Автореферат (1138391), страница 4

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

Текст из файла (страница 4)

Другими словами, можно предположить, чтомасштабирование субъективного уровня удовлетворенности систематическиразличается между индивидуумами. Пул-регрессия неявно предполагаетсравнимостьмеждуиндивидуумамишкалудовлетворенности.Еслиненаблюдаемые индивидуальные характеристики коррелируют со значениямиобъясняющихпеременных,удовлетворенностьвторамкахоценкивлияниякросс-секцийиэтихпеременныхпул-моделейнабудутнесостоятельны.Модель упорядоченного выбора для панельных данных может бытьпредставлена в виде: yit* =  i  xit '    it , i = 1,, N , t = 1,, T , где y it* - латентнаяпеременная, которая отражает субъективное благополучие индивида i в периодt. Наблюдаемый ответ на вопрос об удовлетворенности жизнью y it можетпринимать целые значения от 1 до 5.

Связь переменных задаетсясоотношением: yit = j   j 1 < yit*   j , где  j и  j 1 пороговые параметры.Таким образом, индивид выбирает ответ j, когда уровень субъективногоблагополучия лежит между порогами, соответствующими этому ответу, и ответизменяется, когда уровень благополучия превосходит пороговое значение.Вданнойформулировкеиндивидуальныеэффектыiнеспецифицированы конкретно. Они могут быть соотнесены и с фиксированнымии со случайными эффектами.Параграф 3.1 посвящен моделям с фиксированными эффектами.

Вобщем случае метод максимального правдоподобия дает несостоятельные18оценки параметров нелинейных моделей с фиксированными эффектами. Этопроисходит из-за проблемы несущественных параметров, которые в данномслучае представлены ненаблюдаемыми индивидуальными эффектами  i(Fernández-Val, 2009). Существует ряд эконометрических техник, направленныхна корректировку смещения оценок для нелинейных моделей (Hahn, Newey,Fernández-Val, Kim, Sun).Вдиссертациипроведенасистематизацияподходовоцениваниянелинейных моделей с фиксированными эффектами, рассмотренные методывпервые применены для исследования связи незарегистрированной занятости иудовлетворенности жизнью.

В частности использован подход, предложенныйГ. Чемберленом для решения проблемы несущественных параметров в моделяхбинарного выбора. Для нахождения оценок в случае упорядоченной зависимойпеременной в диссертационной работе был осуществлен переход к бинарнойпеременной таким образом, чтобы число изменений новой переменной быломаксимальным. Также использовался подход «минимального расстояния»(minimum distance (MD) estimator), предложенный М. Дасом и А. ван Соестом.Идея заключается в получении оценок коэффициентов  для всех J-1 бинарныханалогов зависимой переменной и согласовании их.J 1 J 1ˆ = arg min ( ˆ l  b) ' Aˆ lm ( ˆ m  b)bl =1 m =1,(4)где ˆl и ̂ m относятся к порогам l и m соответственно, Âlm - l,m блок весовойматрицы Â . М.

Дас и А. ван Соест предлагают выбирать матрицу Â такимобразом, что Aˆ = Vˆ 1 , где l,m блок матрицы Vˆ это:N   ln Lci ,lˆVlm = ˆ li =1   ln Lci ,m ˆm.(5)Lci ,l и Lci ,m – вклад i-го индивида в условное правдоподобие для порогов l и mсоответственно.19Другой путь получить состоятельные оценки — это использованиеобобщенного метода моментов (GMM). Истинное значение вектораудовлетворяет условию  ln LclE  = 0(6)для каждого порогового значения l {1,2,, J 1} , где Llc – функция условногоправдоподобия Г. Чемберлена для порога l.Набор данных уравненийиспользуется в качестве условий на моменты для оценивания GMM.Преимущество GMM заключается в получении робастной ковариационнойматрицы оценок параметров, в то время как MD – подход использует BHHH4 тип ковариационной матрицы, которая чувствительна к неправильнойспецификации модели.Подход М.

Даса и А. ван Соеста и оценки GMM дали близкие результаты.Как для мужчин, так и для женщин связь незарегистрированной занятости судовлетворенностью жизнью оказалась отрицательной в случае вынужденноговыбора этого вида занятости. В случае добровольного выбора такой эффектполучен лишь для мужчин согласно MD-оценкам (GMM-оценки не обнаружилиданной связи).В качестве проверки робастности полученных результатов к выборумодели, в работе выполнены оценки параметров моделей с фиксированнымиэффектамисиспользованиемпредложенныхупорядоченнойадаптированныхдискретнойМНКзависимойоценок(probitпеременнойadaptedсOLS),Б. ван Праагом и А.

Феррер-и-Карбонел. Последний методсостоит в вычислении квантилей стандартного нормального распределения,которые соотносятся с накопленными частотами различных категорийпорядковой зависимой переменной, вычислении вероятностей попадания4Оценивание матрицы производилось с использованием алгоритма, предложенного Berndt, Hall, Hall, Hausman(1974).20случайной величины в соответствующие интервалы и присвоении зависимойпеременной этих вероятностей.Стабильныевзаимосвязи,выявленныеранее,сохранилисьприиспользовании адаптированной МНК модели. Коэффициент перед статусомзанятости указал на негативное влияние незарегистрированного статусазанятости на удовлетворенность жизнью у мужчин, для женщин связь выборанезарегистрированной занятости с удовлетворенностью жизнью оказаласьстатистически незначимой.Впараграфе3.2выполненапроверкаробастностиполученныхрезультатов к ограничениям, накладываемым выбранной моделью на данные,путем использования модифицированных моделей со случайными эффектами,допускающих корреляцию ненаблюдаемых индивидуальных эффектов срегрессорами — подход Я.

Мундлака (Mundlak, 1978), расширенный для случаянесбалансированнойпанели.Я.Мундлакпредложилследующуюспецификацию: i | xi ~ N ( xi , 2 ),(7)где вектор xi — среднее по времени xit . Этот прием позволяет принять вовнимание возможную корреляцию между  i и xit .Выполненные в рамках диссертационной работы оценки для мужчин врамках указанной модели показали статистически значимое снижение ихудовлетворенности жизнью как в вынужденной, так и в добровольнойнезарегистрированной занятости, по сравнению с официально оформленнымитрудовыми отношениями. Для женщин полученные в рамках предположения(7) результаты совпадают с оценками, представленными в параграфе 3.1.Интерпретация данных результатов согласуется с предположением о том,чтоснижениеудовлетворенностижизнью,связанноеспереходомквынужденной незарегистрированной занятости, более существенно для мужчинпо сравнению с женщинами.

Другими словами, женщина имеет меньше21стимулов остаться в формальном секторе, что можно связать с тем, что еетрадиционная роль в социуме и семье не предполагает столь высокого значенияее трудовой деятельности в обеспечении семьи, как у мужчины.В связи с тем, что используемые ранее методологии оценки не позволяютполностью учесть возможные эффекты эндогенности статуса занятости идохода, в параграфе 3.3 предложена новая (разработанная автором данногодиссертационного исследования) эконометрическая модель, позволившаясостоятельно оценить параметры связи статуса занятости и удовлетворенностижизнью в условиях эндогенности некоторых объясняющих переменных.Модель представляет собой систему уравнений, часть которых описываетэндогенность в структурном виде.С большой вероятностью можно утверждать, что в уравнении,объясняющемэндогеннойудовлетворенностьхарактеристикой,жизнью,посколькустатусзанятостиявляетсяудовлетворенность,высокаясамооценка, оптимизм и т.п.

в свою очередь сами могут влиять на выборчеловеком статуса занятости. Несомненно, что доход влияет на самооценкиудовлетворенности жизнью и тоже должен быть включен в правую частьуравнения удовлетворенности жизнью. Но он тоже является эндогеннойхарактеристикой, поскольку может определяться как удовлетворенностьюжизнью, так и выбором статуса занятости. Оценки параметров модели без учетаданных эффектов, могут оказаться несостоятельными.В диссертации предложена следующая система уравнений, связывающаядоход и латентные переменные, соответствующие удовлетворенности жизньюи статусу занятости:sit*   sw wit*   sy y it   s ' xit   s  i   its **wwit   ws sit   wy y it   w ' xit   w i   it ,**y y it   ys sit   yw wit   y ' xit   y  i   it22(8)где s it {1,2,..., J } — уровень удовлетворенности и s it * — латентная переменная,отражающая субъективную непрерывную оценку удовлетворенности, wit {0,1} :1 — не оформлен на работе официально, работает по устной договоренности;0 — оформлен на работе официально, согласно договору, записи в трудовойкнижке и т.п.

Принятие решения о выборе работать без регистрации можетбытьописаноизменениеминдивидуальнойнепрерывной латентной переменной,  ,  —wit* . yitфункцииполезности—- доход i-го индивида в период t.параметры модели, x it — вектор экзогенных переменных,  i —инвариантные во времени ненаблюдаемые индивидуальные эффекты,  it —случайные слагаемые, изменяющиеся во времени и между индивидами.Вклад i-го индивида в функцию правдоподобия вычисляется следующимобразом5:Li  f ({si1 , wi1 , yi1},...,{siT , wiT , yiT } | xi )  T  f (sit, wit , yit | xi ,  i ) f ( i )d i ,(9) t 1где через xi обозначен вектор xi = (xi1, xi2 , …, xiT)’.В общем случае параметры модели не идентифицируемы, и для ихоценки необходимо наложить ограничения.

Очевидно, что существуютфакторы, которые определяют уровень удовлетворенности, но не влияют настатус занятости и доход, поэтому коэффициенты перед такими фактораминеобходимо положить равными нулю. По этому принципу в модель вводятсяшесть ограничений, которых оказывается достаточно, чтобы идентифицироватьоставшиеся коэффициенты.Для интерпретации результатов оценивается разностьE[sit* | wit  1, yit , xit , i]  E[sit* | wit  0, yit , xit , i](10)и разность вероятностей быть удовлетворенным (без латентных переменных):5Для простоты записи использовано единое обозначение плотности вероятностивеличинам относится плотность — ясно из аргументов функции.23f(  ) , к каким случайнымPr{sit  3 | wit  1, yit , xit ,  i }  Pr{sit  3 | wit  0, yit , xit ,  i }.(11)Таблица 1.

Характеристики

Список файлов диссертации