Моделирование российского рынка труда

Вакуленко Е.С. (Национальный исследовательский
университет «Высшая школа экономики»)
Гурвич Е.Т. (Экономическая экспертная группа)
Моделирование российского рынка труда
В работе исследуется взаимосвязь между основными агрегированными показателями
рынка труда. Одна из задач исследования - изучение влияния кризиса на рынок труда.
Экономисты неоднократно отмечали1, что российский рынок труда имеет ряд
специфических
особенностей,
отличающих
его
от
стандартных
представлений,
отражающих ситуацию на рынках труда развитых стран. По словам Р. Капелюшникова
российский рынок труда – это «многочисленные парадоксы и нестандартные модели
приспособления». В этой связи, изучение столь сложного и неоднозначного явления
особенно интересно и актуально. В то же время авторам неизвестны макроэкономические
модели российского рынка труда.
Для анализа использовались данные Росстата за период с января 1999 по декабрь
2011 года. В работе рассмотрены месячные данные численности занятых в экономике,
среднемесячная заработная плата, численность безработных, индекс потребительских цен,
оценки физического объема ВВП и цены на нефть. Для того чтобы проанализировать
влияние кризиса на основные характеристики рынка труда, в модели вводилась даммипеременная, которая делила весь рассматриваемый период на два подпериода:
докризисный (до августа 2008 года) и посткризисный.
Поскольку наблюдаемые показатели представляют собой некоторое равновесие,
сложившееся на рынке труда, для анализа мы строим модели двух типов: системы
одновременных уравнений и векторные модели коррекции ошибками.
Система одновременных уравнений (1) состоит из двух уравнений: одно уравнение
характеризует численность занятых в экономике, а второе – реальную заработную плату, а
также тождества, которое представляет собой определение численности безработных
через численность активного и занятого населения. Объясняющие переменные в
уравнении численности занятых: лаг занятости, реальная заработная плата, индекс
физических объемов ВВП, цена на нефть, дамми переменная «кризис» и переменные,
контролирующие сезонность. Регрессоры в уравнении для реальной заработной платы: лаг
1
Р. Капелюшников. "Какой рынок труда нужен российской экономике? Перспективы реформирования
трудовых отношений". Москва, ОГИ, 2003. Р.Капелюшников, Российский рынок труда: адаптация без
реструктуризации. М.: Высшая школа экономики, 2001.
1
реальной заработной платы, численность безработных, реальная производительность
труда, цена на нефть, дамми переменная «кризис», ИПЦ, сезонные дамми переменные.
Результаты оценивания модели (1) представлены в табл. 1.
12

labort  c  1labort 1   2 rwaget  3 phist   4 p _ oilt   5crisis    i dumi   t

i 2

12
(1)









rwage

c


rwage


unemp


phis
_
labor


p
_
oil


crisis


ipc


dum



t
1
t

1
2
t
3
t
4
t
5
6
t
i
i
t

i2

unempt  aktiv _ labort  labort
Векторная модель коррекции ошибками включает четыре уравнения, описывающие
реальную
заработную
плату,
реальную
производительность
труда,
численность
безработных и цены на нефть. Данную модель можно представить в следующем виде:
k 1
X t    X t 1   i X t i  Dt   t , t  1,
, T (2)
i 1
  1 L ;
  X t  коинтеграционное соотношение , которое показывает долгосрочные
зависимости между переменными; Dt - вектор дамми переменных (константа, линейный
тренд, сезонные дамми переменные, дамми переменная на кризис).
Заметим, что не всегда выводы, полученные по этим двум моделям, согласуются
между собой. Тем не менее, все же можно выявить некоторые устойчивые взаимосвязи.
Основной вывод работы – заработная плата в России характеризуется большей
гибкостью, чем занятость. Эластичность заработной платы по численности занятых выше,
чем эластичность численности занятых по реальной заработной плате. Еще одним
подтверждением того, что реальная заработная плата имеет большую гибкость, чем
численность занятых, может служить поведение этих переменных в период кризиса. В
большинстве моделей дамми на кризис для численности занятых оказывалась незначимой,
в то время как для реальной заработной платы, наоборот, данная переменная оказывалась
значимой и отрицательной. Это говорит о снижении реальной заработной платы во время
кризиса.
Таблица 1. Результаты оценивания систем одновременных уравнений (1).
Переменные
Занятость (t-1)
Занятость (t-12)
2
3
(1)
(1)
Занятость2
0.937***
(0.076)
-0.258***
Зарплата3
Оценивание уравнения занятости в системе (1).
Оценивание уравнения реальной заработной платы в системе (1).
2
(2)
С ИПЦ
Занятость
0.954***
(0.076)
-0.239***
(2)
С ИПЦ
Зарплата
Зарплата
Зарплата (t-12)
Индекс физического объема ВВП
Цена на нефть
Кризис
Март
Апрель
Май
Июнь
Июль
Август
Декабрь
(0.071)
0.001***
(0.000)
-0.001***
(0.000)
0.855***
(0.268)
-0.000
(0.000)
-0.057
(0.134)
0.412***
(0.101)
0.514***
(0.106)
0.760***
(0.101)
0.485***
(0.105)
0.529***
(0.087)
0.623***
(0.084)
-0.514***
(0.120)
Зарплата (t-1)
Численность занятых
Численность активных
Реальная производительность
труда
0.739***
(0.042)
0.211**
(0.090)
-142.184***
(48.048)
112.470***
(31.752)
297.861***
(43.348)
0.160***
(0.027)
89.869***
(18.584)
-89.869***
(18.584)
339.808***
(0.071)
0.001**
(0.000)
-0.000
(0.000)
0.846***
(0.262)
-0.192
(0.130)
0.456***
(0.100)
0.529***
(0.107)
0.765***
(0.101)
0.466***
(0.106)
0.512***
(0.088)
0.607***
(0.085)
-0.422***
(0.115)
(95.100)
103.345***
(31.083)
Февраль
ИПЦ
Константа
Число наблюдений
R-квадрат
18.860***
(2.895)
142
0.986
436.433**
(200.604)
142
0.992
16.632***
(2.884)
142
0.987
Примечание. ***, **, * — значимость на уровне 1%, 5%, 10% соответственно.
3
0.811***
(0.052)
0.299***
(0.096)
-40.864
(62.181)
134.920***
(32.027)
256.519***
(45.511)
0.199***
(0.029)
111.792***
(20.797)
-111.792***
(20.797)
321.880***
(93.954)
134.662***
(33.497)
-156.409**
(61.560)
640.542***
(219.558)
142
0.993