Диссертация (1138392), страница 18
Текст из файла (страница 18)
Например, при оценке параметров модели методом наименьших квадратов, если один из регрессоров сильно «зашумлен», то коэффициент при этом регрессоре будет занижен, и это вызовет завышение оценок коэффициентов при других (точно измеренных) регрессорах. Во-вторых, практически все регрессоры в эмпирических моделях в первую очередь, относится к доходу и выбору статуса занятости.
Эндогенность приводит к смещению оценок параметров. Направление смещений зависит от знака коэффициента корреляции регрессора и случайного слагаемого (в„). Сильная корреляция одного из регрессоров в множественной регрессии может вызвать заметное смешение и несостоятельность оценок параметров и при других регрессорах. В-третьих, оценки, выполненные без учета панельного характера данных, могут быть не состоятельны из-за наличия ненаблюдаемых индивидуальных эффектов.
Причина несостоятельности оценок может быть описана следующим образом. Из случайного слагаемого в;, можно выделить компоненту (а,) инвариантную во времени для любого ~-го индивидууманенаблюдаемый индивидуальный эффект. Если значения регрессоров коррелируют с этой составляющей — возникает смещение оценок параметров в случаях, когда метод оценивания не учитывает данное явление. В-четвертых— не случайность выборки. В выборку в рамках представленного исследования, вошла лишь занятая часть населения. С целью проверки робастности окончательных выводов к выбору модели и метода оценивания, в настоящей работе приведены несколько вариантов оценок коэффициента у.
Средний уровень удовлетворенности жизнью для незарегистрированных работников составляет 3.08, а для официальных — 3.02. Этот результат опровергает негативную взаимосвязь статуса незарегистрированной занятости и уровня удовлетворенности. Но здесь возникает вопрос о том, является ли данное отличие значимым. Так как удовлетворенность жизнью представляет собой упорядоченную дискретную переменную, то на первом этапе исследования приведем результаты оценок влияния статуса неформально занятого на уровень счастья с помощью хорошо известной в эконометрике модели упорядоченного выбора (воспользуемся пробит моделью). Оценки выполнены для отдельных лет. Результаты эконом етричес кой оценки связи удовлетворенности жизнью и принадлежности к статусу незарегистрированной занятости представлены в работе А.В.
Аистов, Л.А. Леонова, 2011. Латентную переменную (прокси для значений функции полезности) запишем в линейном виде: у, =х,'ф+е, (2.3) где х; - вектор объясняющих переменных (включая статус занятости), р- вектор коэффициентов, е, - случайная компонента, имеющая стандартный нормальный закон распределения. Наблюдаемая дискретная переменная определяется латентной непрерывной переменной следующим образом: 1, если г, = — ~ < у < г,„ 2, если г„< у," < г... 3, если г, <у,*< г„ 4, ес.ли г4 < у," < г,, 5, если г, < у,* < г,, = ж (2.4) У,= где г„г„...,г, - пороговые значения. В результате может быть рассчитана вероятность наблюдаемого исхода: (2.5) Рг(у, ==) ~ х,) =- Г(гсл -х,'р)-Г(г, -х,'ф 1пЕ()),г,,...,г„у,х) = ~ у„1пРгф, =) х,) гл 96 (2.6) Положим у„" ), если у; — )', и будет равно у„— -О, в противном случае.
Тогда для выборки, включающей Х наблюдений (у„х), логарифм функции правдоподобия будет выглядеть, как: Для упорядоченной пробит модели ~" — интегральная функция стандартного нормального распределения. Оценки интересующих нас параметров выполнены методом максимального правдоподобия. В ходе тестирования в модель наряду с объясняющей переменной — статус занятости (1 - незарегистрированная занятость, 0 - оформленная официально), включены демографические переменные. Оценки найдены по годам для анализируемого периода 1998-2009гг. (за исключением 2001 года, когда в анкетах РМЭЗ-ВШЭ отсутствовал вопрос об официальном оформлении трудовых отношений).
Это позволяет проследить динамику, и понять, как изменялось соотношение между удовлетворенностью жизнью и неформальным статусом занятости. Полученные результаты систематизированы в табл. П2.2, П2.3 (см. Приложение). Рис. 2.5. Динамика предельных эффектов незарегистрированной занятости для вероятности являться «скорее удовлетворенным» жизнью, оу Источник: расчеты автора на базе Ю МБ-НЯЕ за период с 1998 по 2009г.
Из приведенных оценок предельных эффектов вероятности быть «скорее удовлетворенным» жизнью можно заключить, что знаки оценок коэффициентов достаточно стабильны во времени (рис. 2.5). Оценки коэффициента перед статусом занятости отрицательны и значимы на 5% уровне значимости для 2003, 2004, 2006, 2007 и 2008 и 2009 гг. Что позволяет не отвергать гипотезу о 97 б 4 !..у а, а. !4ь -2 -10 -т2 " 1 — Ф Предельный зфека -- е 95%доверительный ин1'ервал и- 99%доверительный интервал негативной взаимозависимости между статусом занятости и удовлетворенностью жизнью.
Заметим, в приведенных оценках нет контроля эндогенности. Для всех анализируемых годов, можно отметить, что удовлетворенность жизнью растет с увеличением дохода индивида. При этом мужчины, в среднем, менее удовлетворены жизнью, чем женщины. Подтверждена квадратичная зависимость удовлетворенности жизнью от возраста, найденная во многих исследованиях (например, В1апсЬЛоч ег, Оя~а1й, 2004а). С целью проверки устойчивости полученных результатов оценены модели с различными наборами объясняющих переменных для 2009 г. (табл. П.2.4, см.
Приложение) Оценка коэффициента при незарегистрированном статусе занятости позволяет говорить о более низком уровне удовлетворенности жизнью индивидов, не оформленных на работе официально по сравнению с теми, кто имеет трудовой контракт. Однако на кросс-секционных данных нет возможности учесть индивидуальные эффекты, которые, несомненно, оказывают влияние на показатели субъективного благополучия. Для контроля индивидуальных эффектов произведен переход к анализу панельных данных. ГЛАВА 3. ОЦЕНКИ СВЯЗИ УДОВЛЕТВОРЕННОСТИ ЖИЗНЬЮ С ВЫБОРОМ НЕЗАРЕГИСТРИРОВАННОЙ ЗАНЯТОСТИ, УЧИТЫВАЮЩИЕ ПАНЕЛЬНЫЙ ХАРАКТЕР ДАННЫХ В предыдущих главах проведен эконометрический анализ детерминант удовлетворенности жизнью и работой без использования панельных данных.
В данной главе рассмотрены эконометрические оценки для модели упорядоченного выбора с контролем корреляции ненаблюдаемых индивидуальных эффектов с регрессорами, с целью уточнения оценок связи удовлетворенности жизнью и выбора незарегистрированной занятости. Для того чтобы принять во внимание гетерогенность занятых индивидов, оцениваются модели с фиксированными и случайными эффектами. Проблема несущественных параметров (гисЫеп1а1 ра~итегва ргоЪ|ет), возникающая при оценке моделей с фиксированными эффектами, в случае нелинейных моделей ведет к несостоятельности оценок, полученных методом максимального правдоподобия (ММП) (Гегпапдег-Уа1, 2009).
В связи с этим для нахождения оценок используются подходы, основанные на максимизации функции условного правдоподобия, предложенной Г. Чемберленом (1980) для модели бинарного выбора. В рамках первого подхода, предложенного М. Дас и А, ван Соест, оценки параметров модели упорядоченного выбора выводятся из оценок для моделей бинарного выбора с помощью метода минимального расстояния (тшлта! Йпапсс еЯта1ог). В рамках второго подхода оценки получаются с помощью обобщенного метода моментов, условия на моменты для которого выводятся из функций условного правдоподобия для моделей бинарного выбора.
При оценке модели со случайными эффектами применяется подход, предложенный Я. Мундлак (1978) и расширенный в данной работе для случая несбалансированной панели. В связи с тем, что используемые ранее методологии оценки не позволяют полностью учесть возможные эффекты эндогенности статуса занятости и дохода, в данной главе предлагается развитие модели связи статуса занятости и удовлетворенности жизнью, представленное системой уравнений (Аистов, Ларин, Леонова, 2012). Для дальнейшего эконометрического анализа была сформирована панель данных с 1998 по 2009 гг.
Здравый смысл и исследования психологов говорят о том, что значения индивидуальной функции полезности зависят не только от наблюдаемых факторов (как доход и характеристики работы), но и от ненаблюдаемых параметров. Другими словами, можно предположить, что масштабирование субъективного уровня удовлетворенности систематически различается между индивидуумами. Пул регрессия неявно предполагает сравним ость между индивидуумами шкал удовлетворенности. Если индивидуальные черты коррелируют с другими характеристиками, то оценки влияния этих характеристик на удовлетворенность в рамках кросс-секций и пул-моделей будут смещены. Модель упорядоченного выбора для панельных данных может быть представлена в виде: у„=и, +х„',В+я„„~ =1,...,Ж, ~ =1„...,Т, где у,", - латентная переменная, которая отражает субъективное благополучие индивида 1 в период ~.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
