Автореферат (1138197), страница 4
Текст из файла (страница 4)
Ванализируемую подвыборку попали только индивиды в возрасте от 18 до 60 летвключительно независимо от пола. Хотя российская служба статистикивключает в состав безработных индивидов от 15 до 72 лет, крайние возрастныегруппы были намеренно исключены из-за опасения, что для них законраспределения длительности безработицы может сильно отличаться. По тем же18причинам в выборку не включались индивиды, трудоустройству которыхмешает плохое состояние здоровья.К сожалению, данные РМЭЗ до 1998 года не позволяли определить, готовли респондент приступить к работе незамедлительно, так что при анализеранних данных этот критерий не учитывался. Как отмечают К.В.
Маркова иС.Ю. Рощин (Маркова, Рощин, 2004, стр. 86), это не должно приводить кзначительному искажению результатов, т. к. более 90% индивидов, отнесённыхк безработным по остальным критериям, удовлетворяют и критериюготовности приступить к работе (по данным 1998-2001 гг.).СредняяМедианнаядлительностьдлительностьГодбезработицы, мес. безработицы, мес.1994-1995*6.34.41995-1996*8.65.91996-1998*13.69.41998-2000*12.38.62000-20017.65.32001-20027.25.02002-20036.24.32003-20046.54.52004-20056.94.8* ПРИМЕЧАНИЕ. При анализе первых четырёх панелей для определения безработицы не использовалсякритерий готовности приступить к работе.Табл.
1. Оценки средней и медианной продолжительности безработицы по данным РМЭЗ.В параграфе 3.4 приводятся результаты оценивания функции дожитиядля длительности безработицы по данным РМЭЗ 1994-2005 гг., полученные спомощью непрерывной модели конкурентных рисков (см. параграф 2.3) идискретной модели длительности (см. параграф 2.4). Оценки медианнойдлительности безработицы оказываются значительно ниже приводимых впредыдущих исседованиях. Так, дескриптивные статистики и графики оценокфункций дожития, приводимые в работах Фолея, Гроган и ван ден Берга иКарцевой,даютследующиеоценкимедианнойбезработицы:Гроган и ван ден Берг (данные 1994-1996 гг.) – 7 мес.,Фолей (1992-1994 гг.) – 14 мес.,Карцева (1994-2000 гг.) – 17,9 мес.19продолжительностиКак видно, оценки расходятся весьма сильно. Оценивание непрерывной моделис отсутствием временной зависимости даёт результат, отражённый в табл.
1.Практически к тем же числам приводит применение дискретной модели. Приучёте временной зависимости оценки средней и медианной продолжительностиоказываются ещё ниже.0.25вероятность выхода0.20.15КвадратичнаяКусочно-постояннаяКусочно-линейная0.1Эскпоненциальная0.050024681012141618202224длительность пребывания в состояниибезработицы, мес.Рис.4.Оценки функции риска выхода из безработицы, 1994-1996 гг. при разных спецификацияхвременной зависимостиДругое расхождение с результатами предыдущих исследований касаетсяформы функции риска. Оценивание функции риска без учёта индивидуальныхразличий безработных для различных спецификций временной зависимости поданным 1994-1996 гг. даёт результат, изображённый на рис.4, который явносвидетельствует о падении вероятности выхода из безработицы по мерепребывания в этом состоянии.
В то же время из графиков функций риска,приводимых в работах Гроган и ван ден Берга и Фолея (рис.5), следует, что вначале периода безработицы риск выхода почти равен нулю. Это расходится снашими оценками функции риска, но похоже на результаты случайногоэксперимента (см. рис. 1), что даёт основание считать найденную в раннихработах временную зависимость следствием смещения отбора. Отметим, чтонекоторые из полученных нами оценок свидетельствуют о существованииинтервала роста функции риска для данных 90-х годов (что совпадает с20выводами Фолея и Гроган и ван ден Берга), однако все наши оценки рискавыхода значительно превышают те, что приводятся в указанных работах.Чтокасаетсяданныходлительностинезавершённых состоянийбезработицы, публикуемых Росстатом, то на протяжении 90-х годов средняядлительность постепенно росла с 4.4 мес.
(1992 г.) до 9.7 мес. (1999 г.), а впериод 2000-2006 гг. колебалась в пределах от 8.2 до 9.1 мес. Однако связьдлительностей завершённых и незавершённых состояний неочевидна, для ихсравнениятребуютсядополнительныйанализ,которыйтребуетлибопривлечения информации о месячном притоке в состояние безработицы, либоналичия периода стабильности рынка труда, в котором приток в безработицубыл бы постоянен.В параграфе 3.5 для проверки полученных результатов привлекаютсяданные обследований НОБУС и ОНПЗ.
Эти данные содержат информацию онезавершённых состояниях безработицы, и для их анализа используется методсинтетической когорты, описанный в параграфе 2.2.Функция риска, (Foley, 1997).Функция риска, (Grogan, van den Berg, 1999)Рис. 5. Оценки функции риска в работах (Foley, 1997) и (Grogan, van den Berg, 1999).Так как Росстат включает в категорию безработных людей в возрасте от15 до 72 лет, то соответствующие возрастные группы были включены и ванализируемуюнамивыборкуизданныхРМЭЗ,чтобыобеспечитьсопоставимость результатов. На рис.6 приведены графики оценок среднейпродолжительности безработицы за период с 2000 по 2005 год, полученных на21основании данных РМЭЗ и ОНПЗ в предпосылке об отсутствии временнойзависимости. Видно, что хотя расхождение существует, в целом оба источникаданных свидетельствуют о средней длительности порядка 6-7 месяцев.Обследование НОБУС проводилось только в 2003 году, так что на егоосновании можно оценить среднюю продолжительность только для периода2002-2003 гг.
Хотя полученные оценки оказались неустойчивы к выборураспределения, описывающего длительность безработицы, наиболее сильноесвидетельство имеется в пользу оценки в 5.9 месяца.В параграфе 3.6 описываются результаты оценивания эконометрическоймодели длительности безработицы по данным РМЭЗ за период 2000-2005 гг. Вкачествеобъясняющихпеременныхиспользовалисьследующиеиндивидуальные и региональные характеристики:Пол и возраст.
С возрастом вероятность нахождения работы падает, авероятность выхода из рабочей силы растёт. Дамми-переменная пола неоказывает значимого влияния на вероятности трудоустройства и выхода израбочей силы (хотя значимым является её произведение с переменной опытаработы).средняя длительность безработицы, мес.8765РМЭЗ4ОНПЗ32102000-20012001-20022002-20032003-20042004-2005временной периодРис.
6. Оценки средней продолжительности завершённых состояний безработицы по данным РМЭЗи ОНПЗОбразование. Значимого влияния уровня образования на длительностьбезработицы не обнаружено.22Положение на рынке труда. Отсутствие опыта работы сильно уменьшаетвероятность трудоустройства, причём это влияние сильнее для мужчин, чем дляженщин.
Регистрация в государственной службе занятости не увеличиваетшансы найти работу, но зарегистрированные безработные меньше склонныпокидать состав рабочей силы.Семейное положение. Замужние женщины более склонны выходить израбочей силы. Впрочем, этот (вроде бы очевидный) вывод выявляется толькопри высоком уровне значимости (10%).Субъективная оценка богатства.
Индивиды, относящие себя к категориибедных, находят работу с меньшей вероятностью, чем остальные.Географические характеристики. Наименьшую вероятность выхода взанятость имеют жители посёлков городского типа (ПГТ). Сельские жителипроигрывают в этом отношении жителям областных центров, но заметновыигрывают у жителей ПГТ. Однако, в селе также выше вероятность выхода израбочей силы. В регионах с более высоким уровнем безработицы меньшевероятность нахождения работы и больше вероятность выхода из составарабочей силы.Временная зависимость.
Обнаружена сильная отрицательная временнаязависимость для вероятности выхода в занятость и немонотонная (вначалеотрицательная, затем положительная) зависимость для выхода из составарабочей силы. Индивиды, не работавшие в течение последних трёх лет, имеюттакую же вероятность найти работу или выйти из рабочей силы, как ибезработные, вообще не имеющие опыта работы.Временной эффект. В отличие от временной зависимости под временныхэффектом понимается изменение вероятности выхода из безработицы вотдельные периоды времени (например, годы) вне связи с продолжительностьюпребывания в безработице. Было обнаружено, что в 2003 и 2005 годувероятность выхода из рабочей силы была выше, чем в остальных.
Длявероятности трудоустройства значимого временного эффекта выявлено небыло.23Факторами, в наибольшей степени снижающими вероятность нахожденияработы, оказались:- отсутствие опыта работы,- проживание в посёлке городского типа,- продолжительность пребывания в состоянии безработицы.Вероятность нахождения работы в течение месяцавероятность нахождения работы0.350.30.25Мужчина с опытом работы0.2Мужчина без опыта работыЖенщина с опытом работы0.15Женщина без опыта работы0.10.053936333027242118159126300продолжительность пребывания всостоянии безработицы, мес.Рис. 7.
Вероятность нахождения работы в зависимости от пола,наличия опыта работы и времени пребывания в состоянии безработицыНа рис. 7 приведены модельные значения вероятности нахожденияработы в зависимости от пола и наличия опыта работы. Остальныехарактеристики безработных предполагались следующими:- индивиды живут в областном центре, но не в Москве или СанктПетербурге,- уровень безработицы в регионе проживания равен 5%,- индивиды имеют среднее, но не имеют высшего образования,- принадлежат к средней возрастной категории (25-49 лет),- не состоят в браке,- относят себя к средней категории при оценке собственного богатства(ни бедные, ни богатые),- временной эффект отсутствует (т.е.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
