Читать «В тени регулирования. Неформальность на российском рынке труда» онлайн - страница 347
Коллектив авторов
125
Этот подход рекомендуется использовать при оценивании методом DID [Bertrand et al., 2004].
126
В целях экономии места не приводятся оценки по остальным переменным, включенным в уравнение.
127
Формулировка вопроса: «Сколько всего денег в течение последних 30 дней Вы лично получили? Пожалуйста, посчитайте все: зарплату, пенсии, премии, прибыли, пособия, материальную помощь, случайные заработки и другие денежные поступления, в том числе и в валюте, но валюту переведите в рубли».
128
На практике условие о пересечении совместных распределений наблюдаемых переменных означает, что при расчете оценок по методу M-DID используется информация только по тем индивидам из контрольной группы, чьи наблюдаемые характеристики близки к характеристикам одного или нескольких индивидов из группы воздействия. В оценках, полученных регрессионными методами, напротив, используются все наблюдения из контрольной группы.
129
Мы использовали среднее по 10 ближайшим соседям. Мы также экспериментировали с процедурой кернел-мэтчинга – результаты получаются практически идентичными, но сами расчеты занимают намного больше времени. Поэтому мы остановились на методе ближайшего соседа. Индексы соответствия рассчитывались по логит-модели с включением всех постоянных во времени и изменяющихся во времени контрольных переменных (так же как в МНК-регрессии из табл. П6-8). Мэтчинг производился по значению индекса. Для получения оценок использовалась пользовательская программа psmatch2 для Статы, написанная Левеном и Сьянези (Leuven and Sianesi).
130
Детализированные группы воздействия соответствуют следующим налоговым интервалам: 50-100 тыс. руб., 100–150 тыс. руб., 150–300 тыс. руб. и свыше 300 тыс. руб. в год (см. также табл. П6-6).
131
См. подробнее в примечаниях к табл. П6-11.
132
Этот подход был предложен в работе [Gorodnichenko et al., 2009], см. также: [Duncan, Sabirianova-Peter, 2009].
133
134
Для экономии места полные результаты не приводятся.
135
В работе [Duncan, Sabirianova-Peter, 2009] рассматривается эффект реформы на общий уровень занятости (без выделения формальной и неформальной занятости). Используя ту же методологию, они приходят к выводу о том, что ожидаемая вероятность нахождения работы в пореформенный период была значимо выше для индивидов из группы воздействия. Оценка эффекта находится в диапазоне от 0,09 до 0,14 в зависимости от того, используется выборка мужчин или женщин. Однако для получения подобных оценок необходимо экстраполировать значения доходов для индивидов, не имевших работы в пореформенный период, с тем, чтобы приписать их к контрольной группе или к группе воздействия. При оценке эффекта для новых занятых, получивших работу в пореформенный период, в этой процедуре нет необходимости.
136
Например, в своей аргументации Леманн и Пиньятти придают очень большое значение крайне низкому (почти нулевому) обороту между формальной самозанятостью, с одной стороны, и неформальной занятостью по найму и безработицей, с другой. На российском рынке труда этот оборот оказывается достаточно активным. (Скажем, поток, направляющийся из неформальной наемной занятости в формальную самозанятость, даже превосходит по интенсивности поток, направляющийся из нее в формальную наемную занятость.)
