Результаты тестов на структурный сдвиг и оценки NAIRU для российских данных

более дорогостоящим и, следовательно, ускорять темпы сокращения

занятости. С другой стороны, оно стало намного более жестко контро-

лировать планы предприятий по высвобождению работников, что

должно, напротив, замедлять темпы этого процесса». В частности

поэтому Р.И. Капелюшников выражает сомнение в том, что произо-

шедших изменений было достаточно для кардинальной перестройки

рынка труда. Ответ на вопрос, сохранил ли российский рынок труда

свою специфику или же стал функционировать по западной модели,

он оставляет для дальнейших исследований, а именно для количе-

ственного анализа и эмпирических работ. Обнаружение отрицатель-

ной зависимости между инфляцией и безработицей могло бы послу-

жить примером такого рода анализа.

Резюмируя, можно сказать, что российский рынок труда во время

переходного периода работал согласно специфической модели «отно-

сительно стабильная занятость – чувствительная реальная заработная

плата». Но есть основания полагать, что в результате ряда изменений,

произошедших в России в течение второй половины 2000-х годов, мо-

дель рынка труда могла измениться по направлению к западной мо-

дели «стабильная реальная заработная плата – чувствительная безра-

ботица». Если же модель рынка действительно изменилась, то в качест-

ве индикатора этого изменения можно рассматривать возникновение

отрицательной связи между инфляцией и безработицей.

3. Кривая Филлипса

Кривая Филлипса была впервые обнаружена полвека назад.

Элбан Уильям Филипс в 1957 г. обнаружил отрицательную корреля-

цию между уровнем безработицы и темпами роста заработной платына годовых данных по Великобритании за период 1861–1957 гг. (P il- illips,, 1958). Обнаруженное явление привлекло внимание многих ис- 1958). Обнаруженное явление привлекло внимание многих ис-

следователей. Аналогичные взаимосвязи были обнаружены и в дру-

гих странах. Позднее экономисты Милтон Фридман и Эдмунд Фелпс

в конце 1960-х годов высказали мнение о том, что в долгосрочной

перспективе нет стабильной взаимосвязи между безработицей и ин-

фляцией. Дело в том, что в долгосрочной перспективе агенты под-

страивают свои контракты в соответствии с инфляционными ожи-

даниями, и рост цен не влияет на уровень безработицы. Впоследствии

гипотеза Фридмана и Фелпса подтвердилась. Таким образом, оказа-

лось, что инфляция не описывается простой функцией от уровня

безработицы – в модели следует учитывать инфляционные ожида-

ния. В такой форме кривая Филлипса представлена практически в

любом современном учебнике по макроэкономике.

Одной из современных модификаций кривой Филлипса явля-

ется «triangle model», предложенная Робертом Гордоном в 1982 г.

(  ordon ordon, 1982). Согласно этой модели, темпы инфляции определя- ,, 1982). Согласно этой модели, темпы инфляции определя- 1982). Согласно этой модели, темпы инфляции определя-

ются тремя факторами: безработицей (давление со стороны спроса,

demand--pull), давлением со стороны издержек (cost-pus pull pull), давлением со стороны издержек (cost-pus ), давлением со стороны издержек ( ), давлением со стороны издержек (cost-pus cost cost-pus --pus pus ), инерци-  ), инерци ), инерци--

ей инфляции (вследствие адаптивности инфляционных ожиданий

или спирали инфляция – заработная плата). Общий вид такой мо-

дели:

πt+1= µ + α(L)πt+ β(L)ut+1+ γ (L) zt+ υt , (1) где πt– уровень инфляции, ut– уровень безработицы, υt– случайный фактор, zt – шоки со стороны издержек (например, изменение курса валют), µt – константа, α(L), β(L), γ(L), – лаговые многочлены.

Взвешенную сумму запаздывающих значений инфляции можно

рассматривать как некоторую базовую инфляцию, то есть уровень

инфляции, соответствующий потенциальной безработице в отсут-

ствие шоков издержек. Модель в таком общем виде используется

только для прогнозирования инфляции, поскольку коэффициенты

в такой форме сложно интерпретировать в рамках содержательных

теоретических моделей. Однако при дополнительных ограничениях

интерпретация становится осмысленной. Так, чтобы в правой части

уравнения запаздывающие значения инфляции соответствовали ин-

фляционным ожиданиям, необходимо наложить ограничение

i∑αi= 1 на коэффициенты многочлена α(L).Если также принять гипотезу о существовании некоторого посто-

янного уровня безработицы, который не ускоряет инфляцию (NAIRU,

Non-Accelerating Inflation Rate of Unemployment), то уравнение (1)

можно преобразовать к виду

πt+1= α(L)πt+ β(L)(ut+1− u ) + γ (L) zt+ υt, (2) где u соответствует NAIRU NAIRU. Именно это уравнение в несколько упро- . Именно это уравнение в несколько упро . Именно это уравнение в несколько упро--

щенной форме и будет использоваться в данной работе.

Среди современных статей по проблематике моделирования ин-

фляции стоит отметить работу (  toc , Watson, 2008а), в которой раз-  , , Watson, 2008а), в которой раз- Watson Watson, 2008а), в которой раз- , 2008а), в которой раз , 2008а), в которой раз--

личные спецификации кривой Филлипса, в том числе (1), исполь-

зуются для прогнозирования инфляции в США. Сток и Ватсон об-

наруживают, что наилучшие прогнозы среди всевозможных много-

мерных моделей инфляции дает именно модификация модели (1).

При этом было обнаружено, что хотя инфляция в стабильное вре-

мя так же хорошо прогнозируется при помощи одномерной модели

UC- V ( toc , Watson, 2008а), во время экономических кризисов

именно модель Гордона кривой Филлипса дает наилучшие прогно-

зы для США.

Однако для того, чтобы говорить о связи безработицы и инфля-

ции, не достаточно получить значимые коэффициенты при безрабо-

тице в уравнении (2). Нужно обнаружить также связь безработицы с

темпами роста номинальной заработной платы. Действительно, кейн-

сианский взгляд на кривую Филлипса гласит, что влияние безрабо-

тицы на рост цен происходит через удорожание рабочей силы, то есть

через рост заработной платы. Фирмам во время экономических подъ-

емов приходится повышать зарплаты в борьбе за сотрудников. Во

время кризисов, наоборот, фирмы сокращают издержки, уменьшая

зарплаты, а работники готовы работать и за меньшую компенсацию,

чтобы не оказаться безработными, и, таким образом, темпы роста

заработной платы падают.

Одним из примеров статей, в которых была оценена зависимость

темпов роста средней заработной платы от уровня безработицы, яв-

ляется работа (  ordon,  ordon,,    toc toc toc    , 1998). Авторы исследовали темпы ро- , 1998). Авторы исследовали темпы ро- , 1998). Авторы исследовали темпы ро- , 1998). Авторы исследовали темпы ро- , 1998). Авторы исследовали темпы ро-

ста средней заработной платы в США, скорректированные на тренд

роста производительности труда. Такой показатель иногда называ-

ется трендом удельных издержек на труд (trend unit labor costs). Это

позволяет учесть тот факт, что рост заработной платы, вызванный ростом производительности труда, не должен сопровождаться умень-

шением безработицы.

Поскольку сезонная безработица не имеет отношения к колеба-

ниям занятости, связанным с бизнес-циклами, в обеих работах, упо-

мянутых выше, используется сезонно скорректированный уровень

безработицы. Это необходимо для того, чтобы избежать смещения в

оценках из-за сезонной компоненты.

Итак, в качестве отправной точки для создания модели инфляции

и темпов роста заработной платы в России ниже будет использовано

модифицированное уравнение (2).

4. Спецификация модели и выбор данных

Прежде чем оценивать модель по данным для российской эконо-

мики, необходимо ответить на несколько вопросов. Сначала нужно

определиться с частотой данных, выбрать временные ряды, учесть

сезонность инфляции и выбрать факторы давления со стороны из-

держек.

4.1. Индексы цен и безработицы

Как уже было отмечено выше, Элбан Филлипс использовал в сво-

ей работе ряды для Англии за сто лет с годовой периодичностью. Это

имело смысл, поскольку экономическая система Великобритании

была устоявшейся и рыночной. Россия же после распада СССР, в от-

личие от Англии, долгое время находилась в переходном состоянии.

Один из этих институтов, структура рынка труда, и является объек-

том данной работы. Поскольку в работе анализируется завершающая

фаза переходного процесса, данные за 1990-е годы имеют малое зна-

чение для данного исследования. С другой стороны, в распоряжении

исследователя России нет статистики за 1990-е годы по некоторым

ключевым показателям. Так, например, статистика по безработице

по методологии МОТ с квартальной периодичностью ведется только

с 1999 г. Поэтому в данной работе были использованы квартальные

данные по безработице с первого квартала 1999 г. по первый квартал

2010 г. и данные по ценам и заработной плате с 1997 г. по первый квартал 2010 г. Квартальная периодичность была выбрана ввиду ма-

лого количества годовых данных и отсутствия в России помесячной

статистики по безработице.

Все данные в темпах прироста, следуя ( ordon,  toc , 1998) и ряду

других работ, были преобразованы к виду

π

t

= 400ln

p

t

p

t−1

,

(3)

где p

t

исходный индекс в базисном виде, например, ИПЦ, для удоб-

ства сопоставления результатов с работами других авторов.

Например, если цены выросли за квартал на 1%, то

p

p

t

t −1

= 1,01.

В этом случае π

t

 примерно равен 4, то есть годовому темпу инфляции

в процентах.

В качестве показателя средней заработной платы был взят одно-

именный индекс, публикуемый Росстатом. Индекс был преобразо-

ван в логарифмы квартальных темпов роста по формуле (3). Также

был использован индекс безработицы, рассчитанный Росстатом по

методологии МОТ. Именно этот индекс задает временной диапазон

для исследования. Оба индекса были подвергнуты сезонной коррек-

тировке алгоритмом X12-ARIMA.

Для расчета тренда единичных издержек на труд необходимо сна-

чала получить оценку тренда производительности труда. Но офици-

альные оценки производительности труда рассчитываются Росста-

том только в годовом выражении. При этом оценки доступны толь-

ко за пять лет (2003–2008 гг.). В связи с этим возникает необходимость

использовать альтернативные оценки. В качестве оценки произво-

дительности в квартальном выражении в работе было использовано

отношение квартального ВВП в ценах 2003 г. к количеству занятых

в экономике (оба ряда рассчитаны Росстатом). После преобразова-

ния (3) к показателю производительности была применена процеду-

ра X12-ARIMA для выделения тренда. Полученные таким образом

оценки согласуются с официальными показателями за все годы, кро-

ме кризисного 2008 г. В этом году из-за спада производства оценки,

полученные как отношение ВВП к занятому населению, значитель-

но упали. В то же время официальные оценки производительности

за этот год показывают стабильный рост. Для расчета темпов роста

удельных издержек на труд, точнее, логарифмического аналога, по-

лученные оценки тренда производительности были вычтены из пре-

образованного при помощи (3) ряда заработной платВ качестве индексов цен в работе были исследованы три наибо-

лее широко известных официальных показателя инфляции Росста-

та: индекс потребительских цен, индекс цен производителей про-

мышленных товаров и дефлятор ВВП. Каждый индекс обладает

определенными свойствами, которые необходимо учитывать в ис-

следовании.

Характерным свойством ИПЦ является зависимость потребитель-

ских цен от цен на импортные товары, составляющих значительную

долю потребительской корзины. Таким образом, ИПЦ зависит не

только от внутренней экономической обстановки, но и от курса ва-

лют, и от цен на международных рынках. Это затрудняет анализ вли-

яния безработицы на инфляцию, требуя учета дополнительных внеш-

них факторов. К тому же безработица, согласно кейнсианским пред-

ставлениям, сначала влияет на цены производителей, а потом уже

цены производителей влияют на конечные цены. Тем не менее цены

производителей и потребителей, очевидно, связаны между собой, и

ИПЦ также должен улавливать влияние издержек на труд.

ИПЦ имеет ещ  одно свойство – сезонный фактор. Учесть этот мо-

мент можно двумя способами. Первый способ – использовать алго-

ритм сезонной корректировки X12-ARIMA, второй – исключить из

корзины сезонные товары, то есть товары плодоовощной группы, и

регулируемые тарифы естественных монополий. Второй подход реа-

лизован Росстатом в виде индекса, называемого базовым ИПЦ (БИПЦ).

Несмотря на то что официальные оценки БИПЦ есть только лишь с

2003 г., на основе индивидуальных индексов цен по методологии Рос-

стата можно построить альтернативные оценки вплоть до 1997 г.

2

В

текущем исследовании были использованы оба подхода.

Два других индекса, индекс цен производителей (ИЦП) и деф-

лятор ВВП, также имеют характерные свойства. Во-первых, оба ин-

декса зависят от цен на энергоносители через издержки производ-

ства. Так, резкое падение ИЦП и дефлятора ВВП в 2008 г. было об-

условлено резким снижением мировых цен на энергоносители и сы-

рье. Во-вторых, оба индекса волатильные. При этом в отличие от

влияния сезонности, колебания этих факторов тяжело интерпрети-

ровать в рамках простых моделей. Поэтому следует ожидать, что дляполучения статистически значимых оценок, при прочих равных, для

более волатильных индексов может потребоваться больше точек.

Поскольку временная база для исследования невелика, это может

стать серьезной проблемой при интерпретации результатов.