оценивания, так как часы работы являются известным примером цензурированиявыборки снизу.

Тем не менее существует ряд методов, позволяющих добиться нормализацииоценок здоровья и избавиться от бессознательного искажения самооценок, и соответственно,частично решить проблему эндогенности. Часть таких подходов описаны в недавнемисследовании Донга и Ливбела (Dong, Lewbel, 2015).

Однако указанные в этой работе методыне лишены своих недостатков. Например, control function based estimation требует, чтобыэндогенная переменная была непрерывной, а special regressor method несовместим с панелью.Используемый нами метод следует подходу, разработанному Дж. Баундом с коллегами(Bound et el., 1999), чье исследование было рассмотрено нами ранее. Согласно этому подходу,мы делаем важное предположение, что  it и  it некоррелированы между собой и тогда можнопереписать формулу (8) в следующем виде:79hit  xit t  zit t  (it   it ) или hit  xit t  zit t  uit(9)Если uit распределена нормально, то уравнение (9) можно оценить с помощью методапорядковой пробит-регрессии.Чтобыснизитьпроблемуошибокприизмеренииздоровьяиндивидамимыинструментируем самооценку объективными оценками здоровья, то есть используемпрогнозные оценки регрессии (fitted values) как самостоятельные оценки здоровья.Объективные оценки можно признать хорошим инструментом по следующей причине.Самооценка сама по себе является показателем, отражающем общее состояние здоровьяиндивида, однако неидеальным, оцененным субъективно, с ошибками, что создает проблемуэндогенности.

Но отдельные проблемы со здоровьем как инструменты самооценкиудовлетворяютдвумосновнымкритериямхорошегоинструмента:во-первых,оникоррелированы с самооценкой здоровья, а во-вторых, влияют на занятость толькоопосредованно, через самооценку. Таким образом, мы полагаем, что они некоррелированы сошибками.Отметим, однако, что объективные оценки также как и самооценки могут страдать отошибок измерения, хоть и в меньшей степени. Так как факт наличия тех или иных заболеванийв RLMS-HSE основывается на ответах самих респондентов, то они могли скрывать или простоне знать об их наличии.В таком случае мы можем воспользоваться методом схожим с двухшаговым методомнаименьших квадратов, однако в отличие от него на первом шаге будет оцениваться рядпорядковых пробит-регрессий, а на втором – панельная логит-регрессия.На первом шаге строится ряд порядковых пробит-регрессий, оценивающих влияниесоциально-демографических факторов, а также некоторых объективных оценок здоровья насамооценку здоровья индивида.

Зависимой переменной является самооценка здоровья,изменяющаяся от 0 для оценивших свое здоровье как «совсем плохое» до 4 для оценивших егокак «очень хорошее». Такие регрессии строятся для каждого года и пола отдельно. Регрессорыв данном случае можно разделить на три группы:1.Характеристики здоровья: хронические заболевания (сердца, легких, печени,почек, желудочно-кишечного тракта, позвоночника или другие), диабет, инсульт, инфаркт,операция, перенесенная в последние 12 месяцев.2.Индивидуальные и семейные характеристики: возрастная группа, образование(начальное, среднее, среднее специальное, высшее), семейный статус (в браке или нет), наличие80внука/внучки в домохозяйстве, факт поучения пенсии, нетрудовые доходы, размердомохозяйства;3.Макроэкономические характеристики: регион (федеральные округа), местопроживания (город или село).Самооценка здоровья, в отличие от предыдущих регрессий, делится на совсем плохую,плохую, среднюю и хорошую и очень хорошую.

Таким образом, нами было построено 26регрессий (и соответственно, общая выборка была разделена на 26 подвыборок) – для каждогоиз 13 лет, используемых при анализе и для каждого пола отдельно. В таблице 8 приведенырезультаты регрессий для подвыборок мужчин и женщин в 2013 году.Таблица 8 – Факторы самооценки здоровья, порядковая пробит-модель, 2013 год:коэффициентыМужчиныЖенщиныХронические заболевания:–0.70***–0.60***Сердца(0.078)(0.053)–0.50***–0.28***Легких(0.084)(0.069)–0.23**–0.17***Печени(0.103)(0.065)–0.29***–0.13**Почек(0.103)(0.065)–0.42***–0.23***Желудочно-кишечного тракта(0.065)(0.050)–0.48***–0.32***Позвоночника(0.063)(0.049)–0.86***–0.37***Другие(0.208)(0.164)–0.33***–0.43***Диабет(0.112)(0.063)–0.97***–0.57***Инсульт(0.122)(0.117)–0.41***–0.21Инфаркт(0.135)(0.135)–0.34***–0.33***Операция(0.125)(0.099)Возрастная группа (45–49 – базовая)–0.23***–0.13**50–54(0.076)(0.068)–0.23***–0.0555–59(0.079)(0.097)–0.25**–0.0560–64(0.102)(0.100)–0.38***–0.22**65–72(0.108)(0.102)81Семейный статус (1- состоит в браке)Проживание в городеЛогарифм нетрудовых доходовРазмер домохозяйстваФакт получения пенсииОбразование (База - среднее общее)–0.06(0.082)–0.07(0.057)0.019(0.014)0.05**(0.024)-0.31***(0.076)0.00(0.044)–0.03(0.047)-0,008(0.015)0.06***(0.020)-0.34***(0.081)–0.068–0.22***(0.094)(0.084)–0.15**–0.09Начальное профессиональное(0.069)(0.070)0.030.08Среднее профессиональное(0.075)(0.057)0.16**0.26***Высшее(0.075)(0.063)Количество наблюдений2362634942R0.170.14Примечание: ***, **, * — коэффициент значим на 1, 5 и 10%-ном уровнеОсновное или начальное общеесоответственно.

В скобках — стандартные ошибки. В таблице не приведены расчетныезначения коэффициентов при дамми переменных регионовНа самооценку здоровья влияют все заболевания. Среди заболеваний, серьезнее всегоснижают самооценку заболевания сердца, тогда как диабет, болезни печени, желудочнокишечного тракта оказывают не столь значительное влияние. Пережитый инсульт такжесущественно снижает самооценку здоровья. Как и ожидалось среди социально-экономическихфакторов, на самооценку положительно влияет высшее образование, размер домохозяйства,факт получения пенсии.

Возраст ее снижает.Далее для каждого индивида из 26 подвыборок рассчитывается прогнозная оценказдоровья на основании полученных коэффициентов регрессии у соответствующей подвыборки.Эта оценка признается нами как оценка здоровья индивида, основанная как совмещениеобъективных и субъективных оценок здоровья. Далее проводится процедура по объединениювсех подвыборок в две общие: отдельные для мужчин и для женщин за все 13 лет. Так какполученные оценки могут различаться между годами, они сначала нормализуются.

Для этого изкаждой рассчитанной оценки вычитается среднее арифметического всех оценок для каждойотдельной регрессии, а только затем создаем общая переменная, которую мы в дальнейшемиспользуем как основную оценку здоровья у индивида.82Для того чтобы учесть динамический характер здоровья, обратимся к методу, впервыепредставленному в исследовании (Bound et al, 1999), а именно используем вместо одной оценкиздоровья за определенный период, ряд лагированных оценок. В таком случае модель (5)преобразуется в модель (10):Y *  1Ht  2 Ht 1  3 Ht 3  X   ,(10)Где H t , H t 1 , H t 2 – новые оценки здоровья за периоды t , t  1 и t  2 соответственно.Введение сразу нескольких оценок за разные периоды позволяет определить, носит ливлияние здоровья динамический характер или нет.

На основании обзора литературы по даннойтеме можно предложить, что плохой накопленный уровень здоровья оказывает больший эффектна занятость, чем недавние шоки. В таком случае знаки при всех оценках здоровья (и текущей,и лагированных) должны быть положительны, а расчетные коэффициенты - значимы. То естьиндивид будет принимать решение об уходе с рынка труда не только на основании своеготекущего уровня здоровья, но и на основании динамики здоровья на протяжении последнихнескольких лет. Незначимость коэффициентов при оценках здоровья за предыдущие периодыозначает, что на решение о выходе с рынка труда влияет лишь текущее состояние здоровьяиндивида, а значит, здоровье влияет статически. Индивид уходит с рынка труда при серьезномснижении здоровья вне зависимости от своего предыдущего состояния.В таблице 9 представлены результаты оценки панельной логит-модели за период 2001–2013 гг., где вместо самооценки здоровья нами применялись рассчитанные оценки здоровья впериоды t , t  1 и t  2 .Таблица 9 –Занятость пожилого населения, панельная логит-модель с фиксированнымиэффектами (оценки здоровья за периоды t , t  1 и t  2 ): предельные эффектыМужчиныЖенщиныРасчетная оценка здоровья в период tРасчетная оценка здоровья в период t–1Расчетная оценка здоровья в период t–2Возрастная группа (45-49 — базовая)50 – 5455 – 590.50***(0.118)0.52***(0.120)0.35***(0.119)0.34***(0.096)0.36***(0.096)0.22**(0.097)–0.32(0.211)–0.96***–0.01(0.177)–0.81***83(0.268)(0.269)–2.69***–1.94***60 – 64(0.375)(0.310)–4.31***–2.77***65 – 72(0.448)(0.358)–0.07–0.16Семейный статус (1 — состоит в браке)(0.363)(0.204)0.05–0.69***Несовершеннолетний внук в домохозяйстве(0.244)(0.200)0.020.19***Размер домохозяйства(0.089)(0.070)–0.32***–0.50***Логарифм нетрудовых доходов(0.086)(0.075)–1.99***–1.94***Пенсия(0.279)(0.224)Количество наблюдений32115218Количество групп540841Примечание: ***, **, * — коэффициент значим на 1, 5 и 10%-ном уровне соответственно.В скобках — стандартные ошибки.Результаты таблицы 3 соответствуют ожиданиям: с возрастом вероятность занятостиснижается, также как и с ростом нетрудовых доходов и наличия пенсий.

Характеристики

Список файлов диссертации