Диссертация (1138213), страница 12

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

Текст из файла (страница 12)

Это метод Ареллано-Бонда, согласно которомупервоначально осуществляется переход к уравнению в разностях (модель1.6), а затем все эндогенные перемененные инструментируются своимилагами.yit   yit 1  Zit   1MOit   2MIit  t   it(1.6)В качестве контрольных переменных Østbye и Westerlund взялипеременную «доля населения со средним образованием».

Отдельнооценивалась модель для миграции в зависимости от численности занятыхтрудоспособного возраста, производственной структуры региона, климата59(среднее число жарких и морозных дней в году), плотности населения. ДляНорвегии оказалось, что скорость расходимости составляет 3.9% в год (вмоделибезпеременной,контролирующейобразование),приэтомкоэффициент чистого миграционного прироста не оказывает влияния наконвергенцию, поскольку оказывается незначимым. Таким образом, средирегионов Норвегии не происходит сближения регионов, а наоборот,наблюдается расхождение. Если же рассмотреть миграцию отдельно какприток и отток мигрантов из региона, то скорость расходимостиувеличивается до 8.7%, при этом доверительный интервал для скоростирасходимости составляет 1.2-22%.

Исходя из этого результата, авторыделают вывод, что отток и приток мигрантов в регион имеет несимметричный эффект на региональную сходимость. Включение миграции вмодель еще больше увеличивает дифференциацию регионов Норвегии поВРП. Для Швеции получился противоположный результат. Скоростьрасходимости равна 2.8% в год в модели без переменной, контролирующейобразование и без миграции. Если же в модель включить переменнуюконтролирующую миграцию, то скорость сходимости равна нулю. Если жевключитьвмодельчеловеческийкапитал(численностьнаселения,закончивших колледж), то падение скорости расходимости в модели сразделением миграции на отток и приток будет меньше.

Авторы делаютвывод, что для шведского случая, миграция между регионами с различнымуровнем человеческого капитала имеет более значимый эффект наконвергенцию, чем миграция между аналогичными регионами. Такимобразом, в Норвегии наблюдается эффект расходимости регионов и с учетоммиграции этот эффект нарастает, а в Швеции, наоборот, дифференциациярегионов снижается при включении миграции.В статье (Peeters, 2008) проводится анализ взаимосвязи междумиграцией в регион и распределением среднедушевых доходов в 44муниципальных образованиях провинции Лимбург в северо-восточной частиБельгиинапространственныхданных.60Исследуетсятемпростасреднедушевых доходов, а также средние показатели миграции за 1991-2000гг.

Рассматривая нестандартную модель слабой абсолютной конвергенции,использован метод обобщенной максимальной энтропии (GeneralizedMaximumEntropy),ненаблюдаемуюкоторыйпозволятгетерогенностьвразделитьскоростинаблюдаемуюсходимости.Вимоделиконтролируется уровень образования на начало периода. Средняя скоростьсходимости оказалась равна 4.2% в год. Наибольший эффект от притокамигрантов получают первоначально более богатые муниципалитеты.ИсследованиевлияниявнутреннеймиграциивоВьетнаменарегиональную сходимость изучалось в работе (Phan, Coxhead, 2010).Интересен подход авторов к анализу влияния внутренней миграции намежрегиональныеразличия.PhanиCoxheadоцениваютвлияниемиграционного потока из одного региона в другой в прошлом периоде наизменение различий в доходах между этой парой регионов в текущемпериоде.

Таким образом, оценивалась модель вида:i g99Y02i Y99iI ij  j  j  0  1  j 02   2migij9499  Y02 Y99 g9902 Где i - индекс регионы выбытия, j - индекс региона прибытия; Y02i среднедушевой доход в провинции i в 2002 году; Y99i - среднедушевой доходiв провинции i в 1999 году; g9902 - темп роста ВРП в провинции i за период с1999 по 2002 год; mij9499 - миграционный поток из региона i в регион j запериод 1994-2002.Поскольку темп роста ВРП в такой модели - эндогенная величина,использовался метод инструментальных переменных для оценки такогоуравнения. В качестве инструмента взят лаг отношения темпов роста ВРП запериод 1994-2002. В работе показано, что влияние миграции на различия вдоходах между парами регионов может быть как положительным,отрицательным, так и незначимым вовсе. Эффект влияния зависит отрегиона, куда направляется мигрант.

Миграция оказывает сглаживающий61эффект между доходами регионов в том случае, когда в регионе прибытиябольшинство работников занято в экспортно-ориентированных отрасляхобрабатывающей промышленности. Это южные регионы Вьетнама. Авторыстатьи делают вывод, что в среднем миграция снижает дифференциацию подоходам. Однако этот эффект сильно варьируется в зависимости отпринимающей провинции.В статье (Niebuhr et al., 2011) анализируется влияние миграции насходимость заработных плат и уровней безработицы в Германии с 1995 по2005 год. Получено, что миграция способствует снижению различий вуровнях безработицы. В качестве эконометрических моделей рассмотреныдинамические модели на панельных данных для заработной платы и дляуровня безработицы.

Вклад миграции включался в модель следующимнабором показателей: суммарный миграционный отток и приток в регион,чистый миграционный поток, а также маятниковая миграция (community). Вмоделитакжеучитывалисьпространственныеэффекты,какпространсвтенный лаг зависимой переменной.В работе (Ozgen et al., 2010) проводится мета анализ эмпирическихработ, в которых изучается взаимосвязь между миграцией и конвергенциейпо доходам. Для 67 оценок коэффициентов модели условной бетаконвергенции получено, что взвешенная оценка скорости сходимости равна2.7%.

А увеличение на 1 процентный пункт чистого коэффициентамиграционного прироста ведет к увеличению темпов роста среднедушевыхдоходов на 0.1 процентный пункт. Используя оценки коэффициентов вкачестве наблюдений, авторы построили эконометрическую модель. Иполучили, что коэффициент при миграции в уравнении (1.3) при оцениваниина панельных данных или при использовании метода инструментальныхпеременных более низкий. Однако к противоположному эффекту ведет учетвысококвалифицированных мигрантов.Таким образом, в эмпирических работах также нет единства по поводувлияния миграции на межрегиональное неравенство. В приложении (Таблица62А.3) приведены сводные результаты влияния миграции на конвергенцию дляразных стран.1.5.3.

Исследования процессов межрегиональной дифференциациипо доходам в РоссииПриведем обзор работ, в которых исследовались процессымежрегиональной сходимости в России. В статье (Dolinskaya, 2002) изучаетсяэволюция межрегиональных неравенств в течение переходного периода вРоссии с 1991 по 1997 год. Используя матрицы переходов, получено, что врассматриваемый период времени выросла доля низкодоходных регионов исоответственно уменьшилась доля высокодоходных.

В работе строилисьупорядоченныепробитмодели.Вкачествезависимойпеременнойрассматривалось изменение среднедушевого дохода в регионе на конецпериода относительно начала периода, т.е. уменьшился, не изменился илиувеличился. В качестве независимых переменных в такой модели взяты: долядобывающей и обрабатывающей промышленности в региональном выпуске;доля национальных расходов на экономику в общих расходах в 1992 году;изменение этой доли; число предприятий, созданных за период с 1992-97 год,а также региональные дамми. Результаты показали, что более благополучныерегионы процветали за счет природных ресурсов и благоприятнойокружающейэффективности,благополучныесреды,сопротивляясьподдерживаярегионыбылиреорганизациитрадиционныевловушкеиповышениюпредприятия.бедностиАиз-заменеенизкойконкурентоспособности предприятий и недостаточности ресурсов дляреструктуризации экономики.В статье (Babetski, Maurel, 2002) анализируется сходимость российскихрегионов по уровням цен и среднедушевым доходам населения на основаниимесячных данных за период с февраля 1995 года по ноябрь 1999.Отличительной особенностью данной работы является то, что скоростьсходимости рассматривалась как функция от рыночных институтов таких,как макроэкономическая стабильность, либерализация цен, масштабы63приватизации, распад государственных предприятий.

Методология проверкисходимости основывалась на проведении тестов на наличие единичныхкорней на панельных данных. Оказалось, что регулирование цен и субсидиипроизводству снижают скорость сходимости для индекса потребительскихцен, в то время как приватизация увеличивает скорость сходимости. Авторыделают вывод, что рыночные институты способствуют конвергенции, агосударственные интервенции, наоборот, снижают скорость сходимости.В статье (Heshmati, 2004) анализируются межрегиональные неравенствав 4 крупнейших странах мира: две страны с переходной экономикой (Россияи Китай), страна с развивающейся экономикой (Индия) и индустриальнаястрана (США).

Характеристики

Список файлов диссертации