Оценка политических аспектов полной занятости: свидетельства забастовок и локаутов

Михал Калецки (Михаил Абрамович Калецкий) — польский марксист, специалист в области макроэкономики, во многом её создатель, где предшествовал Кейнсу; создатель марксистской эконометрики, увы, малоизвестный у нас. По-русски о его биографии и вкладе в науку подробно писал С.С.Дзарасов в 1999 г. Эта статья представляет ещё одну иллюстрацию...

Print Friendly Version of this pagePrint Get a PDF version of this webpagePDF

 Михал Калецки

Михал Калецки

Люк Петах (Luke Petach)

Резюме публикатора. Михал Калецки (Михаил Абрамович Калецкий) — польский марксист, специалист в области макроэкономики, во многом её создатель, где предшествовал Кейнсу; создатель марксистской эконометрики, увы, малоизвестный у нас.

По-русски о его биографии и вкладе в науку подробно писал С.С.Дзарасов в 1999 г. Эта статья представляет ещё одну иллюстрацию сформулированного Калецки общего правила, что капиталистическая система представляет собой не систему „гармонии“, целью которой является удовлетворение потребностей людей, а антагонистическую систему, призванную обеспечить прибыль капиталистам (Selected essays on the dynamics of the capitalist economy. Cambridge University Press, 1971. P. 147). Хотя полная занятость выгоднее экономически и прибыльней для самих капиталистов, последние поддерживают безработицу как средство сохранения классовой власти, чем значительней её угроза, тем послушней и менее требовательны трудящиеся. Тем самым статья развивает мысль другого известного экономиста, Ха Джун Чхана, никак не марксиста, что не бывает «чисто экономических» проблем и решений, каждое из последних определяется соотношением сил в общественной борьбе, в основе которой — противостояние эксплуатируемых капиталом трудящихся и собственников эксплуатирующего их капитала.

Резюме авторское. Используя ежемесячные данные о прекращении работы на уровне штата от Бюро статистики труда (Bureau of Labor Statistics, BLS) и данные о рынке труда на уровне штата, полученные в ходе текущего исследования населения (Current Population Survey, CPS), в этой статье оценивается влияние условий на рынке труда на уровне штата на забастовочную активность с 1993 по 2023 год. Согласно панельному исследованию с фиксированными эффектами, увеличение уровня безработицы на один процентный пункт сокращает число случаев прекращения работы с участием 1000 или более работников (на миллион) примерно на 14%. Оценки с фиксированными эффектами подкрепляются спецификацией, основанной на оценке склонностей (propensity-score based specification), которая использует различия во времени национальных рецессий в разных штатах США. Наступление рецессии негативно связано с забастовками на уровне штатов, которые измеряются как остановками работы, так и долей занятых работников, сообщающих об отсутствии на работе из-за трудового спора.

Результаты, представленные в этой статье, обеспечивают эмпирическую поддержку аргументации Калецки (Kalecki, 1943) (Kalecki’s argument) относительно “политических аспектов полной занятости”: слабые рынки труда снижают непосредственное участие рабочей силы, тем самым обеспечивая рациональное обоснование капиталистической оппозиции политике полной занятости.

[Михал Калецки (Михаил Абрамович Калецкий)польский марксист, специалист в области макроэкономики, во многом её создатель, где предшествовал Кейнсу; создатель марксистской эконометрики, увы, малоизвестный у нас.

По-русски о его биографии и вкладе в науку подробно писал С.С.Дзарасов в 1999 г. Эта статья представляет ещё одну иллюстрацию сформулированного Калецки общего правила, что капиталистическая система представляет собой не систему „гармонии“, целью которой является удовлетворение потребностей людей, а антагонистическую систему, призванную обеспечить прибыль капиталистам (Selected essays on the dynamics of the capitalist economy. Cambridge University Press, 1971. P. 147). Хотя полная занятость выгоднее экономически и прибыльней для самих капиталистов, последние поддерживают безработицу как средство сохранения классовой власти, чем значительней её угроза, тем послушней и менее требовательны трудящиеся. Прим.публикатора]

1. Введение

В часто цитируемом отрывке из своего эссе 1943 года “Политические аспекты полной занятости” Михал Калецки утверждает, что политическая оппозиция поддержанию полной занятости за счет государственных расходов коренится в неприятии социальных и политических изменений, к которым привело бы поддержание полной занятости. В частности, Калецки (Kalecki,1943) утверждает, что при режиме полной занятости:

Увольнение’ перестало бы играть свою роль дисциплинарной меры. Социальное положение начальника было бы подорвано, а уверенность в себе и классовое самосознание рабочего класса возросли бы. Забастовки с требованием повышения заработной платы и улучшения условий труда создали бы большую политическую напряженность. (Kalecki, 1943, с.326)

Хотя в экономике, работающей при полной занятости, прибыли выше,

“руководители предприятий больше ценят дисциплину на заводах и политическую стабильность, чем прибыль” (Kalecki, 1943, с.326).

В результате попытки обеспечить полную занятость за счет государственных расходов сводятся на нет коллективными действиями капиталистов1.

Несмотря на повсеместное распространение эссе Калецки (Kalecki, 1943) (например, см. обзор Сойера (Sawyer, 2023), в официальных работах не предпринималось попыток оценить выводы Калецки. Исключением из этого правила является, пожалуй, работа Нордхауса (Nordhaus, 1975) о политических циклах экономической активности2. Таким образом, кажущаяся позитивной связь между забастовочной активностью и напряженностью на рынках труда после пандемии Covid-19 (см. рис.1) позволяет предположить, что аргументы Калецки (Kalecki, 1943), возможно, нуждаются в пересмотре. В этой статье я привожу эмпирическую оценку одного из центральных положений аргумента Калецки (Kalecki, 1943): а именно, что безработица уменьшает количество трудовых споров, включая забастовки и локауты, тем самым обеспечивая обоснование капиталистической оппозиции политике полной занятости.

рис1Рисунок 1. Процент общего количества потерянного рабочего времени из-за остановок работы 1000 и более работников, 2005-2023 гг.

Примечания: Данные отражают количество дней простоя в связи с ежегодными остановками работы, охватывающими 1000 или более работников, в процентах от общего рабочего времени с января 2006 по сентябрь 2023 года. Данные получены из данных Бюро статистики труда (BLS) об остановках работы.

Используя ежемесячные данные об остановке работы, предоставляемые Бюро статистики труда (Burau of Labor statistics, BLS), и данные о рынке труда штата, полученные в ходе текущего исследования населения (Current Population Survey, CPS), я оцениваю влияние условий на рынке труда штата на забастовочную активность с 1993 по 2023 год. Панельные оценки с фиксированными эффектами показывают, что увеличение уровня безработицы на один процентный пункт сокращает число случаев прекращения работы с участием 1000 или более работников (на 1000000 занятых) примерно на 14%. Использование альтернативного показателя забастовочной активности, основанного на доле работников, отсутствующих на рабочем месте по причине трудового спора, дает качественно аналогичные результаты. Результаты надежны благодаря использованию большого набора фиксированных эффектов и средств контроля. Применение поправки Остера (Oster, 2019) для отбора ненаблюдаемых данных предполагает, что — во всяком случае — расчеты по МНК показывают смещение результатов-оценок к нулевому эффекту.

Чтобы в дальнейшем устранить проблемы, связанные с эндогенностью в оценках фиксированных эффектов на панельных данных, я применяю альтернативный подход к идентификации, с использованием различий во времени для макроэкономических спадов в разных штатах США. В частности, я использую правило Сахм [эмпирическое правило для определения момента начала рецессии] (Sahm, 2019) чтобы определить циклы экономической активности в отдельных штатах, а также использую метод корректировки регрессии с использованием обратного вероятностного взвешиания (inverse-probability weighted regression adjustment, IP-WRA) (Wooldridge, 2007; Imbens and Wooldridge, 2009), чтобы учесть тот факт, что время наступления рецессии не может быть случайным образом распределено по всему пространству.

Результаты, вытекающие из этой спецификации, показывают, что вхождение в рецессию сокращает число остановок работы на 1000 и более сотрудников (на 1000000 сотрудников) на 40-60%. Вхождение в рецессию аналогичным образом снижает долю работников, отсутствующих на работе в результате трудового спора на 39-54%. Эти результаты подтверждаются плацебо-тестами, которые показывают, что начало рецессии не влияет на долю работников, отсутствующих на работе по другим причинам. [Плацебо-тест в эконометрике — общий подход к проверке надежности результатов, который устроен так: необходимо проанализировать спецификацию модели, которая похожа на вашу базовую спецификацию, но в которой точно не должно возникать значимого эффекта воздействия. Если его там действительно не возникает, это говорит в пользу корректности выводов базовой модели. Прим.публикатора]

Остальная часть статьи организована следующим образом. В разделе 2 приводится обзор литературы, посвященной эссе Калецки (Kalecki, 1943), а также литературы, посвященной макроэкономическим факторам забастовочной активности. В разделе 3 приводятся данные и описывается стратегия оценки. В разделе 4 представлены результаты. Раздел 5 — заключение.

2.Литература по теме

Несмотря на частое цитирование (например, Sawyer, 2023; Toporowski, 2023; Spencer, 2024), лишь в небольшом количестве работ предпринимались попытки теоретически формализовать, либо эмпирически подтвердить идеи знаменитого эссе Калецки (Kalecki, 1943). Литература о политических циклах экономической активности начиная с Нордхауса (Nordhaus, 1975) — это заметное исключение. К сожалению, в литературе о политических циклах экономической активности, как правило, делаются выводы, прямо противоречащие выводам Калецки (Kalecki, 1943). В частности, в литературе о политических циклах экономической активности минимизируется влияние особых интересов капиталистов на результаты выборов, вместо этого в колебаниях безработицы и инфляции, обусловленных политикой обвиняются близорукие избиратели и своекорыстные политики (обзор см. у Dubois, 2016). Таким образом, первым вкладом данной статьи является предоставление эмпирических данных в поддержку аргумента Калецки (Kalecki, 1943) о том, что жёсткие условия на рынках труда усиливают трудовые споры (тем самым обосновывая противодействие полной занятости со стороны капиталистов).

Второй вклад этой статьи заключается в расширении литературы по макроэкономическим детерминантам забастовочной активности. В ряде работ, хотя и не в явно калецкианском контексте, были предприняты попытки оценить либо факторы, определяющие забастовочную активность, либо последствия забастовочной активности для потребительского спроса или качества продукции (Kaufman, 1982; Schor and Bowles, 1987; Card, 1990; Schmidt and Berri, 2004; Gruber and Kleiner, 2012; Massenkoff and Wilmers, 2024).

В недавнем важном исследовании Массенкофф и Уилмерс (Massenkoff and Wilmers, 2024) подчеркивают значительное снижение активности забастовок в Соединенных Штатах с 1970 по 2000 год (примерно на 90%). Массенкофф и Уилмерс (Massenkoff and Wilmers, 2024) связывают снижение забастовочной активности с ухудшением результатов забастовок для работников после 1981 года, приводя доказательства того, что в среднем забастовки с 1981 года не были связаны с увеличением заработной платы, уменьшением продолжительности рабочего дня или получением иных выгод. Массенкофф и Уилмерс (Massenkoff and Wilmers, 2024) утверждают, что неэффективность забастовок в период после 1981 года может быть связана со структурными сдвигами на рынке труда, направленными против работников, особенно теми, которые были вызваны ухудшением трудовых отношений после забастовки авиадиспетчеров в 1981 году.

Выводы, приведенные в этой статье, наиболее тесно связаны с более ранними работами Кауфмана (Kaufman, 1982) и Шора и Боулза (Schor and Bowles, 1987). Используя ежегодные данные о забастовочной активности в Соединенных Штатах с 1900 по 1977 год, Кауфман (Kaufman, 1982) пришел к выводу, что забастовочная активность возрастает в периоды быстрой инфляции и снижается в периоды высокой безработицы. Аналогичным образом, Шор и Боулз (Schor and Bowles, 1987) показывают, что забастовочная активность обратно пропорциональна стоимости потери работы, измеряемой как разница между текущим заработком и ожидаемым доходом в течение года после увольнения, на ежегодной основе для Соединенных Штатов с 1955 по 1983 год.

Это исследование основано на предыдущих статьях, в которых представлены небольшие выборки, основанные на данных годовых временных рядов, с использованием ежемесячных панельных данных на уровне штатов и стратегии оценки, основанной на различиях во времени национальных рецессий в разных штатах США, для получения точных оценок влияния условий на рынке труда на забастовочную активность.

Наконец, эта статья дополняет обширную эмпирическую литературу по калецкианской макроэкономике. Большая часть эмпирической литературы по экономике Калецки сосредоточена на аспектах обсуждения спроса (и/или роста), основанного на заработной плате, и спроса, основанного на прибыли (Nikiforos and Foley, 2012; Rada and Kiefer, 2015; Blecker, 2016; Petach, 2020). Совсем недавно учёные, придерживающиеся традиции Калецки, расширили эмпирический анализ идей Калецки в различных контекстах, включая оценку эффекта автономного расширения спроса (Girardi et al., 2020), оценку обоснованности супермультипликатора Шраффа (Nikiforos et al., 2023) и изучение регионального значения калецкианской макроэкономики (Petach, 2021; Mendieta-Muñoz et al., 2022). Используя панельные данные на уровне штатов для оценки политических аспектов полной занятости, эта статья, вносит свой вклад в растущую эмпирическую литературу, исследующую региональные аспекты взглядов Калецки.

3. Стратегия сбора данных и оценки

3.1. Описание данных

Данные об остановке работы. Данные о количестве трудовых споров на уровне штата получены из программы Бюро статистики труда (BLS) по остановке работы. Программа BLS по остановке работы предоставляет ежемесячные данные о крупных остановках работы, в которых участвуют 1000 или более работников и которые длятся одну полную смену или дольше. В ежемесячных данных указаны предприятия, профсоюзы и местоположения, связанные с остановкой работы. В частности, в каждой записи в данных указаны участвующие организации, штаты, в которых работники, состоящие в этих организациях, участвуют в остановке работы, дата начала остановки работы, дата окончания остановки работы (если применимо) и количество задействованных работников. Данные публикуются ежемесячно, начиная с 1993 года3.

Используя эти данные, я оцениваю на уровне штата (А) количество новых остановок работы с участием 1000 или более работников в данном штате за данный месяц и (Б) общее количество остановок работы (новых и продолжающихся) с участием 1000 или более работников в данном штате в течение определенного месяца4. На рисунке 2 показано общее число новых случаев прекращения работы с участием 1000 работников и более (на миллион работников) в период с января 1993 по сентябрь 2023 года в штатах США. Неудивительно, что на рисунке 2 показано, что основные случаи прекращения работы сосредоточены в штатах с исторически значительным присутствием профсоюзов (например, в Огайо, Западной Вирджинии, Мичигане, Пенсильвании и других штатах промышленного Среднего Запада) и/или в штатах с благоприятной институционально-правовой средой для работников (например, в Калифорнии, Орегоне, Нью-Йорк, Массачусетс и т.д.).

рис2Рисунок 2. Всего остановок работы (на миллион рабочих) с января 1993 по сентябрь 2023

Примечание: Рисунок иллюстрирует число новых остановок работы, в которых участвовали 1000 или более работников (на 1000000 рабочих), которые имели место быть между январём 1993 и сентябрём 2023

Данные о трудовых спорах. Как альтернативный способ измерить количество трудовых споров на уровне штата, я использую ежемесячные данные о трудоустроенных рабочих, сообщающих об отсутствии на работе из-за трудового спора из интегрированной серии общедоступных микроданных (Integrated Public-Use Microdata Series, IPUMS) текущего исследования населения (CPS) (Flood et al., 2023). Данные об отсутствии на работе предоставляются ежемесячно, начиная с января 1976 года5. В частности, если трудоустроенный респондент CPS отсутствовал на работе на прошлой неделе, им задавался уточняющий вопрос

«Почему [этот человек] отсутствовал на работе на прошлой неделе?».

Я собрал всех респондентов, указавших “трудовой спор” как причину для отсутствия, чтобы установить долю занятых работников, в каждом месяце, которые сообщили об отсутствии на работе на прошлой неделе как следствие трудового спора. Рисунок 3 иллюстрирует средний процент занятых работников, отсутствовавших на работе на прошлой неделе из-за трудового спора, с января 1993 по сентябрь 2023. Региональная структура трудовой активности на рисунке 3 похожа на таковую на рисунке 2, хотя рисунок 3 показывает в целом ограниченные масштабы рабочего прямого действия в Соединённых Штатах: даже в штатах с активным рабочим движением менее одной сотой процента занятых респондентов CPS сообщают об отсутствии на работе на прошлой неделе из-за трудового спора в средний месяц.

рис3

Рисунок 3. Процент занятых работников, отсутствовавших на прошлой неделе из-за трудового спора, с января 1993 по сентябрь 2023

Примечание: рисунок иллюстрирует средний процент занятых работников, отсутствовавших на работе на прошлой неделе из-за трудового спора, с января 1993 по сентябрь 2023

Дополнительные характеристики на уровне штата. Данные по дополнительной информации на уровне штата получены из интегрированной серии общедоступных микроданных текущего исследования населения (Current Population Survey Integrated Public-Use Microdata Series) (Flood et al., 2023) и Базы данных местной статистики безработицы (Local Area Unemployment Statistics, LAUS) Бюро статистики труда (BLS). Данные об уровне образования, демографии, членству в профсоюзах, участия в рабочей силе, занятости и безработицы на уровне штата получены из базы данных BLS LAUS. Я также получил данные по дополнительным причинам отсутствия на работе из базы данных IPUMS CPS. В таблице 1 представлены сводные статистические данные по всем ключевым переменным.

табл1Таблица 1: Сводная статистика

Примечание: показатель Товарная занятость (Tradables Employment) отражает процент работников, занятых в сельском хозяйстве, горнодобывающей промышленности, обрабатывающей промышленности, розничной или оптовой торговле. Показатель “Старше 65 лет” (Over 65) отражает процент работников в возрасте 65 лет и старше.

3.2. Стратегия оценки

Чтобы оценить влияние условий на рынке труда на уровне штата на забастовочную активность, я начну со следующей спецификации оценок с фиксированными эффектами для панельных данных:

Снимок экрана от 2025-02-03 17-32-38

Где Yit — это показатель трудовой активности — забастовок или неявок на работу в связи с трудовыми спорами в штате i, в месяце t, Unemploymentit — это уровень безработицы на уровне штата (или альтернативный показатель рынка труда, такой как соотношение занятости и численности населения) в штате i, в месяце t, Xit — это вектор экономических характеристик на уровне штата, γi — эффект, зависящий от состояния, δt — эффект, зависящий от времени и ϵit — идиосинкразическая ошибка. Поскольку различные показатели забастовочной активности, используемые в качестве зависимых переменных, сильно искажены и имеют много нулевых значений, оценка уравнения 1 с помощью обычных методов наименьших квадратов (МНК), вероятно, будет вводить в заблуждение6.

В частности, в обширной литературе высказывается предположение, что в таких случаях пуассоновская регрессия предпочтительнее МНК, даже если зависимая переменная не является целым числом (Silva and Tenreyro, 2004; Nichols, 2010; Gould, 2011; Cohn et al., 2022; Mullahy and Norton, 2023; Chen and Roth, 2023). В этом случае я применяю пуассоновскую оценку псевдомаксимального правдоподобия с фиксированными эффектами, описанную у Коррейя с соавторами (Correia et al., 2020)7. Коэффициенты регрессии, полученные с помощью пуассоновской оценки псевдомаксимального правдоподобия, обладают удобным свойством, заключающимся в том, что они могут быть непосредственно интерпретированы как полуэластичности.

Хотя включение большого набора средств контроля и фиксированных эффектов, вероятно, сгладит значительную часть ненаблюдаемой неоднородности, влияющей на взаимосвязь между условиями на рынке труда и забастовочной активностью, спецификация фиксированных эффектов, описанная в уравнении 1, вряд ли охватит все потенциальные источники искажений. Таким образом, я также применяю альтернативную оценку, основанную на различиях во времени национальных рецессий в разных штатах США. В частности, я использую правило Сахм (Sahm, 2019) для определения дат рецессии в отдельных штатах для национальных экономических спадов.

Первоначально описанное Сахм (Sahm, 2019) в качестве правила для запуска автоматических стимулирующих выплат во время национальных рецессий, правило Сахм (Sahm, 2019) предполагает, что экономика находится в состоянии рецессии, когда трехмесячное скользящее среднее значение уровня безработицы более чем на 0,5 процентных пункта превышает его минимальное значение за предыдущие двенадцать месяцев. Правило Сахм (Sahm, 2019) успешно выявляет каждую национальную рецессию в период с 1970 по 2014 год без ложных срабатываний. Чтобы проиллюстрировать полезность правила Сахм (Sahm, 2019) для определения различных сроков национальных рецессий в разных штатах, на рисунке 4а показана разница между скользящим средним значением уровня безработицы за три месяца и его минимумом за предыдущие двенадцать месяцев для трех штатов в период Великой рецессии: Техаса, Флориды и Невады. На рисунке 4b также показано, в какой степени сроки национальных рецессий различаются в разных штатах. Только в декабре 2008 года — спустя целый год после даты начала национальной рецессии, приведённой Национальным бюро экономических исследований (NBER) — все штаты страны оказались в состоянии рецессии в соответствии с правилом Сахм.

рис4

а.

б.

б.

Рисунок 4: правило Сахм для штатов США во время Великой рецессии

Примечания: На рисунке 4а показана разница между трехмесячным скользящим средним значением уровня безработицы и минимумом за предыдущие двенадцать месяцев для Техаса, Невады и Флориды в период с 2004 по 2014 год. Срабатывание правила Сахм установлено на уровне 0,5 процентных пункта. Официальная дата начала рецессии по NBER — декабрь 2007 года. На рисунке 4b показано количество штатов, которые в настоящее время находятся в состоянии рецессии, на основе срабатывания правила Сахм.

Чтобы использовать разницу во времени национальных рецессий в разных штатах США, используя правило Сахм, я оцениваю следующую спецификацию:

Снимок экрана от 2025-02-03 17-32-58

Где Sahm_Rule_Indicatorit — это переменная-индикатор того, находится ли штат i в состоянии рецессии на дату t, основанная на срабатывание правила Сахм, т.е. разница между трехмесячным скользящим средним уровнем безработицы и минимумом за предыдущие двенадцать месяцев превышает 0,5 процентных пункта. Все остальные переменные определены так же, как и раньше. Чтобы устранить опасения по поводу того, что региональные масштабы национальных рецессий не могут быть распределены случайным образом по штатам, я оцениваю уравнение 2, используя методы, основанные на оценке склонности. В частности, я использую метод корректировки регрессии с использованием обратного вероятностного взвешиания (inverse-probability weighted regression adjustment, IP-WRA)) (Wooldridge, 2007; Imbens and Wooldridge, 2009).

Оценка IPWRA сочетает в себе взвешивание по шкале склонности с регрессионной корректировкой, которая использует регрессионный анализ для получения оценок, противоречащих фактическим результатам. Оценку IPWRA можно рассматривать как двухэтапную оценку8. На первом этапе выполняется регрессия показателя по правилу Сахм с учетом запаздывающих значений правила Сахм, уровня безработицы, соотношения занятости и численности населения, а также одновременных элементов управления, которые будут включены в регрессию второго этапа, и эффектов, зависящих от состояния и времени. Коэффициенты регрессии, полученные на первом этапе, используются для получения оценки склонности — например, прогнозируемой вероятности наступления рецессии, — которая затем используется для взвешивания наблюдений на втором этапе регрессии.

На втором этапе наблюдения повторно взвешиваются в соответствии с обратной вероятностью обработки9, так что больший вес придается обработанным наблюдениям, которые, по-видимому, вряд ли были обработаны, и контрольным наблюдениям, которые, по-видимому, вряд ли были контрольными. По сути, этот подход сравнивает “обработанные” штаты (те, которые находятся в состоянии рецессии) с контрольной группой, демонстрирующей аналогичную динамику, тем самым устраняя опасения по поводу неслучайного отбора штатов, переживающих рецессию. Важной особенностью оценки IPWRA является то, что она обладает двойной надежностью, а это означает, что она устойчива к неправильной спецификации либо модели обработки (первый этап), либо модели исхода (второй этап) (Wooldridge, 2007). В приложении А представлены результаты регрессии модели лечения на первом этапе.

4. Результаты

4.1. Панельные оценки с фиксированными эффектами

В таблице 2 представлены результаты оценки уравнения 1 с помощью пуассоновской оценки псевдомаксимального правдоподобия. Стандартные ошибки сгруппированы на уровне штатов, чтобы учесть возможность последовательной корреляции во времени в пределах каждого штата, наличие которой привело бы к ошибочному сокращению доверительного интервала в отсутствие кластеризации. Панели A и B используют уровень безработицы как показатель слабости рынка труда, панели C и D используют соотношение занятости и численности населения.

табл2

Таблица 2: Результаты с фиксированными эффектами на панели — Прекращение работы с участием 1000 или более работников (январь 1993 — сентябрь 2023)

Примечания: Стандартные ошибки в скобках, сгруппированы на уровне штатов. p < 0,1 p < 0,05 ∗∗ p < 0,01 ∗∗∗. Наблюдения, взвешенные по средней численности населения штата. Оценки, получены путем применения пуассоновского метода оценки псевдомаксимального правдоподобия с использованием команды Стата ppmlhdfe (Correia et al., 2020). Изменяющиеся во времени контрольные переменные на уровне штата включают в себя (логарифмическую) численность населения штата, долю работников, состоящих в профсоюзе, долю белого населения штата, долю населения штата, проучившегося не менее четырех лет в колледже, долю населения старше 65 лет, количество доля работников, занятых в отраслях, пользующихся спросом, и темпы роста населения.


В панелях A и C зависимая переменная — это новые остановки работы, в которых задействовано 1000 или более сотрудников на миллион работников. В панелях B и D зависимая переменная — это общее количество остановок (новых и продолжающихся) на миллион работников. Следуя Коррейя с соавторами (Correia et al., 2020), я отбрасываю все наблюдения, которые являются отдельными
10 или единичными11. Наконец, если не указано иное, я взвешиваю все наблюдения по среднему населению штатов, так что коэффициенты регрессии следует интерпретировать как влияние на среднего человека, а не на средний штат.

Результаты, приведенные в таблице 2, свидетельствуют о том, что снижение активности на рынке труда обратно коррелирует с остановками работы. В большинстве регрессионных спецификаций увеличение активности на рынке труда приводит к сокращению числа остановок работы. Влияние уровня безработицы как на количество появление новых, так и на общее количество случаев прекращения работы является статистически и экономически значимым во всех спецификациях, приведенных в таблицах А и В, за исключением тех, которые указаны в колонке (4). Группа А предполагает, что увеличение уровня безработицы на один процентный пункт сокращает количество новых случаев прекращения работы с участием 1000 или более работников до 15%.

В таблице В показано, что увеличение уровня безработицы на один процентный пункт снижает общее число случаев прекращения работы с участием 1000 или более работников на 13,5-14,7% (в колонке (4) экономический показатель на самом деле больше, хотя коэффициент рассчитан менее точно). Диаграммы C и D показывают, что влияние соотношения занятости и численности населения аналогично. На диаграмме C влияние соотношения занятости и численности населения на новые случаи прекращения работы с участием 1000 или более работников статистически незначимо в столбцах (3) и (4). Однако в таблице D показано, что влияние соотношения занятости и численности населения на общее число случаев прекращения работы является экономически и статистически значимым в каждом конкретном случае. Из столбцов (3) и (4) панели D следует, что увеличение соотношения занятости и численности населения на один процентный пункт увеличивает общее количество остановок работы с участием 1000 или более работников на 12,6%.

В таблице 3 представлены результаты альтернативной спецификации, включающей зависимую переменную, отражающую долю занятых работников в данном месяце, которые сообщили, что отсутствовали на прошлой неделе из-за трудового спора, как сообщалось в текущем исследовании населения (Flood et al., 2023). В каждом конкретном случае увеличение (снижение) уровня безработицы (соотношения занятости и численности населения) приводит к статистически значимому снижению (увеличению) доли занятых работников, отсутствующих на работе из-за трудового спора. Столбцы (1)-(3) показывают, что увеличение уровня безработицы на один процентный пункт снижает долю занятых работников, отсутствующих по причине трудового спора, с 6,3% до 6,6%. Аналогичным образом, столбцы (4)-(6) показывают, что увеличение соотношения занятости и численности населения на один процентный пункт увеличивает долю рабочей силы, отсутствующей из-за трудового спора, с 3,6% до 5,4%. Взятые вместе, результаты, приведенные в таблицах 2 и 3, на первый взгляд подтверждают утверждение Калецки (Kalecki, 1943) о том, что узкие рынки труда усиливают активность рабочей силы, тем самым оправдывая сопротивление капиталистов поддержанию полной занятости за счет государственных расходов.

Однако, несмотря на тот факт, что широкий набор изменяющихся во времени мер контроля на уровне штата и фиксированных эффектов, зависящих от штата и времени, вероятно, будет учитывать значительную степень неоднородности, влияющую на взаимосвязь между условиями на рынке труда и забастовочной активностью, маловероятно, что оценки, представленные в таблицах 2 и 3, адекватны выявят все потенциальные источники предвзятости. Таким образом, в разделе 4.2 применяется корректировка Остера (Oster, 2019) для отбора по ненаблюдаемым параметрам, чтобы оценить степень, в которой смещение пропущенных переменных может повлиять на результаты в таблицах 2 и 3. Затем в разделе 4.3 представлены результаты альтернативной оценки, использующей различные сроки национальных спадов в разных штатах с помощью методов, основанных на оценке склонности.

4.2. Тест Остера (Oster, 2019) для отбора по ненаблюдаемым показателям

Остер (Oster, 2019) разработал процедуру коррекции смещения, которая может быть использована для корректировки коэффициентов регрессии при наличии выборки по ненаблюдаемым параметрам. В частности, Остер (Oster, 2019) показывает, что в предположении о равном отборе, т.е. о том, что отбор по ненаблюдаемым характеристикам пропорционален отбору по наблюдаемым характеристикам, коэффициент регрессии с поправкой на смещение может быть получен как:

фрм1

Где βshort — коэффициент регрессии, полученный из “короткой” регрессии зависимой переменной только на основе независимой переменной, βlong — коэффициент регрессии, полученный из “длинной” регрессии, содержащей полный набор элементов управления, R2short — значение R2 из “короткой” регрессии, R2long — значение R2 значение из “длинной” регрессии, а R2max — максимальное значение для R2. Oster (Oster, 2019) предполагает, что R2max = 1,3 × R2long в качестве возможной верхней границы, поскольку только 45% нерандомизированных результатов, проанализированных Остером (Oster, 2019), выдерживают корректировку результирующего смещения.

табл3Таблица 3: Панельные результаты с фиксированными эффектами — Доля занятых работников, отсутствующих на работе из-за трудового спора (май 1985 г. — сентябрь 2023 г.)

Примечания: Стандартные ошибки в скобках, сгруппированы на уровне штатов. p < 0,1 p < 0,05 ∗∗ p < 0,01 ∗∗∗. Наблюдения, взвешенные по средней численности населения штата. Оценки, получены путем применения пуассоновского метода оценки псевдомаксимального правдоподобия с использованием команды Стата ppmlhdfe (Correia et al., 2020). Изменяющиеся во времени контрольные переменные на уровне штата включают в себя (логарифмическую) численность населения штата, долю работников, состоящих в профсоюзе, долю белого населения штата, долю населения штата, проучившегося не менее четырех лет в колледже, долю населения старше 65 лет, количество доля работников, занятых в отраслях, пользующихся спросом, и темпы роста населения.

На панели A таблицы 4 представлены скорректированные с учетом погрешности коэффициенты для спецификаций, использующих уровень безработицы в качестве независимой переменной. На панели B таблицы 4 представлены скорректированные с учетом погрешности коэффициенты для спецификаций, использующих соотношение занятости и численности населения в качестве независимой переменной. Для оценок из таблицы 2 коэффициент регрессии и R2 из “длинной” регрессии получены из наиболее насыщенной спецификации, которая остается статистически значимой. Для оценок из таблицы 3 коэффициенты и R2 из “длинной” регрессии получены из столбцов (3) и (6) соответственно.

табл4Таблица 4: Корректировка смещения Остера (Oster, 2019)

Примечания:
В таблице представлены оценки коэффициентов регрессии с поправкой на смещение по Остеру (Oster, 2019).

В каждом случае результаты, приведенные в таблице 4, свидетельствуют о том, что первоначальные панельные оценки с фиксированными эффектами, полученные в таблицах 2 и 3, смещены в сторону нуля. Оценки Остера (Oster, 2019), скорректированные на смещение, больше по абсолютной величине для каждой спецификации регрессии. В спецификациях, показывающих долю занятых работников, отсутствующих на рабочем месте из-за трудового спора, коэффициент, скорректированный на смещение, более чем в два раза превышает первоначальную оценку. Взятые вместе, результаты, приведенные в таблице 4, показывают, что в той мере, в какой смещение пропущенной переменной влияет на результаты оценки, на результаты оценки, вероятно, будет оказано влияние, не позволяющее обнаружить эффект, предложенный Калецки (Kalecki, 1943).

4.3. Оценки по правилу Сахм (Sahm, 2019)

В таблице 5 представлены результаты из спецификации оценки IPWRA, основанной на правиле Сахм (Sahm, 2019), которая приведена в уравнении 2. В каждой спецификации регрессии наблюдения взвешиваются по обратной вероятности обработки, как описано в разделе 3. В столбцах (1) и (2) представлены результаты по новым случаям прекращения работы, в столбцах (3) и (4) представлены результаты по общему количеству случаев прекращения работы, а в столбцах (5) и (6) представлены результаты по доле занятых работников, отсутствующих на работе из-за трудового спора. Уравнение 2 рассчитывается с помощью пуассоновской оценки псевдомаксимального правдоподобия, исключающей все отдельные и одиночные наблюдения. Стандартные ошибки группируются на уровне штатов.

табл5

Таблица 5: Оценщик по правилу Сахм (Sahm, 2019) с корректировкой регрессии, взвешенной по обратной вероятности

Примечания: Стандартные ошибки в скобках, сгруппированы на уровне штата. p < 0,1 = p < 0,05 = p < 0,01 ∗∗=. Наблюдения взвешены с помощью обратного вероятностного взвешивания. Оценки получены путем применения пуассоновского метода оценки псевдомаксимального правдоподобия с использованием команды Стата ppmlhdfe (Correia et al., 2020). Оценки исключают отдельные и одиночные наблюдения. Изменяющиеся во времени контрольные переменные на уровне штата включают в себя (логарифмическую) численность населения штата, долю работников, состоящих в профсоюзе, долю белого населения штата, долю населения штата, проучившегося не менее четырех лет в колледже, долю населения старше 65 лет, количество доля работников, занятых в отраслях, производящих товары народного потребления, и темпы прироста населения. В столбцах (2), (4) и (6) указаны два периода остановки работы.

Результаты, приведенные в таблице 5, свидетельствуют о том, что различия в сроках национальных рецессий в разных штатах оказывают негативное и значительное влияние на прямые действия рабочей силы. Результаты являются экономически значимыми и статистически значимыми во всех столбцах, за исключением столбца (2), который незначителен (p = 0,10). В частности, результаты, приведенные в таблице 5, свидетельствуют о том, что начало рецессии сокращает количество новых рабочих мест, общее количество случаев прекращения работы и долю работников, отсутствующих из-за трудового спора.

Наступление рецессии сокращает количество новых случаев прекращения работы с 41% до 74%, сокращает общее количество случаев прекращения работы с 41% до 65% и сокращает долю занятых работников, сообщающих об отсутствии на работе из-за трудового спора, с 26% до 39%. В дополнение к корректировке на возможный отбор в связи с национальными рецессиями с помощью методов, основанных на оценке склонности, результаты устойчивы к учету фиксированных эффектов по штатам, годам и месяцам, а также двух периодов приостановки работы. В таблице 5 приведено эмпирическое подтверждение утверждения Калецки (Kalecki, 1943) о том, что режим полной занятости приведет к “увеличению заработной платы и улучшению условий труда” (стр.326), тем самым рационализируя оппозицию капиталистов политике полной занятости.

4.4. Плацебо-тесты

В таблице 6 представлены результаты плацебо-тестов с использованием альтернативных причин отсутствия на работе. В таблице 6 используется оценка IPWRA, основанная на правиле Сахм (Sahm, 2019), для изучения влияния начала национальной рецессии на отсутствие на работе из-за отпусков, медицинских проблем и погодных условий. Интуитивно понятно, что если Калецки (Kalecki, 1943) прав в том, что основной механизм, посредством которого слабость рынка труда влияет на прекращение работы, заключается в его влиянии на относительную рыночную силу работников, то на частоту отсутствия на работе, которая (в основном) не связана с рыночной силой работников, не должен влиять штат, вступающий в рецессию.

табл6Таблица 6: Плацебо-тесты на альтернативное отсутствие

Примечания: Стандартные ошибки в скобках, сгруппированы на уровне штата. p < 0,1 = p < 0,05 = p < 0,01 ∗∗=. Наблюдения взвешены с помощью обратного вероятностного взвешивания. Оценки получены путем применения пуассоновского метода оценки псевдомаксимального правдоподобия с использованием команды Стата ppmlhdfe (Correia et al., 2020). Оценки исключают отдельные и одиночные наблюдения. Изменяющиеся во времени контрольные переменные на уровне штата включают в себя (логарифмическую) численность населения штата, долю работников, состоящих в профсоюзе, долю белого населения штата, долю населения штата, проучившегося не менее четырех лет в колледже, долю населения старше 65 лет, количество доля работников, занятых в отраслях, производящих товары народного потребления, и темпы прироста населения. Все спецификации включают в себя два запаздывания как по доле отсутствия споров, так и по общему количеству остановок работы.

Результаты плацебо-тестов, представленные в таблице 6, подтверждают основные результаты оценки. Результаты в столбцах (1) и (2) показывают, что вступление в рецессию, основанное на показателе правила Сахм (Sahm, 2019), не оказывает статистически значимого влияния на долю занятых работников, сообщающих об отсутствии на работе в связи с отпуском или по медицинским показаниям, и расчетные коэффициенты регрессии в этих столбцах следующие значительно меньшие по величине, чем те, что приведены в таблице 5. В столбце (3) расчетный коэффициент регрессии показывает, что начало экономического спада увеличивает долю работников, сообщающих об отсутствии на работе из-за погодных условий (противоположный признак можно было бы ожидать, если бы ожидали, что плацебо-тест приведет к аннулированию основных результатов).

Этот, казалось бы, загадочный вывод можно объяснить тем, что экстремальные погодные катаклизмы сами по себе могут привести как к безработице, так и к отсутствию на работе. На рисунке 5 показано правило Сахм (разница между трехмесячным скользящим средним значением уровня безработицы и его минимумом за предыдущие двенадцать месяцев) для штата Луизиана за период, включающий ураган «Катрина». В штате Луизиана наблюдается значительный всплеск действия правила Сахм (Sahm, 2019) во время ликвидации последствий урагана «Катрина», так что можно ожидать роста безработицы и (учитывая разрушения, вызванные ураганом) увеличения числа случаев отсутствия на работе из-за погодных условий в этот период.

рис.5Рисунок 5: Правило Сахм (Sahm, 2019) в Луизиане во время урагана «Катрина»

Примечания: На рисунке 5 показана разница между скользящим средним значением уровня безработицы за три месяца и минимумом за предыдущие двенадцать месяцев в Луизиане в период с января 2000 года по декабрь 2007 года. На рисунке показан резкий рост нормы Сахм (Sahm, 2019) в Луизиане, вызванный ураганом «Катрина» в 2005 году.

Одного исключения 2005 года (ураган «Катрина») и 2010 года (в котором в общей сложности был зафиксирован 21 тропический циклон, что является наибольшим показателем за все 2010-е годы) достаточно, чтобы сделать коэффициент регрессии в столбце (4) статистически незначимым и уменьшить его величину по сравнению со столбцом (3) более чем на наполовину. Таким образом, объединенные результаты плацебо-тестов, представленные в таблице 6, свидетельствуют о том, что начало рецессии12 не оказывает влияния на долю занятых работников, сообщающих об отсутствии на работе по причинам, отличным от трудовых споров, что подтверждает основные выводы.

5 Заключение

Результаты, представленные в этой статье, обеспечивают эмпирическую поддержку аргументации Калецки (Kalecki, 1943) относительно “политических аспектов полной занятости”. В частности, в этой статье защищается утверждение Калецки (Kalecki, 1943) о том, что поддержание полной занятости за счет государственных расходов, вероятно, приведет к “увеличению заработной платы и улучшению условий труда, что создаст большую политическую напряженность” (стр.326). Используя ежемесячные данные о прекращении работы на уровне штата от Бюро статистики труда и данные о состоянии рынка труда на уровне штата, полученные в ходе текущего исследования населения, в этом документе оценивается влияние условий на рынке труда на уровне штата на забастовочную активность с 1993 по 2023 год.

Панельные оценки с фиксированными эффектами показывают, что увеличение уровня безработицы на один процентный пункт сокращает число случаев прекращения работы с участием 1000 или более работников (на миллион) примерно на 14%. Использование альтернативного показателя забастовочной активности, основанного на доле работников, сообщивших об отсутствии на работе в связи с трудовым спором, дает качественно аналогичные результаты. Я поддерживаю подход с фиксированными эффектами, используя оценку, основанную на показателях склонности, которая использует различия во времени национальных спадов в разных штатах США, применяя правило Сахм (Sahm, 2019) на уровне штатов.

Результаты оценки с помощью обратной регрессионной корректировки с учетом вероятности (IPWRA) (Wooldridge, 2007; Imbens and Wooldridge, 2009) указывают, что в период рецессии число новых случаев прекращения работы сокращается с 41% до 74%, общее число случаев прекращения работы — с 41% до 65%, а доля занятых работников, сообщающих об отсутствии на работе из-за трудового спора, сокращается с 26% до 39%. Плацебо-тесты, в которых изучалось влияние начала экономического спада на отсутствие на работе по причинам, отличным от трудового спора, подтверждают основные выводы.

Негативное влияние безработицы на забастовочную активность обосновывает противодействие капиталистов поддержанию полной занятости. В отличие от заявлений защитников свободного рыночного капитализма о том, что проблема экономической депрессии “не основывается на конфликте интересов” (Knight, 1940, с.192), представленные здесь доказательства подтверждают утверждение Калецки (Kalecki, 1943) о том, что в основе политики полной занятости лежит конфликт интересов капиталистов и рабочих. Важно отметить, что только признав этот конфликт интересов, можно будет создать новые социальные и политические институты, необходимые для того, чтобы воплотить “капитализм полной занятости” (“full-employment capitalism”) (Kalecki, 1943, с.331) в реальность. Именно в успехе или неудаче капитализма в проведении фундаментальных реформ, необходимых для перехода к полной занятости, Калецки (Kalecki, 1943) видит ключ к выживанию всего капиталистического предприятия. Согласно Калецки (Kalecki, 1943), для предотвращения скатывания к фашизму необходимо преодолеть противодействие полной занятости:

борьба прогрессивных сил за полную занятость является в то же время способом предотвращения рецидива фашизма” (стр.331).

Только после того, как мы сначала признаем “политические аспекты” политики полной занятости, эта борьба может начаться всерьез.

 

Ссылки на литературу  

Blecker, R. 2016. “Wage-led Versus Profit-led Demand Regimes: the Long and the Short of it.” Review of Keynesian Economics, 4(4): 373-390.

Card, D. 1990. “Strikes and Bargaining: A Survey of Recent Empirical Literature.” American Economic Review, 80(2): 410-415.

Chen, J., and Roth, J. 2023. “Logs with Zeros? Some Problems and Solutions.” Quarterly Journal of Economics. https://doi.org/10.1093/qje/qjad054.

Cohn, J, Liu, Z., and Wardlaw, M. 2022. “Count (and Count-like) Data in Finance.” Journal of Financial Economics, 146(2): 529-551.

Correia, S. 2015. “Singletons, Cluster-Robust Standard Errors and Fixed Effects: A Bad Mix.” Working Paper. https://scorreia.com/research/singletons.pdf.

Correia, S., Guimarães, P., and Zylkin, T. 2020. “Fast Poisson Estimation with High-Dimensional Fixed Effects.” The Stata Journal, 20(1): 95-115.

Correia, S., Guimarães, P., and Zylkin, T. “Verifying the Existence of Maximum Likelihood Estimates for Generalized Linear Models.” Working Paper. arXiv. https://doi.org/10.48550/arXiv.1903.01633.

Dubois, E. 2016. “Political Business Cycles 40 Years After Nordhaus.” Public Choice, 166: 235-259.

Flood, S., King, M., Rodgers, R., Ruggles, S., Warren, R., Backman, D., Chen, A., Cooper, G.,

Richards, S., Schouweiler, M., and Westberry, M. 2023. IPUMS CPS: Version 11.0 [dataset]. Minneapolis, MN: IPUMS, 2023. https://doi.org/10.18128/D030.V11.0.

Girardi, D., Meloni, W., and Stirati, A. 2020. “Reverse Hysteresis? Persistent Effects of Autonomous Demand Expansions.” Cambridge Journal of Economics, 44(4): 835-869.

Gould, W. 2011. “Use poisson rather than regress; tell a friend.” The Stata Blog, August 2011.

Gruber, J., and Kleiner, S. 2012. “Do Strikes Kill? Evidence from New York State.” AEJ: Economic Policy, 4(1): 127-157.

Imbens, G., and Wooldridge, J. 2009. “Recent Developments in the Econometrics of Program Evaluation.” Journal of Economic Literature, 47(1): 5-86.

Kalecki, M. 1943. “Political Aspects of Full Employment.” Political Quarterly, 14(4): 322-331.

Kaufman B. 1982. “The Determinants of Strikes in the United States, 1900-1977.” ILR Review, 35(4): 473-490.

Knight, F. 1940. “Socialism: The Nature of the Problem.” in Freedom and Reform: Essays in Economics and Social Philosophy. Indianapolis: Liberty Fund.

Massenkoff, M., and Wilmers, N. 2024. “Economic Outcomes of Strikers in an Era of Weak Unions.” Journal of Labor Economics, 42(1): 25-51.

Mendieta-Mu˜noz, I., Rada, C., Schiavone, A., and von Arnim, R. 2022. “Dualism and Payroll Shares Across US States.” Regional Studies, 56(2): 307-323.

Mullahy, J., and Norton, E. 2023. “Why Transform Y? The Pitfalls of Transformed Regressions with a Mass at Zero.”Oxford Bulletin of Economics and Statistics. Early View, https://doi.org/10.1111/obes.12583.

Nichols, A. 2010. “Regression for Nonnegative Skewed Dependent Variables.” BOS10 Stata Conference 2, Stata Users Group.

Nikiforos, M., and Foley, D. 2012. “Distribution and Capacity Utilization: Conceptual Issues and Empirical Evidence.” Metroeconomica, 63(1): 200-229.

Nikiforos, M., Santetti, M., and von Arnim, R. 2023. “The Sraffian Supermultiplier and Cycles: Theory and Empirics.” Review of Political Economy, Online First: 1-20.

Nordhaus, W. 1975. “The Political Business Cycle.” Review of Economic Studies, 42(2): 169-190.

Oster, E. 2019. “Unobservable Selection and Coefficient Stability: Theory and Evidence.” Journal of Business & Economic Statistics, 37(2): 187-204.

Petach, L. 2020. “Distribution and Capacity Utilization: Evidence from State-level Data.” Review of Keynesian Economics, 8(2): 240-267.

Petach, L. 2021. “Spatial Keynesian Policy and the Decline of Regional Income Convergence in the USA.” Cambridge Journal of Economics, 45(3): 487-510.

Rada, C., and Kiefer, D. 2015. “Profit Maximising Goes Global: The Race to the Bottom.” Cambridge Journal of Economics, 39(5): 1333-1350.

Sahm, C. 2019. “Direct Stimulus Payments to Individuals.” in, Boushey, H., Nuun, R., and Shambaugh, J. (eds.). Recession Ready: Fiscal Policies to Stabilize the American Economy. Washington, D.C.: Brookings Institution.

Sawyer, M. 2023. “Political Aspects of Full Employment: Eight Decades On.” Review of Political Economy, 35(4): 1109-1123.

Schmidt, M., and Berri, D. 2004. “The Impact of Labor Strikes on Consumer Demand: An Application to Professional Sports.” American Economic Review, 94(1): 344-357.

Schor, J., and Bowles, S. 1987. “Employment Rents and the Incidence of Strikes.” American Economic Review, 69(4): 584-592.

Silva, J.M.C. S., and Tenreyro, S. 2004. “The Log of Gravity.” Review of Economics and Statistics, 88(4): 641-658.

Spencer, D. 2024. “Beyond Full Employment: Keynes and Kalecki on our Economic Future.” Review of Political Economy, Online First. https://doi.org/10.1080/09538259.2024.2317183.

Toporowski, J. 2023. “Political Aspects of Full Employment in Retrospect.” Contributions to Political Economy, 42(1): 226-241.

Wooldridge, J. 2007. “Inverse Probability Weighted Regression Estimation for General Missing Data Problems.” Journal of Econometrics, 141(2): 1281-1301.

Zorn, C. 2005. “A Solution to Separation in Binary Response Models.” Political Analysis, 13: 157-170.

Источник postkeynesian.net (working papers of PKES №2407, May 2024).

Перевод Матвея Русиновича при участии Максима Дмитриева

1Важно отметить, что мнение Калецки о том, что режим полной занятости создает конфликт интересов между рабочими и капиталистами, противоречит утверждениям многих защитников свободного рыночного капитализма. Например, Найт (Knight, 1940) пишет, что “экономическая депрессия является феноменом денежной механики и представляет собой особенно интересную и значимую проблему — своего рода тестовый пример действий правительства — в том смысле, что она не основана на конфликте интересов. Практически все теряют от депрессии и выиграли бы от ее ликвидации” (с.193).

2Нордхаус (1975) отмечает, что “единственной серьезной теорией [политических причин экономического цикла] является теория М. Калецки” (с.181). Однако Нордхаус (1975) в конечном счете отвергает работу Калецки (1943), объясняя выводы Калецки тем фактом, что он предполагает, что “предприниматели и капиталисты обладают непропорционально большим контролем над политическим механизмом” (стр.182). Если Калецки виновен в преувеличении политического влияния предпринимателей, то Нордхаус (Nordhaus, 1975) — в принятии функции социального обеспечения, определяемой предпочтениями среднего избирателя, — обвиняется в противоположном грехе, а именно в предположении, что капиталисты вообще не оказывают влияния.

3Самая ранняя дата начала прекращения работы в данных — 16 февраля 1988 года, когда Ассоциация работодателей по морским буксирам и транспорту прекратила работу в штате Нью-Йорк 20 декабря 1993 года.

4Поскольку в программе BSL одному случаю остановки работы соответствует одна запись, в которой указано только общее количество задействованных работников и каждый из задействованных штатов, я не берусь предполагать, как работники были распределены по штатам. Вместо этого, два приведённых выше показателя просто демонстрируют, влияет ли остановка работы, охватывающая 1000 или более работников на конкретный штат в некий месяц (независимо от доли вовлечённых работников непосредственно в этом штате).

5Несмотря на то, что данные по отсутствию на работе доступны с 1976 года, ежемесячные данные по членству в профсоюзе — ключевая контрольная переменная в приведённых ниже спецификациях регрессии — доступны лишь с мая 1983. Именно поэтому я ограничиваю выборку IPUMS CPS до периода после мая 1983.

6В качестве примера, предположим, что кого-то интересует (полу-)эластичность забастовочной активности по отношению к уровню безработицы. В этом случае типичным подходом может быть регрессирование натурального логарифма забастовочной активности по уровню безработицы. Однако, как отмечают Сильва и Тенрейро (Silva and Tenreyro, 2004), неравенство Дженсена (Jensen’s inequality) подразумевает, что E(ln(y)) lnE(y), так что параметры логарифмически линеаризованных моделей, оцениваемых с помощью МНК, вероятно, являются смещёнными оценками истинной эластичности при наличии гетероскедастичности. Сильва и Тенрейро (Silva and Tenreyro, 2004) показывают, что несмещенные оценки могут быть получены путем применения пуассоновского метода оценки псевдомаксимального правдоподобия, и что важно в таких случаях данные не обязательно должны быть пуассоновскими, а зависимая переменная не обязательно должна быть целым числом.

7Я реализую этот оценщик, используя команду Стата ppmlhdfe (Correia et al., 2020).

8См. Girardi et al. (2020) об альтернативном применении оценки IPWRA в контексте автономного расширения спроса.

9В частности, обработанным единицам присваивается вес 1/p, а контрольным единицам присваивается вес 1/1-p, где p прогнозируемая вероятность обработки.

10Хорошо известная проблема, связанная с нелинейными моделями, заключается в том, что существование оценок максимального правдоподобия не гарантируется. В частности, в контексте бинарных или количественных результатов “разделение” происходит, когда одна или несколько ковариат (covariates) модели точно предсказывают переменную результата (Zorn, 2005). Коррейя и др. (Correia et al. 2021) показывают, что, поскольку любая обобщенная линейная модель (generalized linear model, GLM) может быть вложена в “компактифицированную” GLM, где условному среднему значению каждого наблюдения разрешено приближаться к его граничным значениям, и что наблюдения с условными средними на границе являются идеально предсказанными наблюдениями, “разделенные” наблюдения не дают никакой информации о параметрах, связанных с интерьерными решениями, и как таковые могут быть отброшены, не влияя на согласованность оценки.

11Коррейя (Correia, 2015) показывает, что сохранение одиночных наблюдений — групп только с одним наблюдением — в регрессиях, где фиксированные эффекты вложены в кластеры, может привести к завышению статистической значимости и неправильному выводу, и поэтому предлагается отказаться от одиночных наблюдений.

12Или, более конкретно, вступление в рецессию, вызванную в первую очередь не экстремальными погодными явлениями.

Об авторе. Люк Петах - доцент (Associate Prof.) в Jack C. Massey College of Business Белмонтского ун-та.

Об авторе. Люк Петах — доцент (Associate Prof.) в Jack C. Massey College of Business Белмонтского ун-та.

Об авторе Редактор