Диссертация (1138049), страница 26
Текст из файла (страница 26)
Каждое полученное значение индекса Дункана отмечается точкойна графике, например, сравнение между группами 20—24-летних и 30—34-летнихсоставляет 0,19; это — точка с координатой 30—34 для сплошной линии на рисунке. Всоответствии с определением показатель принимает нулевые значения в случае, когдамежду собой сравниваются профессиональные структуры одной и той же возрастнойгруппы; причем чем выше значение показателя, тем выше дифференциация междугруппами в профессиональной структуре.Графики на рисунке 39 показывает, что профессиональные диспропорции растут сувеличением разницы в возрасте.
Наиболее близкая профессиональная структуразанятости у близких по возрасту людей, а наиболее высокие значения индекс принимаетпри сравнении наиболее отдаленных между собой возрастных групп. Показательнепрерывно растет при сравнении все более отдаленных по возрасту групп, хотятеоретическиможнопредставитьситуацию,когдаростиндексапостепенноостанавливался. Это значит, что невозможно сгруппировать возрастные группы вкластеры, обладающие схожей профессиональной структурой. Также отметим, что группа20—24-летних показывает более существенные отличия от близких к ней возрастныхгрупп, тогда как профессиональная структура занятости группы 60—64-летнихдостаточно тесно соотносится со структурой групп 55—59- и 65—72-летних.Согласно полученным расчетам, индекс Дункана для групп 20—24- и 60—64летних составляет 0,35.
Иными словами, необходимо изменить рабочее место у 35%занятых в одной из групп, чтобы их профессиональные структуры стали идентичными.Отметим, для сравнения, что индекс Дункана для мужчин и женщин в России по тем жеданным составляет 0,62.1240,450,400,390,350,350,350,320,280,300,280,240,250,150,250,210,190,200,330,310,170,220,120,150,050,090,080,100,000,000,0020-2425-2930-3435-3940-4420-2445-4950-5455-5960-6465-7260-64Источники: Росстат, ОНПЗ, данные за 2014 г.
и расчеты авторов.Рисунок 39 – Индекс диссимиляции Дункана для двух возрастных группСреди работающей молодежи также выше доля занятых в неформальном секторе(23%), чем в среднем по стране. Доля пожилых, занятых в неформальном секторе, близкак средней по стране (18%).Представленные выше результаты показывают, что между некоторой частьюмолодых и пожилых работников может существовать конкуренция за одни рабочие места,однако она достаточно ограничена. Более вероятно, что наиболее серьезная конкуренциявозникнет между близкими по возрасту работниками, тогда как между работникамиразных возрастов будет нарастать эффект комплементарности.Как уже было указано ранее с 2000 г. в России наблюдается серьезнаяволатильность уровня занятости пожилых.
С 2001 по 2007 г. уровень занятости выросболее чем на 10 п.п., после чего он оставался достаточно стабильным. Региональныединамики занятости пожилых оказывались еще более волатильными, например, вМагаданской области этот показатель за период 2000—2014 гг. вырос на 25 п.п., а вреспублике Бурятии он снизился на 10 п.п. В случае, если между занятостью молодых ивозрастных работников существует взаимосвязь, то такие изменения должны былинеминуемо сказаться на региональных уровнях занятости и безработицы молодежи.Исследования, посвященные России, действительно показывают существованиеотдельных региональных рынков труда.
Различия между ними — зачастую комплексные,т.е. дифференциация обычно существует сразу по множеству параметров, а такжеустойчивые во времени. Региональные различия и по уровню экономической активности,125и по уровню безработицы, и по оплате труда, и по другим показателям рынка трудаогромны и за последние 15 лет мало изменились [Капелюшников, Ощепков, 2015].Теоретически региональная, как показано в обзорном исследовании [Elhorst, 2003],и общестрановая безработица, зависит от соотношения между предложением и спросомна труд, а также дополнительных факторов, определяющих заработную плату в регионе.Эконометрический анализ показывает, что факторы, определяющие вариацию врегиональном уровне безработицы, включают: коэффициент рождаемости в прошлыепериоды; долю экономически активных в общей численности населения региона;характеристики постоянной и временной миграции; заработную плату; размерызанятости; отраслевую структуру; существующие экономические и социальные барьеры;образовательные возможности в регионе и другие.Основными факторами, определяющими уровень безработицы в регионах России,как показали исследования, являются отраслевая структура занятости [Блинова,Русановский, 2002], возрастная структура населения, ВРП [Семерикова, Демидова, 2015]и географическое расположение [Demidova, Signorelli, 2011].
Кроме того, на общую имолодежную безработицу, как показало последнее исследование, негативно повлиялкризис 1998 г., а не экономический спад в 2008 г.В отличие от других исследований на эту тему, анализ связей будет проводиться вотношении обеих групп. Действительно, теория конкуренции предполагает как возможноевлияние занятости пожилых на занятость молодых, так и обратное влияние. В российскихусловиях кажется даже более логичной ситуация, когда работодатели стараютсязадержать пожилых работников дольше на рынке труда в условиях снижения притока нарынок труда молодежи в результате повышения среднего возраста первого выхода нарынок труда.Проверяется существование трех взаимосвязей:1. уровня занятости пожилых с уровнем занятости молодых;2.
уровня занятости пожилых с уровнем безработицы молодых;3. уровня занятости молодых с уровнем занятости пожилых.В качестве данных использовались, как и в первом разделе, ОНПЗ, однако вданном случае за период 2000—2013 гг. Из регионов исключалась Чеченская республика.Ненецкий автономный округ включался в состав Архангельской области, ЯмалоНенецкий и Ханты-Мансийский – в состав Тюменской области.
Таким образом, общееколичество регионов составило 79 за 13 лет, т.е. 1027 наблюдений.Использование простой модели МНК в данном случае даст смещенные результатыпо оценкам всех переменных из-за существования эндогенности. Последняя возникает как126результат существования ненаблюдаемых факторов, которые влияют и на регрессоры, ина зависимую переменную. К таким факторам можно, например, отнести особенностирегиональной политики, географические и климатические особенности и другие.Частично проблема снимается путем использования панельных регрессий сфиксированными эффектами.
Если ненаблюдаемый фактор оставался в течение всегоэтого времени неизменным, например, климат и географические особенности, тоиспользование такой модели позволяет убрать смещение оценок. Однако ясно, что многиефакторы изменяются во времени, поэтому панельные регрессии не способны полностьюизбавиться от эндогенности.Дополнительныйинструментальныеспособизбавитьсяпеременныедляотэтоймоделейспроблемы—фиксированнымииспользоватьэффектами.Качественный инструмент должен влиять только на инструментируемую эндогеннуюпеременную и одновременно не коррелировать с ошибками. Последнее автоматическиозначает, что на зависимую переменную он должен оказывать только косвенный эффект— через эндогенную переменную. В то же время, если инструмент слабый, т.е. влияниеинструмента на эндогенную переменную невысокое, то оценки основной регрессии будутнеэффективны, то есть оценки будут обладать высокой дисперсией.Можно предложить несколько инструментов (IV)— в зависимости от того, ккакому регрессору мы собираемся его подобрать:1) для занятости лиц в возрасте 60—64 лет — таковым может быть отношениесредних пенсий к средним заработным платам в регионе, — иными словами,коэффициент замещения утраченного заработка.
Известно, что уровень пенсийявляется важным фактором, определяющим предложение труда пожилых. В тоже время для молодежи влияние пенсий на принятие ими решений на рынкетруда кажется довольно ограниченным13;2) для занятости молодых — их доля в общем населении региона.АльтернативойспециальноподобранныминструментамявляетсяметодАреллано—Бонда [Arellano, Bond, 1991]. В отличие от обычных панельных регрессий сфиксированными эффектами в этом методе оценки рассчитываются с помощьюобобщенногометодамоментов(GMM)ииспользуетсяневнутригрупповоепреобразование (within estimator), а метод первых разностей.
Это автоматически означает,13К сожалению, мы располагаем данными только по средним размерам всех пенсий, а не отдельно попенсиям по старости. Поэтому ограниченная часть молодежи может быть также получателями пенсий.Однако доля таких лиц в данной возрастной когорте в среднем по России не высока.127что инструмент должен теперь коррелировать не с ошибками в определенный моментвремени, а с разностью ошибок.В методе Ареллано—Бонда в качестве инструмента предлагаются лагированныезависимые переменные.
Предполагается, что в случае некоррелированности ошибок вовремени, прошлые значения переменных не влияют на ошибки в будущем, хотя и влияютна значение регрессора.Широкий спектр моделей служит одновременно проверке на робастностьполучаемых результатов.Список контрольных переменных во всех моделях включал в себя следующиерегиональные показатели:1) зависимая переменная с лагом один и два года;2) реальная средняя заработная плата и квадрат реальной заработной платы;3) доля возрастных групп 20-24 и 60-64-летних среди всего населения в регионе;4) доля проживающих в городах;5) фиктивные переменные года опроса;6) коэффициент замещения для оценки занятости пожилых.Проверяются три варианта взаимосвязи между характеристиками занятости ибезработицы молодых и пожилых групп населения, поэтому всего оценивалось 12вариантов регрессий.В таблице 24 представлены результаты оценивания влияния уровня занятостипожилых и других факторов на уровень занятости молодых в трех спецификациях модели.В таблице 25 — результаты влияния тех же факторов на уровень безработицы молодых.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
