CC BY
146
ISSN 2311-875X (Online) ISSN 2073-2872 (Print)
Международные экономические отношения
ВЗАИМОСВЯЗЬ ЗАНЯТОСТИ И ПРОИЗВОДИТЕЛЬНОСТИ ТРУДА В СТРАНАХ ОЭСР И РОССИИ Егор Леонидович ДОМНИЧ
кандидат экономических наук, научный сотрудник, Институт экономических исследований ДВО РАН,
Хабаровск, Российская Федерация
chaosraven@yandex.ru
История статьи:
Принята 17.07.2015 Одобрена 04.08.2015
УДК 331.52; 311.31 JEL: C15, C22, F29, J21, J24
Ключевые слова: занятость, производительность труда, статистический анализ, ОЭСР, Россия
Аннотация
Предмет и тема. В статье освещаются результаты моделирования линейных взаимосвязей между занятостью и производительностью (ВЗП) в экономиках стран Организации экономического сотрудничества и развития (ОЭСР) и России в 1970-2012 гг. Цели. Исследование носит обзорный характер, имеет целью выявление важнейших паттернов взаимодействия между занятостью и производительностью в мировой экономике в долгосрочной перспективе.
Методология. Поставленные задачи реализованы методами структурного и регрессионного анализа на статистике ОЭСР с использованием автокорреляционных моделей с распределенным лагом и методологии анализа причинно-следственных связей. Результаты. В работе описаны ключевые тенденции изменения производительности труда и численности занятых в экономиках ОЭСР и России. Показано, что в экономиках стран -членов ОЭСР в течение последних 40 лет, в общем случае, наблюдались как положительные, так и отрицательные взаимодействия между занятостью и производительностью. Уточнены особенности формирования и структура лага взаимного влияния индикаторов. Область применения. Результаты исследования актуальны при планировании мероприятий по увеличению производительности труда в масштабах страны и рациональной организации национального рынка труда, реализации национальных интересов в экономике. Выводы. В обследованных экономиках статистически значимые взаимодействия ограничиваются текущим эффектом и эффектом с лагом в один год. Направленность и величина текущего эффекта специфичны для каждой страны и в рамках достаточно большой выборки стран может принимать как положительные, так и отрицательные значения. В то же время характер эффекта (положительный или отрицательный) с лагом в один год зависит не столько от страны, сколько от направления: идет ли речь о влиянии занятости на производительность, либо наоборот. В первом случае величина эффекта принимает устойчиво отрицательные значения, во втором - положительные.
© Издательский дом ФИНАНСЫ и КРЕДИТ, 2015
Введение
Занятость (спрос на трудовые ресурсы) и производительность труда являются социально значимыми объектами экономико-математического моделирования. Специфика данного вида моделирования выражается прежде всего в подходе к разграничению предмета моделирования между моделями разного типа. Статические модели спроса на трудовые ресурсы описывают поведение рационального нанимателя-капиталиста в ситуации рыночного равновесия на микроуровне исходя из сложившегося уровня производительности (заработной платы). Динамические модели спроса на труд описывают, во-первых, циклические взаимосвязи между количеством труда в экономике и производительностью, а во-вторых,
реакцию рынка труда на меры государственного регулирования [1]. Предлагаемое исследование находится в русле моделей второго типа и имеет целью уточнить паттерны взаимосвязи занятости и производительности (ВЗП) в современной экономике1.
Появление в массовом сознании тезиса о снижении спроса на труд и увеличении безработицы как следствии увеличения производительности отдельно взятого работника историки науки связывают с эпохой промышленной революции [2]. Опыт нескольких последних веков показал, что рост производительности под влиянием технологических инноваций не влечет долгосрочных
1 В международной терминологии - trade-off between employment and productivity.
эффектов вытеснения труда, однако вызывает безработицу в краткосрочном периоде. Работники отдельных категорий становятся ненужными в результате автоматизации производства либо менее эффективными по причине отсутствия необходимых навыков, что вынуждает фирму или увольнять их, или снижать масштабы производства и уходить с рынка.
В то же время повышение совокупного спроса на труд, как правило, приводит к ухудшению общего качества используемых трудовых ресурсов, вовлечению в экономические отношения все большего числа низкоквалифицированных работников, что, теоретически, отрицательно влияет на производительность в долгосрочном периоде [3]. Кроме того, в архаичных обществах или секторах экономики рост может обеспечиваться экстенсивным наращиванием численности рабочей силы без увеличения производительности. Помимо экономической эффективности и технологической целесообразности на результирующий (наблюдаемый статистически) эффект ВЗП оказывают влияние социальные и политические институты; их вклад трудно формализуем. Профессиональная содержательная интерпретация неких статистических паттернов в данном случае неизбежно содержит ряд существенных оговорок, а стремление получить простые и эффектные выводы чревато утратой логики процесса.
Именно поэтому проблематика ВЗП дезагрегируется на множество составляющих. Во-первых, с точки зрения направления связи, можно говорить о проблемах влияния занятости на производительность и проблемах влияния производительности на занятость. Проблемам первого типа в отечественной литературе традиционно уделяется наибольшее внимание [4, 5], тогда как вопросы снижения занятости под влиянием производительности более вдумчиво освещаются в зарубежных исследованиях, обыкновенно исходящих из либеральной модели рынка, допускающей значительную безработицу и массовые сокращения. Во-вторых, с точки зрения изучения факторов-катализаторов исследование ВЗП может концентрироваться на структурных характеристиках рабочей силы [3, 6-10], параметрах инновационного потока [11-13], роли профсоюзов [14-16] и других составляющих. Систематизация результатов таких исследований не дает возможности получить целостную картину проблемы ВЗП на современном этапе. Отсюда возникает потребность в более широком взгляде на проблематику явления,
основанном на актуальном и адекватном анализе эмпирических данных.
В настоящей работе автор делает попытку ответить на ряд вопросов. Какие методологические ограничения накладывает экономическая специфика изучаемого явления на построение теоретических моделей ВЗП? Каковы сложившиеся паттерны ВЗП в странах и регионах мира? Взаимна ли связь занятости и производительности и какие факторы ее обусловливают? Возможны ли ситуации, при которой ВЗП стабильно положительна? Насколько оценки ВЗП чувствительны к изменениям в методике эмпирического исследования?
В первой части статьи представлены результаты моделирования ВЗП в рамках динамического подхода для крупных групп стран на длительном интервале развития. Во второй части описаны ключевые тенденции изменения производительности труда и численности занятых в экономиках ОЭСР и России. В третьей части работы представлены результаты авторских оценок ВЗП. В заключение приведены выводы по исследованию.
Взаимосвязь между занятостью и производительностью в современном мире
В простейшем случае для 7-й страны в момент времени ^ спрос на труд связан с производительностью статической мультипликативной моделью вида:
Y Y H Т
it _ it it it
Pit Hit Tit Pit
(1)
где Y - выпуск (объем производства либо добавленная стоимость);
Р - численность населения;
Н - отработанные человеко-часы;
L - доля трудоспособного населения.
Три множителя в правой части уравнения (1) описывают часовую выработку, интенсивность и экономическую активность (вовлеченность) населения соответственно. Последний множитель, отвечающий за самую экстенсивную составляющую, может рассматриваться в качестве количественной оценки спроса натруд. Модель типа (1) естественнадля описания факторов интенсификации производства, широко и эффективно используется на предприятиях и структурных подразделениях. Но насколько она адекватна в анализе макроэкономических процессов? «Обратная» логарифмическая производственная функция, моделирующая спрос на труд, в данном случае имеет вид:
ТУНУ А = Д -А 1п^ -А 1п^-. (2)
Р Р Т Н
и и и и
Параметры уравнения (2) не могут быть адекватно
оценены с использованием методов стохастического
(регрессионного) анализа в смысле нахождения
состоятельной, эффективной и несмещенной оценки
каждого регрессора. Зависимая переменная Ьп /
Р и содержит показатели, которые используются в
первых двух регрессорах в правой части уравнения,
что обусловливает проблему эндогенности. Именно
поэтому в эмпирическом анализе уравнение (2)
сокращается до (3), где указанные регрессоры уже
присутствуют неявно в составе остатка ей:
ТУ А 1п Т- = р0 +Р1А 1п + 8,. (3)
Таким образом, эконометрическая оценка ВЗП весьма чувствительна к статистическому обеспечению расчетов, поскольку статистика часовой производительности часто недоступна.
В динамическом виде уравнение (3) может быть переписано как
АТ, = У 0 + У1А ^ + у 2 А ^ + УзАТ,г-1 + 0Й. (4)
Ни Ни-1
где п - временной лаг отклика.
Заметим, что спецификация (4) не вполне соответствует эконометрической записи динамических моделей, поскольку не учитывает авторегрессионного члена Ьи_п / Ри_п. На основании оценки уравнений (4) по 45 странам за 19802005 гг. исследователи выделяют ряд общих паттернов ВЗП (табл. 1).
Из анализа данных табл. 1 можно сделать следующие заключения. Во-первых, ВЗП в общем случае (столбец 1) статистически значима, отрицательна и не ослабевает на протяжении как минимум десятка лет с момента увеличения производительности2. Во-вторых, в сравнении с последними десятилетиями ХХ в., в начале XXI в. интенсивность ВЗП снизилась примерно в двое. Если в целом за 1980-2005 гг. увеличение производительности на 1% влекло снижение доли занятого населения на 0,6-0,7%, то на интервале 1995-2005 гг. величина эффекта снизилась в среднем до 0,35%.
Начало временного периода (1980 г.) в расчетах соответствует старту повышательной волны
2 В данном случае автор использует в качестве индикатора производительности не часовую выработку, а объем произведенного дохода на одного занятого, что, как было показано ранеее, не вполне корректно.
цикла, связанной с информатизацией, переводом экономического базиса на новую технологическую основу. Закономерно, что в начале периода снижение спроса на труд было наибольшим, в то время как к концу периода проявились компенсационные механизмы, создающие новые товарные ниши и виды экономической активности, стимулирующие социальную адаптацию.
В разрезе определенных категорий работников и групп стран диапазон изменения ВЗП составляет более двух раз в обе стороны. Снижение спроса на труд в меньшей степени затронуло наименее производительные категории работников, таких как женщины, молодежь и пенсионеры (столбцы 2,3,4). Интенсивность ВЗП в разрезе указанных категорий в 2-3 раза меньше, чем по совокупной рабочей силе; такая относительно низкая эластичность спроса может обусловливаться в том числе действием внеэкономических факторов социальной политики. Каждая из трех групп характеризуется особыми закономерностями, паттернами с точки зрения интенсивности ВЗП в рамках периодов и временных лагов.
Интенсивность ВЗП у женщин оставалась на уровне от -0,3 до -0,4% в течение всех 25 лет с 1980 по 2005 г., однако в 1995-2005 гг. значительно сократился временной лаг отклика. Увеличение производительности женского труда теперь вызывает снижение спроса на женские же рабочие руки на протяжении не более трех лет. Эффект увеличения производительности труда в модели действует одновременно с разнонаправленным с точки зрения занятости феноменом усиления трудовой эксплуатации женщин, в том числе частично его обусловливая. Очевидно также, что удельный вес женщин, занятых трудовой деятельностью, не может свободно изменяться в том же интервале, что и удельный вес занятого населения вообще. Сравнительная оценка технологического и социального эффектов при этом, как правило, сильно затруднена. Таким образом, сама по себе модель спроса на труд носит сугубо инструментальный характер, не раскрывая всей полноты социальной жизни.
Интенсивность ВЗП для молодых работников (в возрасте до 25 лет) находилась в интервале от -0,3 до -0,4%, сохраняя временной лаг отклика до 7 лет в начале периода, но полностью теряя значимость в 1995-2005 гг. Справедливо полагать, что во втором временном периоде наиболее полно проявились механизмы социальной адаптации молодежи.
s
л
= s се a & 2 - S
и Я и
S s
- s
n
s
о
n
л =
&
н U
s а
м
s =
о =
«
о &
и
Л и
® 3
Л Е
& S
« S
Л
Ü &
н U
й
- ч
и о се и
£ ^
S3 ч
PQ
н и
св &
м
о СО
се -
■t
т
■с =
= =
о
■'S
5, щ
о -fr - п
о
о &
СО
£ SS
S ® 2
¿1
ig SS
ac §
ae g
Ü SS <4
£ SS S ® 2
® g ac §
SS SS
ig SS
ac §
o\
¿1 2
ig SS
©
с
к
m
CS w
Типичными механизмами такого рода являются изменения в миграционной политике, системе образования, переподготовки и повышения квалификации.
Интенсивность ВЗП для работников пенсионного возраста оставалась значимой все 25 лет наблюдения, действуя с силой в -0,1% при увеличении производительности на 1%. Являясь весьма специфической категорией рабочей силы, пенсионеры в среднем не подвержены влиянию межвременных эффектов. Рост производительности труда оказывает единовременный шок, лишая рабочих мест, по-видимому, наименее эффективных из них. Значительная часть работников преклонных лет обладает достаточно высоким влиянием и сильной сделочной позицией, чтобы не потерять работу. Кроме того, часть рабочих мест изначально ориентирована на пенсионеров.
Оценка интенсивности ВЗП в разрезе стран с разным уровнем душевых доходов (столбцы 5, 6, 7, 5) наглядно демонстрирует проблемы увеличения производительности труда в так называемых «развивающихся» экономиках, пытающихся наверстать технологическую отсталость. В среднем, чем более низок начальный уровень дохода в экономике, тем более сильный и продолжительный шок оказывает увеличение производительности на уровень занятости. В том числе в странах со средне-низким и низким доходами увеличение производительности может обусловливать возрастающую по модулю отрицательную реакцию спроса на трудовые ресурсы. Рост производительности труда на 1% в таких странах нередко приводит к снижению удельного веса занятого населения на 1,5-2%, в то время как в странах с высоким и средневысоким доходами столь сильный эффект достигается лишь кумулятивным сложением эффектов за несколько лет.
Проблема отрицательной ВЗП наиболее актуальна для бедных и трудоизбыточных стран, где 1% роста производительности труда соответствует многомиллионной армии безработных. Огромное значение имеет демографический размер страны. Одинаковый по интенсивности эффект ВЗП в Китае, Индонезии и Перу де-факто имеет несоизмеримые последствия. При этом общая закономерность, зафиксированная в столбце а, справедлива и для каждой из групп стран по уровню дохода: на интервале 1995-2005 гг.
интенсивность ВЗП существенно меньше, чем в целом за 1980-2005 гг.
Таким образом, можно предположить, что рынок труда обладает фундаментальным свойством компенсировать первоначальный шок, вызванный ростом производительности. Однако при этом следует учитывать различия в половозрастной и профессиональной структурах занятых, начальный технологический уровень и развитость социальных институтов.
Занятость и производительность в экономиках стран ОЭСР и России
Многообразие факторов, воздействующих на поведение предпринимателя, и форм организации рынка труда определяет высокую вариабельность оценок ВЗП и, как следствие, востребованность многочисленных эмпирических исследований. Данное многообразие является следствием гетерогенности рабочей силы, затрат на рабочую силу, а также источником роста, обусловливающим повышение производительности [18, 19]. Рациональной исследовательской стратегией в этой связи представляется количественный анализ ВМЗП в странах, во-первых, не слишком отличающихся с точки зрения общественного устройства и институциональной организации, а во-вторых, предоставляющих статистику занятости и производительности, удовлетворяющую требованиям методологии, представленной ранее. Выполнение указанных требований, как правило, взаимосвязано.
Данные о часовой выработке Уи / Низмеренной по сопоставимой методике, доступны лишь по ограниченному кругу стран с высокими доходами, но не доступны, например, для таких крупнейших экономик, как Китай и Индия. Корректный сравнительный анализ ВЗП в национальных экономиках сегодня можно осуществить только в отношении стран, описанных в столбце 5 табл. 1, где изучаемое явление выражено довольно слабо. Сопоставление темпов прироста занятости и часовой выработки (реального ВВП, соотнесенного к фонду отработанного времени) в экономиках стран ОЭСР (Западной Европы, США, Турции, Республики Корея и Японии) и России (до 1991 г. - СССР) за 1971-2012 гг. показывает, что в среднем ВМЗП была для них слабо отрицательной и статистически незначимой (табл. 2, рисунок).
Паттерны ВЗП в рассматриваемых 20 странах неодинаковы ввиду объективных
институциональных, структурных и исторических различий. Условно можно выделить три группы стран с положительной (Республика Корея, Россия, Франция, Япония), нейтральной (Германия, Дания, Италия, Канада, Нидерланды, Швейцария, Швеция, Финляндия) и отрицательной ВЗП (Австралия, Бельгия, Великобритания, Испания, Новая Зеландия, Норвегия, США, Турция). Страновая специфика также находит отражение в описательной статистике макроиндикаторов (см. табл. 2). Средний темп прироста занятости по 20 странам за 40 лет не поднимался выше 1,9% и не опускался ниже 0,25%, а средний прирост производительности колебался в интервале от 1,2 до 5,5%. При этом вследствие значительных колебаний макроиндикаторов экономические итоги сорокалетнего развития стран сильно различаются.
Абсолютным лидером по темпам приращения производительности стала Республика Корея, часовая выработка в экономике которой к 2012 г. составляла 555,4% от уровня 1980 г. Прочие страны можно условно разделить на две неравномерные группы: с относительно высоким приростом производительности относительно начального уровня (200-350% в 2012 г. относительно уровня 1970 г.) и со сравнительно небольшим приращением производительности (155-200% за тот же период). К первой группе следует отнести Турцию (346%), Японию (328), Финляндию (310), Норвегию (279), Испанию (272), Францию (268), Германию (258), Великобританию (251), Бельгию (242), Данию (239) Нидерланды (219) и Италию (207%). Ко второй -США (202%), Швецию (200), Австралию (191), Канаду (177), Новую Зеландию (169) Швейцарию (164) и Россию (161%)3.
Наибольшее итоговое приращение занятости было достигнуто в экономиках Австралии и Канады (212 и 209% соответственно в 2012 г. к уровню 1970 г.). В промежуточную группу стран с итоговым приращением на уровне 160-190% вошли Турция (187%), Республика Корея (180), США (172), Новая Зеландия (170), Норвегия (163) и Нидерланды (158%). В группу с наименьшим приростом занятых в экономике (до 150%) попали Швейцария (142%), Испания (136), Франция и Германия (125), Италия (124), Бельгия (122), Великобритания и Швеция (119), Япония (117), Дания (113), Финляндия и Россия (111%). Страны, включенные в последнюю группу, ощутимо страдали от безработицы; в рамках
3 Итоговый темп прироста производительности в России измерен к уровню 1995 г. В 2012 г. он составил 161%.
§ S
* i * i * I
5 S
я =
я
S
«
о
о =
«
о &
U
§ ¡3
* i * i * I
5 S
я =
я
S
«
л
щ
о =
ч
о &
U
:= S
О -
И «
Si S
¡5 I
я =
я
3
н U
-
<N
« О
S ft
чС
« О
S ft
л ft
к =
ж
Взаимосвязь между занятостью и производительностью в 20 экономиках мира в 1971-2012 гг.
Темп прироста занятости, %
Источник: составлено по данным OECD Statistical Database. URL: http://stats.oecd.org.
отдельных интервалов в их экономиках имело место снижение численности занятых ниже уровня 1970 г. (в России - 1995 г.).
Впрочем, для обоих индикаторов приращение не было поступательным, прерываясь значительными снижениями. Наиболее резкие падения производительности отмечены в экономиках Финляндии, Турции, Испании, Республики Корея, Швеции. Колебания численности занятых в периоды роста безработицы характерны для Турции, Новой Зеландии, Финляндии, Швейцарии и Великобритании. О противоречивых тенденциях наращивания трудового потенциала и эффективности его использования свидетельствует превышение стандартных отклонений индикаторов над средними значениями, обыкновенное для большинства стран (см. табл. 2).
Отметим также, что, несмотря на опережающие темпы приращения производительности, эффективность использования трудовых ресурсов в большинстве стран с высокими доходами продолжает значимо отставать от уровня США. По состоянию на 2012 г. средняя часовая выработка (ВВП за час
отработанного времени) в США составила 64,1 долл., в то время как в Бельгии - 61,8 долл., в Нидерландах -
60.2, во Франции и Дании - 59,5, в Германии -
58.3, в Швейцарии - 55,1, в Швеции - 54,7, в Австралии - 53, в Испании - 50, в Финляндии -49, в Великобритании - 48,5, в Канаде - 47,3, в Италии - 46,7, в Японии - 40,1, в Новой Зеландии -37,8, в Республике Корея и Турции - 28,9, а в России - только 24 долл. Для Норвегии показатель составил 86,6 долл. (на 1/3 больше американского уровня), что объясняется монопродуктовой структурой экономики и небольшой численностью занятых.
В США же концентрируется наибольшая по численности рабочая сила. В 2012 г. в экономике страны было занято 141,5 млн чел., что больше, чем в России (70,9 млн чел.) и Японии (64,2 млн чел.) вместе взятых. Значительными трудовыми ресурсами располагают также Германия (41,6 млн чел.), Великобритания (29,5), Франция (27), Республика Корея и Италия (по 24,7), Канада (17,9) и Австралия (11,6 млн чел.). В то же время совокупная численность занятых в перечисленных 10 экономиках не сопоставима с трудовыми ресурсами Индии (486,5 млн чел.) и Китая (764,7 млн
чел.). Таким образом, несмотря на методическую чистоту используемых индикаторов, аналитические выкладки, полученные на материале экономик ОЭСР, переносить на проблематику ВЗП вообще следует весьма осторожно.
Взаимная связь занятости и производительности в экономиках ОЭСР
Каковы же причинно-следственные связи между занятостью и производительностью в рассматриваемых 20 экономиках? Рассмотрим динамические свойства индикаторов занятости и производительности как временных рядов (табл. 3). Далее выполнено исследование стационарности временных рядов с помощью тестов на единичный корень с противоположными нулевыми гипотезами - Дики-Фуллера (ADF) [20] и Квятковского-Филлипса-Шмидта-Шина (KPSS) [21]. Формулирование индикаторов в терминах темпов прироста обусловливает отсутствие единичного корня для большинства из них. Заметное исключение составляют Испания, где единичные корни обнаружены у индикатора занятости в тесте ADF и производительности в обоих тестах, а также
Россия, где индикатор производительности содержит единичный корень в обоих тестах. Признаки присутствия единичного корня обнаруживают индикаторы занятости Нидерландов, Новой Зеландии, Республики Корея, Франции, Швейцарии и Швеции. В то же время в большинстве своем индикаторы не обнаруживают признаков единичного корня, что существенно облегчает дальнейший корреляционно-регре ссионный анализ.
Количество лагов для теста ADF выбиралось с помощью информационного критерия Шварца.
Нулевая гипотеза теста KPSS: единичный корень отсутствует.
В тесте KPSS использованы стандартные ошибки в форме Ньюи-Уэста.
Тесты реализованы с константой и трендом в спецификации.
Жирным курсивом выделены значения, опровергающие нулевые гипотезы тестов на единичный корень.
Тест Грэнджера выполнен для двух временных лагов.
Таблица 3
Результаты тестов на единичные корни и причинно-следственные связи
Тесты на единичный корень
Тест Грэнджера
Занятость Производительность Н0: Н0: занятость не влияет на производительность
Страна ADF KPSS ADF KPSS производительность не влияет на занятость
Австралия -5,261 0,097 -6,877 0,072 0,284 0,010
Бельгия -4,119 0,063 -6,952 0,066 0,170 0,076
Великобритания -4,750 0,043 -4,611 0,104 0,227 0,030
Германия -4,949 0,061 -4,606 0,088 0,182 0,339
Дания -4,761 0,055 -6,739 0,108 0,479 0,004
Испания -1,856 0,113 -3,400 0,191 0,437 0,185
Италия -4,084 0,061 -5,367 0,092 0,704 0,084
Канада -4,384 0,105 -4,230 0,092 0,104 0,156
Нидерланды -3,866 0,158 -4,234 0,132 0,928 0,012
Новая Зеландия -3,277 0,086 -5,112 0,059 0,091 0,592
Норвегия -4,550 0,124 -3,781 0,142 0,033 0,057
Республика Корея -4,683 0,088 -7,456 0,196 0,386 0,363
Россия -3,985 0,118 -3,166 0,160 0,752 0,132
США -5,051 0,133 -6,162 0,081 0,251 0,002
Турция -5,516 0,086 -6,963 0,038 0,403 0,828
Финляндия -3,629 0,070 -5,802 0,109 0,241 0,038
Франция -4,013 0,075 -5,975 0,274 0,881 0,562
Швейцария -3,328 0,065 -6,728 0,441 0,110 0,267
Швеция -4,969 0,152 -4,102 0,086 0,651 0,032
Япония -3,876 0,089 -6,207 0,057 0,032 0,035
Критическое значение (5%) -3,527 0,146 -3,524 0,146 - -
Примечания. Нулевая гипотеза теста АБЕ: единичный корень присутствует.
Формальный анализ причинно-следственных связей с использованием теста Грэнджера (см. табл. 3) позволяет выделить три группы стран ОЭСР. Первая и самая многочисленная группа (Австралия, Бельгия, Великобритания, Дания, Италия, Нидерланды, США, Финляндия, Швеция) характеризуется статистически значимой зависимостью производительности от занятости. Для второй группы стран, в которую входят Германия, Испания, Канада, Новая Зеландия, Республика Корея, Россия, Турция, Франция, Швейцария, характерно отсутствие какого-либо ВЗП. Наконец, только для экономик Норвегии и Японии характерны значимые влияния как занятости на производительность, так и производительности на занятость. Отсюда получаем новую условную группировку стран, которую будем использовать далее.
Таким образом, ни в одной из 20 исследуемых экономик не удалось зафиксировать паттерны, когда производительность (часовая выработка) статистически значимо и односторонне воздействует на занятость. Такой результат очевидным образом противоречит как цитированным результатам предшественников (см. табл. 1), так и значительному числу исследований теоретического плана, использующих рис. 1 в качестве отправной точки
построений. Заметим, что результаты, полученные для тех же стран на основании аналогичной методики, но с другими макроиндикаторами занятости и производительности, могут существенно различаться. Здесь же мы используем индикаторы, наиболее точно оценивающие и различающие занятость и производительность как тесно связанные, но не тождественные друг другу статистически процессы. Для большинства стран была выявлена высокая автокоррелированность индикаторов занятости и производительности с наибольшей значимостью лага в один год.
Итак, предварительное тестирование данных позволяет предложить следующие динамические модели для формализации ВЗП по направлениям влияния занятости на производительность (5) и производительности на занятость (6):
А = ßo + РА + ß2AL^ + ßsA Y't-1
+ Б„
Y Y
ALÜ = Yo +YiA-^ + Y 2 A-f^ + Y3A4-1 + 0 lt.
Hit Hit-i
(5)
(6)
В исследовании были получены МНК-оценки авторегрессионных моделей с распределенным лагом типа (5) и (6) (табл. 4 и 5). Их адекватность
Таблица 4
Результаты оценки динамических уравнений для производительности
Страна ß0 ß1 ß2 ß3 adj По тесту Харке-Бера p-value (e7) По тесту Бройша-Годфри p-value (eiV) По тесту Уайта р-уа1не (ей)
Австралия 3,136*** -0,324** -0,315** -0,272* 0,271 0,522 0,406 0,389
Бельгия 1,626*** -0,299 -0,271 0,344** 0,157 0,391 0,248 0,514
Великобритания 1,991*** -0,180 -0,538* 0,201 0,207 0,002 0,880 0,267
Дания 1,807*** 0,397* -0,763*** 0,162 0,242 0,947 0,381 0,080
Италия 1,322*** 0,424 -0,894** 0,347** 0,215 0,672 0,877 0,177
Нидерланды 1,227*** 0,295 -0,666*** 0,516*** 0,430 0,998 0,993 0,113
США 2,099*** -0,034 -0,255** -0,040 0,122 0,307 0,174 0,419
Финляндия 1,880*** 0,454*** -0,664*** 0,306** 0,351 0,296 0,591 0,013
Швеция 1,206*** 0,118 -0,407** 0,349** 0,221 0,573 0,609 0,571
Германия 0,898*** 0,164 -0,337* 0,612*** 0,380 0,877 0,808 0,015
Испания 0,963** -0,359*** 0,168 0,647*** 0,612 0,000 0,087 0,375
Канада 1,333*** -0,083 -0,216* 0,390*** 0,206 0,002 0,216 0,910
Республика Корея 4,323*** 0,180 -0,010 0,162 0,040 0,005 0,629 0,974
Россия 2,480** 0,031 0,646** 0,102 0,150 0,064 0,998 0,050
Турция 4,557*** -1,336*** 0,321 0,038 0,310 0,333 0,887 0,667
Франция 1,202** 0,786** -0,786** 0,483*** 0,277 0,268 0,062 0,907
Швейцария 1,175*** 0,413* -0,540** 0,075 0,077 0,444 0,019 0,388
Новая Зеландия 1,362*** -0,530** 0,192 0,260 0,089 0,037 0,210 0,936
Норвегия 1,088*** -0,588*** 0,135 0,739*** 0,584 0,461 0,565 0,962
Япония 1,969*** 1,123*** -0,513 0,231 0,250 0,034 0,512 0,887
* Значимость на уровне 10%. ** Значимость на уровне 5%. *** Значимость на уровне 1%.
Таблица 5
Результаты оценки динамических уравнений для занятости
Страна Yo Y 1 Y 2 Y з ad] По тесту Харке-Бера p-value (0Й) По тесту Бройша-Годфри p-value (0Й) По тесту Уайта р-уа1не (0Й)
Австралия 1,363* -0,370** 0,199 0,390** 0,287 0,000 0,079 0,855
Бельгия 0,398 -0,070 0,004 0,451*** 0,198 0,102 0,505 0,129
Великобритания -0,329 -0,057 0,275*** 0,654*** 0,428 0,058 0,146 0,094
Дания -0,649** 0,194* 0,192* 0,487*** 0,279 0,568 0,149 0,031
Италия -0,035 0,087 0,049 0,602*** 0,293 0,046 0,261 0,999
Нидерланды -0,023 0,150 -0,001 0,753*** 0,428 0,418 0,025 0,137
США -0,129 -0,075 0,529** 0,524*** 0,263 0,474 0,203 0,808
Финляндия -1,060** 0,367*** 0,051 0,793*** 0,533 0,158 0,004 0,005
Швеция -0,351 0,109 0,213 0,577*** 0,305 0,159 0,002 0,056
Германия 0,161 0,115 -0,077 0,575*** 0,255 0,041 0,013 0,549
Испания 0,508 -0,642*** 0,477** 0,734*** 0,634 0,000 0,282 0,342
Канада 0,698 -0,140 0,418** 0,374** 0,168 0,000 0,288 0,955
Республика 0,373 0,093 0,110 0,173 0,075 0,000 0,414 0,995
Корея
Россия 0,890 0,028 -0,109 0,175 0,050 0,189 0,036 0,055
Турция 1,655*** -0,263*** 0,094 0,262* 0,344 0,516 0,726 0,042
Франция -0,079 0,152** -0,049 0,639*** 0,339 0,769 0,109 0,545
Швейцария -0,060 0,188* 0,123 0,631*** 0,386 0,000 0,111 0,000
Новая Зеландия 0,421 -0,232** 0,290*** 0,612*** 0,419 0,439 0,828 0,129
Норвегия 0,245 -0,340*** 0,417*** 0,614*** 0,540 0,927 0,013 0,772
Япония -0,532*** 0,151*** 0,104* 0,413*** 0,504 0,034 0,732 0,011
* Значимость на уровне 10%. ** Значимость на уровне 5%.
*** П __1П/
*** Значимость на уровне 1%.
критическим образом зависит от статистических свойств остатков уравнений е и 0 и прежде всего вида их распределения, наличия серийной корреляции и степени постоянства дисперсии. В этой связи остатки уравнений проверялись с использованием тестов Харке-Бера, Бройша-Годфри и Уайта соответственно.
На основании сопоставления данных табл. 4 и 5 можно заключить, что оценки, полученные из уравнения (5), для большинства стран в целом состоятельнее и надежнее, чем уравнения (6). В том числе динамика занятости в Республике Корея и России, по-видимому, не может быть объяснена изменениями в производительности вообще, коль скоро коэффициенты у0, у1 , у2 и у3 для этих стран незначимы и, согласно тесту Вальда, с высокой долей вероятности равны нулю. Связь между производительностью и занятостью в основных экономиках ОЭСР на сорокалетнем интервале -явление гораздо более явное и устойчивое, нежели связь обратная.
Решения уравнения (6) для большинства стран характеризуются более высоким скорректированным
коэффициентом детерминации чем уравнения (5), т.е. независимые переменные в них объясняют сравнительно большую часть дисперсии индикатора, динамика которого является объектом моделирования. Однако большая часть дисперсии темпа прироста занятости в уравнениях (6) объясняется автокорреляционной компонентой
1, при том, что вклад индикаторов производительности в большинстве стран несущественен. В том числе динамика занятости в Бельгии, Италии, Нидерландах, Швеции и Германии при таком составе регрессоров объясняется исключительно автокорреляционной компонентой. Руководствуясь соображениями оптимизации эконометрической спецификации, уравнения (6) было бы логичнее переписать в виде авторегрессионных функций 1-го порядка. Но в таком случае, с экономической точки зрения, речь идет о неких внутренних процессах формирования и поддержания спроса на труд, что выходит за пределы проблематики исследования.
Напротив, в уравнениях (5) авторегрессионная компонента Л^ы /Нь1) не играет критической роли
при объяснении динамики производительности. Темп прироста занятости является здесь значимым и существенным предиктором в большинстве стран. Однако и в данном случае проблематика ВЗП представляется вторичной. Гораздо большую роль в изменении производительности в стране играют некоторые прочие факторы экономического окружения, вклад которых обозначен константой Р0. Вклад таких факторов (очевидно, разных для каждой страны) статистически значим и строго положителен, т.е. имеет критическое значение для роста и поддержания некоторого автономного уровня производительности в национальных экономиках.
В связи с этим интересно провести аналогию с автономным уровнем индикаторов занятости у0 в уравнениях (6), который, как правило, либо статистически незначим, т.е., де-факто, институционально не поддерживается. Исключение составляют экономики Австралии и Турции, где он статистически значим и положителен, и экономики Дании, Финляндии и Японии, где он статистически значим и отрицателен.
Непосредственное отношение к проблематике ВЗП имеют коэффициенты Р1, Р2, у1 и у2. Их распределение образует ряд паттернов, важных для содержательных результатов исследования. Коэффициенты Рр и у1 описывают текущую взаимосвязь между занятостью и производительностью и потому попарно соответствуют друг другу для каждой из стран. В половине стран (т.е. в десяти) ВЗП в рамках текущего года не регистрируется. В пяти странах (Австралии, Испании, Новой Зеландии, Норвегии, Турции) отмечена устойчивая отрицательная взаимосвязь. В то же время в других пяти странах (Дании, Финляндии, Франция, Швейцарии, Японии) увеличение числа занятых в течение сорока лет, как правило, сопровождалось ростом производительности.
Значительный интерес вызывает распределение лаговых эффектов Р2, и у2. Здесь обращают на себя внимание два характерных паттерна. Первый описывает устойчиво отрицательную связь между прошлогодними темпами роста занятости и текущими темпами роста производительности в уравнениях (5). Отрицательный и статистически значимый коэффициент Р2 характерен для экономик Австралии, Великобритании, Германии, Дании, Италии, Нидерландов, Канады, США, Швеции, Финляндии, Франции, Швейцарии. Интересным исключением, не вписывающимся в паттерн, здесь
является статистически значимый и положительный коэффициент Р 2 в экономике пореформенной России.
Второй паттерн заключается в устойчиво положительной связи между лаговыми значениями производительности и текущими значениями занятости в уравнениях (6) у2, характерный для восьми экономик: Великобритании, Дании, Испании, Канады, Новой Зеландии, Норвегии, США и Японии. Для остальных экономик ОЭСР и России такая связь статистически не значима. Расчеты показали, что введение в уравнения (5) и (6) лаговых переменных 2-го и более порядков лишено экономического смысла, что корреспондирует с выкладками табл. 1, указывающих на отсутствие долгосрочных связей между занятостью и производительностью в экономиках стран с высокими доходами.
Интерпретируя полученные результаты, нужно учитывать неодинаковое качество полученных уравнений, имея в виду нарушения предпосылок МНК. В частности, в табл. 5 остатки уравнений связи производительности и занятости, полученные для Великобритании, Испании, Канады, Новой Республики Корея, России и Японии, далеки от нормального распределения. В данных, представленных в табл. 6, ситуация еще более сложная. Нарушения гипотезы о нормальном распределении остатков характерны для уравнений, описывающих связь занятости и производительности в экономиках Австралии, Великобритании, Германии, Испании, Италии, Канады, Республики Корея, Швейцарии и Японии. Кроме того, в остатках уравнений по экономикам Нидерландов, Норвегии, России, Финляндии и Швеции фиксируется серийная корреляция, а по экономикам Дании, России, Турции, Финляндии, Швеции, Швейцарии и Японии - гетероскедастичность остатков. Однако на вопрос о том, оказывают ли такие нарушения существенное воздействие на коэффициенты уравнений, следует ответить отрицательно. Проверка робастности показала, что при любом разумном изменении спецификации коэффициенты уравнений сохраняют свой знак. В то же время сравнивать их между собой, суммировать и производить расчет неких полных эффектов на данном этапе проработки, очевидно, нельзя.
Обсуждение результатов и заключение
Многие аспекты ВЗП на современном этапе разработки проблематики могут быть изучены только на основании формальных аналитических моделей. Очевидно, что их адекватность во многом зависит
от справедливости неких априорных представлений о сущности и характере рассматриваемых зависимостей. В частности, следует с осторожностью воспринимать результаты целого класса работ, моделирующих воздействие производительности на занятость. Как показало настоящее исследование, модель с адекватной спецификацией не возвращает оценок, свидетельствующих о существовании такой связи в технологически наиболее продвинутых экономиках современного мира. Исходя из выводов автора, занятость является эконометрически - жестко автокоррелированным процессом, а экономически -явлением, замкнутым на внутренние факторы формирования.
Напротив, факторный анализ производительности, по-видимому, является перспективным направлением. Однако занятость сама по себе не является фактором, способным объяснить значимую часть изменения производительности в развитых странах. Динамика производительности в современной экономике объясняется комплексом технологических и институциональных факторов, задающих некий автономный уровень приращения эффективности труда. При этом автономный уровень темпов прироста трудовых ресурсов в большинстве экономик не поддерживается.
В экономиках стран ОЭСР в течение последних 40 лет наблюдались как положительные, так и отрицательные взаимодействия между занятостью и производительностью. В развитых экономиках с высоким уровнем доходов статистически значимые взаимодействия ограничиваются, как правило, текущим эффектом и эффектом с лагом в один год. Направленность и величина текущего эффекта специфична для каждой страны, и в рамках достаточно большой выборки стран может принимать как положительные, так и отрицательные значения. В то же время характер эффекта (положительный или отрицательный) с лагом в один год зависит не столько от страны, сколько от направления: идет ли речь о влиянии занятости на производительность, либо наоборот. В первом случае величина эффекта принимает устойчиво отрицательные значения, во втором - положительные.
Моделирование ВЗП в экономиках России и Республики Корея на основании унифицированной методики не позволило получить статистически значимых результатов, что указывает как на ограничения использованной методики, так и на возможную нелинейность таких связей в экономиках двух стран.
Список литературы
1. Addison J.T., Portugal P., Varejao J. Labour Demand Research: Towards a Better Match between Better Theory and Better Data // Labour Economics. 2014. Vol. 30. P. 4-11
2. Eriksson C. Is there a trade-off between employment and growth? // Oxfrord Economic Papers. 1997. № 49. P. 77- 88.
3. Boulhol H., Turner L. Employment-productivity trade-off and labour composition / OECD Economics Department Working Paper. 2009. № 698. 42 p.
4. Гуртов В.А., Питухин Е.А., Серова Л.М., Сигова С.В. Прогнозирование динамики спроса на рынке труда на различных фазах развития кризисных процессов в российской экономике // Проблемы прогнозирования. 2010. № 2. С. 84-98.
5. Френкель А.А. Прогнозирование производительности труда: методы и модели. М.: Экономика, 2007. 221 с.
6. Abowd J.M, Crepon B., Kramarz F. Moment Estimation with Attrition // Journal of the American Statistical Association. 2001. Vol. 96. Iss. 456. P. 1223-1231.
7. Abowd J.M., Kramarz F., Margolis D. High Wage Workers and High Wage Firms // Econometrica. 1999. Vol. 67. Iss. 2. P. 251-333.
8. Arellano M., Bond S. Some Tests of Specication for Panel Data: Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations // Review of Economic Studies. 1991. Vol. 58. Iss. 2. P. 277-297.
9. Lichter A., PeichelA., Siegloch S. The Own-wage Elasticity of Labor Demand: A Meta-regression Analysis. IZA Discussion Paper 7958. Bonn: Institute for the Study of Labor, 2014.
10. Martins P.S. Dismissals for Cause: The Difference that Just Eight Paragraphs Can Make // Journal of Labor Economics. 2009. Vol. 27. No. 2. P. 257-279.
11. Dachs B., Peters B. Innovation, employment growth, and foreign ownership of firms A European perspective // Research Policy. 2014. Vol. 43. Iss. 1. P. 214-232.
12. Heckman J. Estimates of a Human Capital Production Function Embedded in a Life-Cycle Model of Labor Supply / Household Production and Consumption. NBER, 1976. URL: http://nber.org/chapters/c3963.pdf.
13. Lachenmaier S., Rottmann H. Effects of innovation on employment: A dynamic panel analysis // International Journal of Industrial Organization. 2011. Vol. 29. Iss. 2. P. 210-220.
14. Abowd J.M. The Effect of Wage Bargains on the Stock Market Value of the Firm // American Economic Review. 1989. Vol. 79. Iss. 4. P. 774-800.
15. Catalan L.D., Villanueva E. Collective Bargaining and Unemployment During the Great Recession: Evidence for Spain. Mimeo: University of Minnesota. 2012.
16. Carneiro A., Portugal P., Varejao J. Catastrophic Job Destruction During the Portuguese Crisis // Journal of Macroeconomics. 2014. № 39. Part B. P. 444-457.
17. Ark, van B. Trade off between productivity and employment in transition economies: An international comparison / Economic growth and structural features of transition, ed. by E. Marelli and M. Signorelli. Palgrave Macmillan Publisher, 2010.
18. Ben Salha O. Does economic globalization affect the level and volatility of labor demand by skill? New insights from the Tunisian manufacturing industries // Economic Systems. 2013. № 37. P. 572-597.
19. Hamermesh D.S. Labor Demand. N.Y.: Princeton University Press, 1993.
20. Dickey D.A., Fuller W.A. Distribution of the Estimators for Autoregressive Time Series with a Unit Root // Journal of the American Statistical Association. 1979. Vol. 74. Iss. 366a. P. 427-443.
21. Kwiatkowski D., Phillips P.C.B., Schmid P., Shi Y. Testing the null hypothesis of stationarity against the alternative of a unit root // Journal of Econometrics. 1992. Vol. 54. Iss. 1-3. P. 159-178.
ISSN 2311-875X (Online) ISSN 2073-2872 (Print)
A TRADE-OFF BETWEEN EMPLOYMENT AND LABOR PRODUCTIVITY IN RUSSIA AND OECD COUNTRIES
International Economic Relations
Egor L. DOMNICH
Economic Research Institute, Far Eastern Branch of Russian Academy of Sciences, Khabarovsk, Russian Federation chaosraven@yandex.ru
Article history:
Received 17 July 2015 Accepted 4 August 2015
JEL classification: C15, C22, F29, J21, J24
Keywords: employment, labor productivity, statistical analysis, OECD, Russia
Abstract
Importance The article overviews the results of modeling linear relationships between employment and productivity in the countries of the Organization for Economic Cooperation and Development and Russia in 1970-2012.
Objectives The research provides a general overview and identifies the crucial patterns of relationships between employment and productivity in global economy in the long run. Methods The objectives are addressed using a structural and regressive analysis, OECD statistics, autocorrelation distributed lag models and a methodology for analyzing the cause-and-effect relations.
Results The research describes the key trends in changing labor productivity and the number of employed in OECD economies and Russia. I also clarify the specifics of the formation and structure of lag of indicators' mutual influence.
Conclusions and Relevance In the economies under study, statistically significant interactions are limited with the current effect and effect with a year lag. The research outcome may be useful to plan activities for increasing labor productivity nationwide, organizing the national employment market, and securing national interests in the economy.
© Publishing house FINANCE and CREDIT, 2015
References
1. Addison J.T., Portugal P., Varejao J. Labour Demand Research: Towards a Better Match between Better Theory and Better Data. Labour Economics, 2014, vol. 30, pp. 4-11.
2. Eriksson C. Is There a Trade-off Between Employment and Growth? Oxford Economic Papers, 1997, no. 49, pp.77-88.
3. Boulhol H., Turner L. Employment - Productivity Trade-off and Labour Composition. OECD Economics Department Working Paper, 2009, no. 698, 42 p.
4. Gurtov V.A., Pitukhin E.A., Serova L.M., Sigova S.V. Prognozirovanie dinamiki sprosa na rynke truda na razlichnykh fazakh razvitiya krizisnykh protsessov v rossiiskoi ekonomike [Forecasting demand trends in the labor market at different phases of crisis processes of the Russian economy]. Problemy prognozirovaniya = Problems of Forecasting, 2010, no. 2, pp. 84-98.
5. Fraenkel A.A. Prognozirovanie proizvoditel'nosti truda: metody i modeli [Forecasting labor productivity: methods and models]. Moscow, Ekonomika Publ., 2007, 221 p.
6. Abowd J.M., Crepon B., Kramarz F. Moment Estimation with Attrition. Journal of the American Statistical Association, 2001, vol. 96, iss. 456, pp. 1223-1231.
7. Abowd J.M., Kramarz F., Margolis D. High Wage Workers and High Wage Firms. Econometrica, 1999, vol. 67, iss. 2, pp. 251-333.
8. Arellano M., Bond S. Some Tests of Specification for Panel Data: Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations. The Review of Economic Studies, 1991, vol. 58, no. 2, pp. 277-297.
9. Lichter A., Peichel A., Siegloch S. The Own-Wage Elasticity of Labor Demand: A Meta-regression Analysis. IZA Discussion Paper 7958. Bonn, Institute for the Study of Labor, 2014.
10. Martins P.S. Dismissals for Cause: The Difference That Just Eight Paragraphs Can Make. Journal of Labor Economics, 2009, vol. 27, no. 2, pp. 257-279.
11. Dachs B., Peters B. Innovation, Employment Growth, and Foreign Ownership of Firms. A European Perspective. Research Policy, 2014, vol. 43, iss. 1, pp. 214-232.
12. Heckman J. Estimates of a Human Capital Production Function Embedded in a Life-Cycle Model of Labor Supply. In: Household Production and Consumption. NBER, 1976. Available at: http://nber.org/chapters/ c3963.pdf.
13. Lachenmaier S., Rottmann H. Effects of Innovation on Employment: A Dynamic Panel Analysis. International Journal of Industrial Organization, 2011, vol. 29, iss. 2, pp. 210-220.
14. Abowd J.M. The Effect of Wage Bargains on the Stock Market Value of the Firm. The American Economic Review, 1989, vol. 79, iss. 4, pp. 774-800.
15. Catalan L.D., Villanueva E. Collective Bargaining and Unemployment during the Great Recession: Evidence for Spain. Mimeo, University of Minnesota, 2012.
16. Carneiro A., Portugal P., Varejao J. Catastrophic Job Destruction during the Portuguese Crisis. Journal of Macroeconomics, 2014, vol. 39, part B, pp. 444-457.
17. Van Ark B. Trade-off between Productivity and Employment in Transition Economies: An International Comparison. In: Economic Growth and Structural Features of Transition. Marelli E., Signorelli M. (Eds). Palgrave Macmillan Publisher, 2010.
18. Ben Salha O. Does Economic Globalization Affect the Level and Volatility of Labor Demand by Skill? New Insights from the Tunisian Manufacturing Industries. Economic Systems, 2013, no. 37, pp. 572-597.
19. Hamermesh D.S. Labor Demand. New York, Princeton University Press, 1993.
20. Dickey D.A., Fuller W.A. Distribution of the Estimators for Autoregressive Time Series with a Unit Root. Journal of the American Statistical Association, 1979, vol. 74, iss. 366a, pp. 427-443.
21. Kwiatkowski D., Phillips P.C.B., Schmidt P., Shin Y. Testing the Null Hypothesis of Stationarity against the Alternative of a Unit Root. Journal of Econometrics, 1992, vol. 54, iss. 1-3, pp. 159-178.
