1

A.07.3

Jerzy Czesław Ossowski

Katedra Ekonomii i Zarz dzania Przedsi biorstwem

Wydział Zarz dzania i Ekonomii

Politechnika Gda ska

XII Seminarium Naukowe Katedry Ekonomii i Zarz dzania Przedsi biorstwem Politechniki Gda skiej

nt.: „GOSPODARKA POLSKI W OKRESIE TRANSFORMACJI”,

Gołu , 17-18 wrzesie 2007 r.

WST PIENIE POLSKI DO UNII EUROPEJSKIEJ A STOPA

BEZROBOCIA W POLSCE

1. Wprowadzenie

Przyst pienie Polski do Unii Europejskiej 1 maja 2004 roku zapewniło obywatelom polskim

natychmiastowe prawo do podejmowania legalnej pracy w cz ci krajów członkowskich. Prawa te z

upływem czasu poszerzały si na kolejne pa stwa unijne. Zauwa my, e obywatele polscy mogli bez

ogranicze podejmowa legaln prac w nast puj cych terminach i pa stwach:

• od 1 maja 2004 roku w Wielkiej Brytanii, Irlandii, Szwecji oraz w nowo przyj tych pa stwach

członkowskich (za wyj tkiem Malty),

• od maja 2006 roku w Hiszpani, Portugalii, Grecji, Finlandii i Islandii (członek EOG),

• od 31 lipca 2006 roku we Włoszech,

• od 1 stycznia 2007 roku w Bułgarii i Rumunii - nowo przyj tych pa stwach Unii

• od 1 maja 2007 w Holandii.

W pozostałych krajach obowi zuj ograniczenia w dost pie do rynku pracy. Ograniczenia te

maj zosta zniesione z dniem 1 maja 2009 roku. W przypadku wyst pienia perturbacji lub gro by

wyst pienia zakłóce na lokalnych rynkach pracy, ograniczenia w swobodnym przepływie siły

roboczej mog zosta utrzymane do 30 kwietnia 2011 roku. Mo liwo stosowania tego typu

przepisów przej ciowych zawarta jest w Traktacie o Przyst pieniu do UE. Nale y podkre li , e

wynikajace z tych przepisów ograniczenia:

• dotycz osób zatrudnionych na podstawie umowy o prac (pracowników),

• nie dotycz osób, które w dniu 1 maja 2004 roku byli dopuszczeni do pracy w danym pa stwie

przez nieprzerwany okres 12 miesi cy,

• nie dotycz osób prowadz cych działalno gospodarcz (osób pracuj cych na własny

rachunek).

Zarysowana powy ej sytuacja wskazuje na mo liwo zmian na rynku pracy w Polsce. Warto

zauwa y , e w dwu ostatnich latach poprzedzaj cych przyst pienie Polski do Unii Europejskiej stopa

bezrobocia według informacji GUS oraz EUROSTAT oscylowała w granicach przekraczaj cych 20%.

Z analizy danych statystycznych dotycz cych tego wska nika wynika, e po bezpo rednim

przyst pieniu Polski do Unii nast pował spadek stopy bezrobocia w kraju (patrz wykres 1):

• z poziomu 18,9% (II kw. 2004) do poziomu 9,9% (II kw. 2007), według EUROSTAT,

• z poziomu 19,4%(II kw. 2004) do poziomu 12,4% (II kw. 2007), według GUS.

Pozwala to postawi nast puj c tez badawcz :

H.B.: W wyniku wst pienia Polski do Unii Europejskiej i cz ciowego otwarcia europejskiego

rynku pracy nast pił spadek stopy bezrobocia w Polsce.

Na tym tle postawi mo na nast puj ce pytanie badawcze:

P.B.: W jakim stopniu na spadek stopy bezrobocia w Polsce wpływ miało cz ciowe otwarcie

rynku pracy w Unii Europejskiej?

Udzielaj c odpowiedzi na to pytanie nale y uwzgl dni dodatkowo nast puj ce fakty:

2

• przeci tna roczna stopa wzrostu PKB zmieniła si z poziomu 3,0 % w latach 2000-2004 do

poziomu 5,0% w latach 2005-2007 (II kwartał),

• przeci tna roczna stopa wzrostu zatrudnienia w Polsce zmieniła si z poziomu ujemnego

wynosz cego -1,93% w latach 2000-2004 do poziomu dodatniego wynosz cego 3,07% w

latach 2005-2007 (II kwartał), według danych EUROSTAT,

• przeci tna roczna stopa wzrostu zatrudnienia w Polsce zmieniła si z poziomu ujemnego

wynosz cego -1,96% w latach 2000-2004 do poziomu dodatniego wynosz cego 1,55% w

latach 2005-2007 (II kwartał), według danych GUS.

Wykres 1 Stopy bezrobocia SU (wg. EUROSTAT) i SB (wg. GUS)

oraz wzrostu PKB (SPKB) w Polsce

0

5

10

15

20

25

19

97

Q1

19

97

Q4

19

98

Q3

19

99

Q2

20

00

Q1

20

00

Q4

20

01

Q3

20

02

Q2

20

03

Q1

20

03

Q4

20

04

Q3

20

05

Q2

20

06

Q1

20

06

Q4

SU
SB

SPKB

2. Koncepcja przyczynowo-skutkowego modelu bezrobocia – przypadek zamkni tego rynku

pracy

Punktem wyj cia przy formułowaniu koncepcji przyczynowo-skutkowego modelu bezrobocia

w warunkach zamkni tego rynku pracy jest nast puj ca definicja stopy bezrobocia (u

t

):

=

−

=

−

=

+

−

)

(

t

)

(

t

t

t

t

t

t

t

LF

,

N

u

LF

N

1

LF

N

LF

u

(1)

gdzie:

LF

t

- wielko zasobów siły roboczej na koniec okresu t,

N

t

- wielko zasobu osób zatrudnionych na koniec okresu t.

Z przedstawionej formuły zdefiniowania stopy bezrobocia wynika, e stopa ta jest:

• ujemn funkcj liczby osób zatrudnionych w gospodarce narodowej (N

t

),

• dodatni funkcj zasobów siły roboczej (LF

t

– aktywnych zawodowo)

Zauwa my, e wielko zasobów siły roboczej (LF) na koniec okresu t zale y od:

• wielko ci zasobów siły roboczej z ko ca okresu t-1,

• strumienia przypływu siły roboczej w okresie t (SpLF) (absolwenci szkół wkraczaj cy na rynek

pracy, osoby w wieku produkcyjnym uaktywniaj ce si zawodowo, obcokrajowcy oficjalnie

zatrudniani,...)

• strumienia odpływu siły roboczej w okresie t (SoLF)(osoby przechodz ce na emerytur , osoby

okresowo opuszczaj ce rynek pracy, emigracja zarobkowa,...).

Z powy szego wynika, e:

3

t

t

t

t

SoLF

SpLF

LF

LF

−

+

=

−1

(2)

Oznacza to, ze przyrost zasobów siły roboczej jest ró nic pomi dzy strumieniem przypływu siły

roboczej a strumieniem odpływu z rynku pracy, co mo emy zapisa w nast puj cy sposób:

t

t

t

t

t

SoLF

SpLF

LF

LF

LF

−

=

−

=

∆

−1

(3)

Uznajmy, e czynnikami decyduj cymi o zmianie zasobów siły roboczej s czynniki demograficzne.

Je li w rozpatrywanym horyzoncie czasu obserwujemy ustabilizowany poziom liczby ludno ci kraju,

to mo emy przyj zało enie upraszczaj ce w my l którego, zasoby siły roboczej z dokładno ci do

czynnika losowego s wielko ci stał

1

. W tej sytuacji wyra enie (3) zapisa mo emy nast puj co:

.

const

F

LF

0

LF

t

t

=

=

⇔

=

∆

(4)

Przy przyj tym powy ej zało eniu, zdefiniowan w (1), stop bezrobocia dla kolejnych okresów

zapiszemy nast puj co:

)

1

(

1

1

t

t

t

t

t

u

F

N

N

F

F

N

F

u

−

=

−

=

−

=

(5.1)

)

1

(

1

1

1

1

1

1

1

−

−

−

−

−

−

=

−

=

−

=

t

t

t

t

t

u

F

N

N

F

F

N

F

u

(5.2)

Odejmuj c stronami od wyra enia (5.1) wyra enie (5.2), otrzymujemy:

t

t

N

F

u

∆

−

=

∆

1

(6)

gdzie:

1

−

−

=

∆

t

t

t

u

u

u

1

−

−

=

∆

t

t

t

N

N

N

Dziel c obustronnie (6) przez N

t-1

otrzymujemy:

1

1

1

−

−

∆

−

=

∆

t

t

t

t

N

N

F

N

u

(7)

Wykorzystuj c (5.2), wyra enie (7) zapisa mo emy nast puj co:

1

1

1

)

1

(

−

−

∆

−

=

−

∆

t

t

t

t

N

N

F

u

F

u

(8)

Przekształcaj c (8) otrzymujemy:

)

1

(

1

−

−

−

=

∆

t

t

t

u

SN

u

(9)

gdzie:

1

−

∆

=

t

t

t

N

N

SN

jest stop wzrostu zatrudnienia w uj ciu ułamkowym.

Wykorzystuj c zdefiniowanie przyrostu stopy bezrobocia, wyra enie (9) przekształci

mo emy do nast puj cej postaci:

1

1

)

1

(

−

−

+

−

−

=

t

t

t

t

u

u

SN

u

(10)

1

Warto zauwa y , e w Polsce w latach 1997 2006 - w warunkach ustabilizowanego poziomu liczby ludno ci

kraju - stosunek liczby osób w wieku produkcyjnym skorygowanej o liczb osób studiuj cych do liczby ludno ci

kraju była ustabilizowana. mieszcz c si w granicach 56,5%- 58,6%.

4

Koncentruj c swoj uwag na nakładach pracy, mo emy uzna , e zapotrzebowanie na prac (N) jest:

• dodatnio uzale nione od poziomu produktu krajowego (Y

t

= PKB

t

),

• ujemnie uzale nione od upostaciowionego i nieupostaciowionego post pu technicznego.

W rezultacie funkcj zapotrzebowania na prac , w postaci multiplikatywnej, zapiszemy nast puj co:

)

0

,

1

0

(

,

e

Y

B

N

t

t

0

t

>

<

<

=

⋅

−

β

α

α

β

(11)

Oznacza to, e dla okresu (t-1) funkcj (11) zapiszemy nast puj co:

,

e

Y

B

N

)

1

t

(

1

t

0

1

t

−

−

−

−

=

α

β

(12)

Dziel c stronami wyra enie (11) przez wyra enie (12) otrzymujemy:

α

β

−

−

−

=

e

Y

Y

N

N

1

t

t

1

t

t

(13)

Logarytmuj c obustronnie (13) otrzymujemy:

α

β

−

−

=

−

−

−

)

Y

ln

Y

(ln

N

ln

N

ln

1

t

t

1

t

t

,

(14)

Zauwa my, e:

t

t

t

t

t

t

SN

N

N

N

N

N

=

∆

≅

−

=

∆

−

−

1

1

ln

ln

ln

(15)

t

t

t

t

t

t

SY

Y

Y

Y

Y

Y

=

∆

≅

−

=

∆

−

−

1

1

ln

ln

ln

(16)

gdzie wyra enia SN

t

oraz SY

t

s odpowiednio stop wzrostu nakładów pracy (N) oraz stop wzrostu

produktu krajowego (Y) w uj ciu ułamkowym.

Wykorzystuj c oznaczenia z (15) i (16) posta (14) zapiszemy w nast puj cy sposób:

t

t

SY

SN

⋅

+

−

=

β

α

(17)

Obecnie wprowadzaj c (17) do (10) otrzymujemy:

1

t

1

t

t

t

u

)

u

1

)(

SY

(

u

−

−

+

−

⋅

−

=

β

α

(18)

Przekształcaj c (18) dochodzimy do nast puj cej postaci:

1

t

1

t

t

t

1

t

t

u

)

u

SY

(

SY

u

u

−

−

−

+

⋅

+

⋅

−

⋅

−

=

β

β

α

α

(19)

Zauwa my, i w przypadku uj cia stopy wzrostu PKB i stopy bezrobocia w postaci ułamkowej, ich

iloczyn w przybli eniu jest równy zero, tzn.: SY

t

·u

t-1

0. Wykorzystuj c ten fakt, wyra enie (19)

ostatecznie zapisa mo emy nast puj co:

t

1

t

t

SY

u

)

1

(

u

⋅

−

⋅

−

+

≅

−

β

α

α

(20)

Uwzgl dniaj c zało enia dotycz ce parametrów i , które sformułowano dla równania (11),

stwierdzamy, i :

)

SY

,

u

(

u

u

)

(

t

)

(

1

t

t

−

+

−

=

(21)

Na podstawie (20) i (21) powiemy, e stopa bezrobocia na koniec okresu t:

5

• zmniejsza si wraz ze wzrostem stopy wzrostu PKB w danym okresie,

• inercyjnie dostosowuje si do poziomu stóp bezrobocia z okresów wcze niejszych, tym samym

inercyjnie dostosowuje si do zmieniaj cych si poziomów stóp wzrostu PKB.

3. Dynamiczny model stopy bezrobocia

Utrzymuj c zało enie o zamkni tym charakterze rynku pracy oraz wykorzystuj c powy ej

sformułowane prawidłowo ci przyczynowo-skutkowe, a ponadto pomijaj c zakłócenia losowe w

rozpatrywanych zwi zkach, mamy podstaw do sformułowania nast puj cego dynamicznego modelu

charakteryzuj cego poziom stopy bezrobocia:

)

0

b

,

1

a

0

(

,

SPKB

b

u

a

b

u

1

t

1

1

t

0

t

<

<

<

⋅

+

⋅

+

=

−

(22)

gdzie:

%

100

Y

Y

Y

SPKB

4

t

4

t

t

t

⋅

−

=

−

−

(23)

jest roczn stopa wzrostu PKB w uj ciu procentowym w sytuacji posługiwania si danymi

kwartalnymi. Umówmy si ponadto, e zmienna u

t

reprezentuje procentowo okre lon stop

bezrobocia SU

t

,

mierzon według metodologii EUROSTAT lub procentowo okre lon stop

bezrobocia SB

t

,

mierzon według metodologii GUS.

Model (22) sprowadzi mo emy do przeł cznikowego modelu trendu, którego ogóln posta

zapiszemy nast puj co:

)

SPKB

,

t

(

u

u

t

t

=

(24)

Na podstawie modelu (22) i (24) okre li mo emy graniczne poziomy stopy bezrobocia oraz

krótkookresowe oraz długookresowe efekty oddziaływania zmiennej SPKB na stop bezrobocia u.

Graficzn charakterystyk tych parametrów przedstawiono na rysunkach 1, 2, 3 oraz 4.

A.

Graniczny warunkowy poziom stopy bezrobocia:

Graniczny warunkowy poziom stopy bezrobocia (u

et

) wskazuje na granic funkcji trendu

przeł cznikowego (24) do której zmierza stopa bezrobocia przy ustalonym poziomie stopy wzrostu

PKB, co zapiszemy nast puj co:

a

1

SPKB

b

b

u

t

1

0

et

−

+

=

(25)

B.

Efekt krótkookresowy oddziaływania stopy PKB na stop bezrobocia (u).

Na podstawie (22) okre lamy

efekt krótkookresowy oddziaływania SPKB na stop bezrobocia (u):

0

b

SPKB

u

Ef

SPKB

b

u

:

)

SPKB

(

Ef

1

t

t

k

t

t

1

t

k

t

<

=

=

=

∆

∆

∆

∆

∆

(26)

Wykorzystuj c (26) powiemy, e

wzrost stopy PKB o 1 punkt procentowy w okresie t prowadzi do

spadku stopy bezrobocia w tym samym okresie o b

1

punktu procentowego.

C.

Efekt długookresowy oddziaływania stopy PKB na stop bezrobocia (u) oraz

graniczna wielko stopy bezrobocia (u

et

)

Je li zało ymy, e stopa wzrostu PKB ulega zmianie w czasie, wówczas musimy uzna , e

graniczny warunkowy poziom stopy bezrobocia, zdefiniowany w (25), podlega zmianie. Tym

samym wykorzystuj c (25) okre lamy

długookresowy efekt oddziaływania stopy PKB na stop

bezrobocia (u) w nast puj cy sposób:

0

a

1

b

SPKB

u

Ef

SPKB

a

1

b

u

:

)

SPKB

(

Ef

1

t

t

d

t

t

1

et

d

t

<

−

=

=

−

=

∆

∆

∆

∆

∆

(27)

6

Na podstawie (27) powiemy, e

je eli stopa PKB w okresie t wzro nie o 1 punkt procentowy i

utrzyma si na nowym poziomie, to stopa bezrobocia ostatecznie (czyli w granicy) zmaleje o

[b

1

/(1-a)] punktu procentowego.

Analizuj c efekty krótkookresowych i długookresowych zmian stopy bezrobocia, wynikaj ce

ze zmian stopy PKB, rozwa y mo emy cztery potencjalne warianty zmian, co przedstawiono na

rysunkach 1, 2, 3 i 4. Przeprowadzaj c te rozwa ania zało ono, e stopa wzrostu PKB przyjmowała

dwa ró ni ce si poziomy w ten sposób, e:

• SPKB

t

= SPKB

0

= const.

dla t = 0, 1, 2, 3, ..., h-2, h-1.

• SPKB

t

= SPKB

h

= const.

dla t = h, h+1, h+2, ..., n-1, n.

W wariancie pierwszym (patrz rys. 1) zakładamy, e stopa bezrobocia pocz tkowo wzrasta,

zmierzaj c do granicy u

e0

. W okresie t=h nast puje spadek stopy wzrostu PKB. W wyniku tego

impulsu nast puje jednoczesne przesuni cie w gór trendu stopy bezrobocia (efekt krótkookresowy) i

granicy u

eh

do której zmierza trend (efekt długookresowy).

W wariancie drugim (patrz rys. 2) zakładamy, e stopa bezrobocia pocz tkowo maleje,

zmierzaj c do granicy u

e0

. W okresie t=h nast puje wzrost stopy wzrostu PKB. W wyniku tego

impulsu nast puje jednoczesne przesuni cie w dół trendu stopy bezrobocia (efekt krótkookresowy) i

granicy u

eh

do której zmierza trend (efekt długookresowy).

u

t

u

t

(t,SPKB

t

)

t

0

u

e0

Rys. 2 Efekty krótkookresowych i długookresowych zmian stopy bezrobocia (u

t

) wynikaj ce ze wzrostu

stopy produktu krajowego brutto ( SPKB

t

>0) w okresie t=h

(w warunkach ci głego spadku stopy bezrobocia)

u

eh

h

Ef

t

d

: u

et

<0

Ef

t

k

: u

t

<0

u

0

gdzie:

Efekt długookresowy

Ef

t

d

( SPKB

t

): u

et

= (b

1

/1-a)· SPKB

t

Efekt krótkookresowy

Ef

t

k

( SPKB

t

): u

t

= b

1

· SPKB

t

Granica funkcji:

u

et

= (b

0

+b

1

SPKB

t

)/(1-a)

u

t

u

t

(t,SPKB

t

)

t

0

u

0

u

e0

Rys. 1 Efekty krótkookresowych i długookresowych zmian stopy bezrobocia (u

t

) wynikaj ce ze spadku

stopy produktu krajowego brutto ( SPKB

t

<0) w okresie t=h

(w warunkach ci głego wzrostu stopy bezrobocia)

u

eh

h

Ef

t

d

: u

et

>0

Ef

t

k

: u

t

>0

gdzie:

Efekt długookresowy

Ef

t

d

( SPKB

t

):

u

et

= (b

1

/1-a)· SPKB

t

Efekt krótkookresowy

Ef

t

k

( SPKB

t

): u

t

= b

1

SPKB

t

Granica funkcji:

u

et

= (b

0

+b

1

SPKB

t

)/(1-a)

7

W wariancie trzecim (patrz rys. 3) zakładamy, e stopa bezrobocia pocz tkowo wzrasta,

zmierzaj c do granicy u

e0

. W okresie t=h nast puje wzrost stopy wzrostu PKB. W wyniku tego

impulsu nast puje jednoczesne przesuni cie w dół trendu stopy bezrobocia (efekt krótkookresowy) i

granicy u

eh

do której zmierza trend (efekt długookresowy). W wariancie tym, w wyniku zaistniałego

impulsu w okresie t=h, trend stopy bezrobocia pocz tkowo rosn cy do granicy u

e0

, zmienia swój

charakter – staj c si trendem malej cym – zmierzaj cym do granicy u

eh

.

W wariancie czwartym (patrz rys. 4) zakładamy, e stopa bezrobocia pocz tkowo maleje, zmierzaj c

do granicy u

e0

. W okresie t=h nast puje spadek stopy wzrostu PKB. W wyniku tego impulsu nast puje

jednoczesne przesuni cie w gór trendu stopy bezrobocia (efekt krótkookresowy) i granicy u

eh

do

której zmierza trend (efekt długookresowy). W wariancie tym, w wyniku zaistniałego impulsu w

okresie t=h, trend stopy bezrobocia pocz tkowo malej cy do granicy u

e0

, zmienia swój charakter –

staj c si trendem rosn cym – zmierzaj cym do granicy u

eh

.

u

t

u

t

(t,SPKB

t

)

t

0

u

e0

Rys. 4 Efekty krótkookresowych i długookresowych zmian stopy bezrobocia (u

t

) wynikaj ce ze spadku

stopy produktu krajowego brutto ( SPKB

t

<0) w okresie t=h

(w warunkach pocz tkowego spadku i pó niejszego wzrostu stopy bezrobocia)

u

eh

h

Ef

t

d

: u

et

>0

Ef

t

k

: u

t

>0

gdzie:

Efekt długookresowy

Ef

t

d

( SPKB

t

): u

et

= (b

1

/1-a)· SPKB

t

Efekt krótkookresowy

Ef

t

k

( SPKB

t

): u

t

= b

1

· SPKB

t

Granica funkcji:

u

et

= (b

0

+b

1

SPKB

t

)/(1-a)

u

0

u

t

u

t

(t,SPKB

t

)

t

0

u

0

u

e0

Rys. 3 Efekty krótkookresowych i długookresowych zmian stopy bezrobocia (u

t

) wynikaj ce ze wzrostu

stopy produktu krajowego brutto ( SPKB

t

>0) w okresie t=h

(w warunkach pocz tkowego wzrostu i pó niejszego spadku stopy bezrobocia)

u

eh

h

Ef

t

d

: u

et

<0

Ef

t

k

: u

t

<0

gdzie:

Efekt długookresowy

Ef

t

d

( SPKB

t

): u

et

= (b

1

/1-a)· SPKB

t

Efekt krótkookresowy

Ef

t

k

( SPKB

t

): u

t

= b

1

· SPKB

t

Granica funkcji:

u

et

= (b

0

+b

1

SPKB

t

)/(1-a)

8

4. Wyniki oszacowa dynamicznego modelu bezrobocia dla okresu poprzedzaj cego wst pienie

Polski do Unii Europejskiej

Przed przyst pieniem do weryfikacji podstawowej hipotezy badawczej (

H.B) przeprowadzono

badania poprzedzaj ce, umo liwiaj ce konstrukcj modelu stanowi cego podstaw do sformułowania

wniosków ko cowych. Procedura bada poprzedzaj cych sprowadzała si do:

a. konstrukcji i oszacowania dynamicznego modelu stopy bezrobocia w Polsce dla okresu

poprzedzaj cego wst pienie Polski do Unii Europejskiej, tj. dla okresu od I kwartału 1997 roku do II

kwartału 2004 roku,

b. wykorzystania oszacowanej wersji modelu do dokonania prognozy warunkowej stopy bezrobocia w

Polsce dla okresu od III kwartału 2004 roku do III kwartału 2007 roku,

c. wyznaczenia bł dów ex-post prognoz stóp bezrobocia w Polsce.

Konstruuj c i szacuj c model stopy bezrobocia (punkt

a. procedury) sprawdzano mo liwo

wyst pienia opó nienia czasowego w oddziaływaniu stopy wzrostu PKB na stop bezrobocia.

Ewentualny stopie opó nienia w tym zwi zku wynika mo e z faktu, i roczna stopa wzrostu PKB,

zgodnie z (23), obliczona została przy u yciu danych kwartalnych. W rezultacie, uwzgl dniaj c

ró nice w ocenie stóp bezrobocia według EUROSTAT i GUS, sprawdzano jako oszacowa

nast puj cych dwóch, zmodyfikowanych postaci modelu (22):

)

0

b

,

1

a

0

(

,

SPKB

b

SU

a

b

SU

1

i

t

1

1

t

0

t

<

<

<

⋅

+

⋅

+

=

−

−

(28.1)

)

0

b

,

1

a

0

(

,

SPKB

b

SB

a

b

SB

1

i

t

1

1

t

0

t

<

<

<

⋅

+

⋅

+

=

−

−

(28.2)

gdzie:

i = 0, 1, 2,...

- stopie opó nienia zmiennej SPKB,

t = 1, 2, ..., 30

- numer obserwacji dla okresu : I kw. 1997 r. – II kw. 2004 r.,

SPKB

t-i

- roczna stopa wzrostu PKB w okresie t-i w uj ciu procentowym,

SU

t

- procentowa stopa bezrobocia na koniec okresu t na podstawie

danych EUROSTAT,

SB

t

- procentowa stopa bezrobocia na koniec okresu t na podstawie

danych EUROSTAT,

Tabela 1 Wyniki oszacowa MNK dynamicznych modeli

bezrobocia na podstawie danych z lat 1997 kw.I-2004 kw.II

(przypadki danych EUROSTAT i GUS )

Parametry

Oszacowane warto ci parametrów strukturalnych oraz warto ci

statystyk t-studenta dla próby na podstawie danych:

EUROSTAT

zmienna obja niana:

SU

t

GUS

zmienna obja niana:

SB

t

Symbol

zmiennej

Oceny parametrów

Symbol

zmiennej

Oceny parametrów

b

0

1

2,8678

(2,557)

1

2,4457

(2,6236)

a

SU

t-1

0,8865

(16,159)

SB

t-1

0,9079

(19,400)

b

1

SPKB

t-1

-0,2200

(-2,342)

SPKB

t-1

-0,2048

(-3,058)

Charakterystyka próby statystycznej oraz miary jako ci oszacowa modelu

n

29

30

R

2

0,9464

0,9589

Se

0,9328

0,7206

DW

1,9461

1,7802

D-h[prob]

0,15190[0,879]

0,6228[0,533]

Efekty długookresowe oddziaływania:

Produktu

krajowego

-1,938

-2,22

ródło: Obliczenia własne na podstawie danych GUS

9

Na podstawie danych statystycznych uj tych w zał czniku (patrz: Tabela Z.1), wykorzystuj c

oprogramowanie MICROFIT, za pomoc metody najmniejszych kwadratów, oszacowano obie

powy sze wersje modeli. W trakcie szacowania zakładano ró ne stopnie opó nie przy zmiennej

SPKB

(patrz: zał cznik 2 i 3). Stosuj c statystyczn ocen jako ci rozwa anych wersji modeli, za

najwła ciwsze uznano przyj cie opó nie jedno-okresowych przy zmiennej obja niaj cej SPKB.

Wyniki oszacowa ostatecznych wersji modeli przedstawiono w Tabeli 1. Wykorzystuj c zawarte tam

wyniki oszacowa , okre li mo emy, zgodnie z (26) i (27), efekty krótkookresowe i długookresowe

oddziaływania stopy wzrostu PKB na stop bezrobocia. Obecnie powiemy, e:

• Wzrost rocznej stopy PKB o 1% w danym kwartale prowadził do spadku stopy bezrobocia w

nast pnym kwartale o około:

0,22% (w przypadku danych EUROSTAT) lub 0,205% (w przypadku

danych GUS) – efekt krótkookresowy.

• Wzrost rocznej stopy PKB o 1% w danym kwartale i utrzymania jej na niezmienionym poziomie

prowadzi do ostatecznego spadku stopy bezrobocia o około

1,938% (w przypadku danych

EUROSTAT) lub

2,22% (w przypadku danych GUS) – efekt długookresowy.

Wykorzystuj c oszacowane wersje modelu, zgodnie z punktami

c i b procedury badawczej,

wykonano prognozy warunkowe stóp bezrobocia na okres wej cia Polski do Unii Europejskiej oraz

wyznaczono bł dy prognoz (patrz: zał cznik 4, Tablice 4.1.Z , 4.2.Z). Zauwa my, e:

• prognoza warunkowa wskazuje na hipotetyczny poziom stóp bezrobocia, jaki mo na by

zaobserwowa w sytuacji, gdyby Polska nie wst piła do Unii Europejskiej,

• bł d prognozy ex-post, b d cy ró nic pomi dzy rzeczywistymi a prognozowanymi stopami

bezrobocia, uzna mo na, w pewnym przybli eniu, za ocen skutku wst pienia Polski do Unii

Europejskiej.

W tabelach 2 i 3 zaprezentowano wyniki prognoz i bł dów prognoz stóp bezrobocia na okres

od 2004 r. kw.3 do 2007 r. kw.3. Wyniki przedstawione w tabelach dotycz stóp bezrobocia SU i SB w

uj ciu EUROST i GUS. Jednocze nie na wykresach 2 i 3 przedstawiono obrazy graficzne

omawianych tutaj rezultatów oblicze .

Tabela 2 Wyniki prognoz i bł dów prognoz stóp bezrobocia

na okres od 2004 kw.3 do 2007 kw.3

(na podstawie danych EUROSTAT)

Rok i

kwartał

Stopa bezrobocia

wg EUROSTAT

Prognozowana

stopa bezrobocia

Bł d prognozy

Ocena bł du

standardowego

prognozy

SU

FSU

SU-FSU

u

2004Q3

18,0

18,3271

-0,3271

1,0033

2004Q4

18,2

18,0592

0,1408

1,3812

2005Q1

18,8

17,9982

0,8018

1,6225

2005Q2

17,7

18,2967

-0,5967

1,7695

2005Q3

17,2

18,3843

-1,1843

1,9097

2005Q4

16,9

18,2201

-1,3201

2,0452

2006Q1

15,9

18,0520

-2,1520

2,1595

2006Q2

13,5

17,6615

-4,1615

2,2829

2006Q3

12,8

17,2046

-4,4046

2,4041

2006Q4

12,3

16,7340

-4,4340

2,5179

2007Q1

11,0

16,2505

-5,2505

2,6255

2007Q2

9,9

15,6460

-5,7460

2,7524

ródło: Obliczenia własne na podstawie oszacowanego modelu 28.1

Analizuj c wyniki zamieszczone w Tabeli 2 stwierdzamy, e przypadku danych EUROST:

• ró nice pomi dzy rzeczywist a prognozowan stop bezrobocia uwidacznia zacz ły si od II

kwartału 2005 roku, przyjmuj c w kolejnych okresach coraz wi ksze warto ci ujemne,

• rzeczywista stopa bezrobocia, pod koniec prognozowanego okresu była ni sza od prognozowanej

stopy – warunkowanej jedynie obserwowanym wzrostem gospodarczym - o ponad 5,5%.

10

Wykres 2 Stopy bezrobocia rzeczywiste (SU) i prognozowane (FSU) w %

(dane statystyczne wg. EUROSTAT)

9

11

13

15

17

19

21

20

04

Q3

20

04

Q4

20

05

Q1

20

05

Q2

20

05

Q3

20

05

Q4

20

06

Q1

20

06

Q2

20

06

Q3

20

06

Q4

20

07

Q1

20

07

Q2

SU
FSU

ródło: Opracowanie własne na podstawie danych zamieszczonych w Tabeli 2

Tabela 3 Wyniki prognoz i bł dów prognoz stóp bezrobocia

na okres od 2004 kw.1 do 2007 kw.3

(na podstawie danych GUS)

Rok i

kwartał

Stopa bezrobocia

wg GUS

Prognozowana

stopa bezrobocia

Bł d prognozy

Ocena bł du

standardowego

prognozy

SB

FSB

SB-FSB

u

2004Q3

18,9

18,8518

0,0482

0,77373

2004Q4

19,0

18,5776

0,4224

1,0785

2005Q1

19,2

18,4930

0,7070

1,2834

2005Q2

18,0

18,7444

-0,7444

1,4194

2005Q3

17,6

18,8078

-1,2078

1,5479

2005Q4

17,6

18,6403

-1,0403

1,6709

2006Q1

17,8

18,4672

-0,6672

1,7765

2006Q2

15,9

18,0852

-2,1852

1,8850

2006Q3

15,2

17,6354

-2,4354

1,9882

2006Q4

14,9

17,1659

-2,2659

2,0829

2007Q1

14,4

16,6780

-2,2780

2,1702

2007Q2

12,4

16,0713

-3,6713

2,2672

ródło: Obliczenia własne na podstawie oszacowanego modelu 28.2

Analizuj c wyniki zamieszczone w Tabeli 3 stwierdzamy, e przypadku danych GUS:

• ró nice pomi dzy rzeczywist a prognozowan stop bezrobocia uwidacznia zacz ły si od II

kwartału 2005 roku, przyjmuj c w kolejnych okresach coraz wi ksze warto ci ujemne,

• rzeczywista stopa bezrobocia, pod koniec prognozowanego okresu była ni sza od prognozowanej

stopy – warunkowanej jedynie obserwowanym wzrostem gospodarczym - o ponad 3,5%.

Podsumowuj c t cz

rozwa a mamy sil podstaw aby uzna , e niezale nie od

stosowanej metody okre lenia stopy bezrobocia (EUROSTAT lub GUS), w wyniku wst pienia Polski

do Unii Europejskiej, przy zało onej stopie wzrostu PKB:

a.

nast pił spadek stopy bezrobocia,

b.

spadek stopy bezrobocia nie był natychmiastowy i uwidocznił si z opó nieniem czasowym

wynosz cym około 2-3 kwartałów,

c.

spadek stopy bezrobocia pogł biał si wraz z upływem czasu przynale no ci Polski do Unii.

11

Wykres 3 Stopy bezrobocia rzeczywiste (SB) i prognozowane (FSB)

w % ( dane statystyczne wg. GUS)

12

13

14

15

16

17

18

19

20

20

04

Q3

20

04

Q4

20

05

Q1

20

05

Q2

20

05

Q3

20

05

Q4

20

06

Q1

20

06

Q2

20

06

Q3

20

06

Q4

20

07

Q1

20

07

Q2

SB
FSB

ródło: Opracowanie własne na podstawie danych zamieszczonych w Tabeli 3

Wyprowadzaj c powy ej sformułowane wnioski, dotycz ce zmiany stopy bezrobocia

wynikaj ce ze wst pienia Polski do Unii, abstrahowali my od ewentualnego wpływu

przyst pienia Polski do Unii na poziom wzrostu stopy PKB. Tym samym uznali my, e

zmiana stopy bezrobocia wynikała jedynie z otwarcia rynku pracy i przepływu siły roboczej

mi dzy Polsk i krajami Unii Europejskiej

5. Symulacja krótkookresowych i długookresowych efektów spadku stopy bezrobocia

wynikaj cych ze wst pienia Polski do UE

Na podstawie przeprowadzonych powy ej analiz, dotycz cych oszacowanych modeli i

warunkowych prognoz ex-post, sformułowa mo na nast puj cy wniosek generalny:

wst pienie Polski do Unii Europejskiej wpłyn ło na trajektori zmian stopy bezrobocia

oraz poło enie granicznej wielko ci stopy bezrobocia.

Uzna jednocze nie nale y, e efekt spadku stopy bezrobocia, wyra aj cy si zmian

trajektorii:

• nie był natychmiastowy, wykazywał opó nienie czasowe (tzw. efekt krótkookresowy, opó niony),

• pogł biał si wraz z upływem czasu zmierzaj c do warunkowej granicy (tzw. efekt

długookresowy).

Uwzgl dniaj c powy sze wnioski, uznaj c jednocze nie, e zmienna u

t

alternatywnie oznacza

zmienn SU

t

lub SB

t

,

zaproponowa mo emy nast puj ce rozwi zanie modelowe:

t

t

2

i

t

1

1

t

0

t

a

05

X

b

SPKB

b

u

a

b

u

ε

+

+

+

⋅

+

=

−

−

(29)

gdzie:

=

=

=

)

2007

.

kw

IV

do

2005

.

kw

.

I

od

:

.

tzn

(

,...,

43

,

42

,

41

t

dla

1

)

2004

.

kw

IV

do

1977

.

kw

.

I

od

:

.

tzn

(

40

,...,

3

,

2

,

1

t

dla

0

a

05

X

t

(30)

Na podstawie powy szego modelu okre li mo emy graniczny warunkowy poziom stopy

bezrobocia oraz krótko i długookresowe efekty wpływu wst pienia Polski do UE na poziom stopy

bezrobocia.

A. Graniczny warunkowy poziom stopy bezrobocia:

a

1

a

05

X

b

SPKB

b

b

u

t

2

i

t

1

0

et

−

+

+

=

−

(31)

Graniczny warunkowy poziom stopy bezrobocia (u

et

) wskazuje na granic funkcji trendu

przeł cznikowego (29) do której zmierza stopa bezrobocia przy ustalonym poziomie stopy wzrostu

12

PKB, oraz w warunkach, gdy Polska nie nale ała do UE (X05a

t

=0

) lub gdy przyst piła do UE

(X05a

t

=1

).

B. Efekt krótkookresowy wpływu wst pienia Polski do UE na stop bezrobocia (u) (efekt zmiany

trajektorii stopy bezrobocia w warunkach, gdy X0a

t

1):

,

1

a

05

X

,

0

b

a

05

X

u

Ef

:

)

a

05

X

(

Ef

t

2

t

t

k

t

k

t

≡

<

=

∆

∆

∆

∆

(32)

Efekt krótkookresowy wskazuje, e w warunkach stało ci stopy wzrostu PKB stopa

bezrobocia w okresie t, (tzn. w I kwartale 2005 roku) na skutek przyst pienia Polski do UE spadła o

około b punktów procentowych.

C. Efekt długookresowy wpływu wst pienia Polski do UE na stop bezrobocia (u) (efekt zmiany

granicznego warunkowego poziomu stopy bezrobocia):

1

a

05

X

,

0

a

1

b

u

a

05

X

u

Ef

:

)

a

05

X

(

Ef

t

2

et

t

et

d

t

d

t

≡

<

−

=

=

=

∆

∆

∆

∆

∆

(33)

Efekt długookresowy wskazuje, e w warunkach stało ci stopy wzrostu PKB, stopa

bezrobocia, na skutek przyst pienia Polski do UE, spadnie ostatecznie o około b/(1-a) punktów

procentowych.

Tabela 4 Wyniki oszacowa MNK dynamicznych modeli

bezrobocia na podstawie danych z lat 1997 kw.1-2007 kw.2

(przypadki danych EUROSTAT i GUS )

Parametry

Oszacowane warto ci parametrów strukturalnych oraz warto ci

statystyk t-studenta dla próby na podstawie danych:

EUROSTAT

zmienna objasniana:

SU

t

GUS

zmienna obja niana:

SB

t

Symbol

zmiennej

Oceny oraz

warto ci statystyk t

Symbol

zmiennej

Oceny oraz

warto ci statystyk t

b

0

1

2,8219

(2,868)

1

2,384

(2,7704)

a

SU

t-1

0,8922

(18,336)

SB

t-1

0,9129

(21,30)

b

1

SPKB

t-1

-0,2303

(-2,841)

SPKB

t-1

-0,2067

(-3,42)

b

2

X05a

t

-0,8342

(-2,169)

X05a

t

-0,5321

(-1,98)

Charakterystyka próby statystycznej oraz miary jako ci oszacowa modelu

n

41

42

R

2

0,9472

0,9513

Se

0,8725

0,7105

DW

1,9901

1,897

D-h[prob]

0,0331[0,974]

0,3476[0,728]

Efekty długookresowe oddziaływania:

Produktu

krajowego

-2,135

-2,37

Wst pienia

Polski do Unii

-7,73

-6,11

ródło

: Obliczenia własne na podstawie danych EUROSTAT i GUS

Na podstawie danych statystycznych zamieszczonych w Tabeli 1.Z, stosuj c metod

najmniejszych kwadratów, oszacowano parametry strukturalne modelu (29) dla obu omawianych

wersji. Analiza jako ci oszacowa modelu w obu jego wersjach (patrz: zał cznik 5 i 6) potwierdziła

wcze niejsze wnioski, wskazuj ce na opó nione jedno-okresowo oddziaływanie stopy wzrostu PKB

na stop bezrobocia. Ostateczne rezultaty oszacowa , poddane dalszej analizie, przedstawiono w

Tabeli 4. Na podstawie zamieszczonych tam wyników powiemy:

13

• Wzrost rocznej stopy PKB o 1% w danym kwartale prowadził do natychmiastowego spadku stopy

bezrobocia o około:

[

0,23% (EUROSTAT)], [0,21% (GUS)]

• Wzrost rocznej stopy PKB o 1% w danym kwartale i utrzymania go na niezmienionym poziomie

prowadził do ostatecznego spadku stopy bezrobocia o około:

[

2,135% (EUROSTAT)], [2,37% (GUS)]

• Wej cie Polski do UE wywołało natychmiastowe przesuni cie trajektorii zmian stopy bezrobocia o

około:

[

0,834% (EUROSTAT)], [0,532% (GUS)]

• Wej cie Polski do UE wywołało długookresowy spadek stopy bezrobocia (spadek poło enia

warunkowej granicy stopy bezrobocia) o około:

[

7,73% (EUROSTAT)], [6,11% (GUS)]

Zauwa my, e zgodnie z (31) szacunki granicznych warunkowych stóp bezrobocia dla obu

wersji modelu wynosz odpowiednio:

8922

,

0

1

a

05

X

834

,

0

SPKB

23

,

0

822

,

2

SU

t

1

t

et

−

⋅

−

⋅

−

=

−

(34.1)

9129

,

0

1

a

05

X

532

,

0

SPKB

207

,

0

384

,

2

SB

t

1

t

et

−

⋅

−

⋅

−

=

−

(34.2)

Na podstawie (34.1) i (34.2) dokona mo na symulacji poziomu granicznych stóp bezrobocia

w zale no ci od wielko ci stóp wzrostu PKB w hipotetycznych warunkach przynale no ci i

nieprzynale no ci Polski do UE. Wyniki symulacji przedstawiono w Tabeli 5.

Tabela 5 Symulowane graniczne poziomy stóp bezrobocia

w hipotetycznych warunkach nieprzynale no ci i przynale no ci Polski do UE

oraz zało onych poziomach stóp wzrostu PKB

(przypadki danych EUROSTAT i GUS )

Zało ona

stopa wzrostu

PKB

Graniczny poziom stopy bezrobocia w

uj ciu EUROSTAT w warunkach:

Graniczny poziom stopy bezrobocia w

uj ciu GUS w warunkach:

SPKB%

nieprzynale no ci

Polski do UE

przynale no ci

Polski do UE

nieprzynale no ci

Polski do UE

przynale no ci

Polski do UE

SU

n

et

SU

p

et

SB

n

et

SB

p

et

0%

26,18%

18,44%

27,37%

21,26%

1%

24,04%

16,31%

24,99%

18,88%

2%

21,91%

14,17%

22,62%

16,51%

3%

19,77%

12,04%

20,24%

14,13%

4%

17,64%

9,91%

17,86%

11,75%

5%

15,51%

7,78%

15,48%

9,37%

6%

13,38%

5,65%

13,11%

7,00%

7%

11,24%

3,51%

10,73%

4,62%

ródło

: Obliczenia własne na podstawie danych EUROSTAT i GUS

Przedstawione w tabeli 5 wyniki symulacji potwierdzaj sformułowane powy ej wnioski

dotycz ce efektów długookresowych wynikaj cych ze zmiany stopy wzrostu PKB oraz przyst pienia

Polski do Unii Europejskiej. Warto jednocze nie zauwa y , e

zakładaj c mo liwo utrzymania si

w najbli szych latach rocznej stopy wzrostu PKB w granicach od 5 do 6 procent mo na

oczekiwa , e stopa bezrobocia w Polsce ukształtuje si :

• w granicach od 7,78% do 5,65% (w uj ciu EUROSTAT),

• w granicach od 9,37% do 7,00% (w uj ciu GUS).

Sformułowane powy ej wnioski potwierdzaj postawion na wst pie hipotez badawcz , w my l

której:

w wyniku wst pienia Polski do Unii Europejskiej i cz ciowego otwarcia europejskiego

rynku pracy nast pił spadek stopy bezrobocia w Polsce.

14

BIBLIOGRAFIA

[1] Barro R.: Makroekonomia, PWE, Warszawa 1997.

[2] Burda M., Wyplosz Ch.: Makroekonomia, Podr cznik europejski, PWE, Warszawa 1995.

[3] Chow G.: Ekonometria, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa 1995.

[4] Dornbusch R., Fischer S., Sparks G. R.: Macroeconomics, Third Canadian Edition, McGraw-Hill Ryerson

Limited, Toronto 1989.

[5] Maddala G.,S.: Introduction to Econometrics, John Wiley & Sons LTD, New York 2001.

[6] Hall R., E., Taylor J., B.: Makroekonomia, Teoria, funkcjonowanie i polityka, Wydawnictwo Naukowe

PWN, Warszawa 1995.

[7] Kwiatkowski, Kucharski L. Tokarski T.: Bezrobocie i zaytrudnienie a PKB w Polsce w latach 1993-2001,

Ekonomista,2002/3, s.329-346.

[8] Kwiatkowski E.: Strukturalne determinanty naturalnej stopy bezrobocia, Bank i Kredyt, listopad – grudzie

2002, Konferencja Naukowa, Sesja II Rynek pracy a polityka pieni na, s. 149 -155,

[9] Layard R., Nickell S., Jackman R.: Unemloyment: Macroeconomic Performance and the Labour Market,

Oxford University Press, Oxford 1991

[10] Ossowski J., Cz.: Dynamika bezrobocia a dynamika produkcji sprzedanej polskiego przemysłu, w

„Dynamiczne Modele Ekonometryczne”, Instytut Wydawniczy Gravis, Toru 1995, s. 31-42.

[11] Ossowski J., Cz.: Wybrane zagadnienia z makroekonomii, Poj cia, problemy, przykłady i zadania, WSFiR,

Sopot 2004.

[12] Ossowski J., Cz.: Zatrudnienie i bezrobocie a dynamika wzrostu gospodarczego. W: Prace Naukowe

Katedry Ekonomii i Zarz dzania Przedsi biorstwem, Tom V, Politechnika Gda ska, Wydział Zarz dzania

i Ekonomii, Gda sk 2006, s.7-18

[13] Ossowski J., Cz.: Pomiar i interpretacja efektów sezonowych w przyczynowo-skutkowych modelach

dynamicznych na przykładzie modelu płac w Polsce, W: MODELOWANIE I PROGNOZOWANIE

GOSPODARKI NARODOWEJ, Prace i Materiały Wydziału Zarz dzania Uniwersytetu Gda skiego, Nr

5/2007, Wydział Zarz dzania Uniwersytetu Gda skiego, Sopot 2007, s. 639-655,

[14] Romer D.: Makroekonomia dla zaawansowanych, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa 2000.

[15] Poland Quarterly Statistics, GUS, Warszawa, lata:1996-2007

[16]

www.mps.gov.pl

– Ministerstwo Pracy i Polityki Społecznej – stan na 2007.10.29

[17]

www.tf.pl

– Tygodnik Finansowy – stan na 2007.11.22

[18]

www.apraca.pl

– Rynek pracy po 1 maja, - stan na 2007-10-29

15

ZAŁ CZNIKI

Zał cznik 1

Tabela 1. Z.

Stopy bezrobocia oraz bezrobocie ogółem według EUROSTAT i GUS

na tle stóp wzrostu PKB w Polsce w okresie od 1997 r. kw. I do 2007 kw.II

Rok i

kwartał

Stopa bezrobocia

w %

wg. EUROSTAT

Bezrobocie w tys.

osób

wg EUROSTAT

Stopa

bezrobocia w %

wg GUS

Bezrobocie w

tys. osób wg

GUS

Stopa wzrostu

PKB

w %

OKRES

SU

UG

SB

BO

SPKB

1997Q1

11,9

2038,6

14,1809

2235,7

6,9976

1997Q2

10,8

1826,7

13,0742

2039,9

7,593

1997Q3

10,2

1718,3

11,9643

1853,7

6,7976

1997Q4

10

1697,2

11,6307

1826,4

6,4014

1998Q1

10,5

1806,5

11,742

1845,7

6,51

1998Q2

9,8

1660,3

10,8512

1687,6

5,314

1998Q3

9,9

1669,2

10,8512

1676,7

4,9009

1998Q4

10,8

1832,9

11,742

1831,4

2,9997

1999Q1

13,2

2281,7

13,5173

2170,4

1,5961

1999Q2

13

2229

13,0742

2074

3,088

1999Q3

13,8

2357,7

13,628

2177,8

5,0038

1999Q4

14,9

2570,9

14,6227

2349,8

6,1959

2000Q1

16,9

2909,9

15,6149

2533,6

5,9884

2000Q2

16,2

2804,4

15,1742

2437,4

5,0069

2000Q3

15,5

2705,9

15,725

2528,8

3,0959

2000Q4

16,4

2854,1

16,9338

2702,6

2,4083

2001Q1

18,4

3190,6

18,0295

2898,7

2,2059

2001Q2

18,3

3199,2

17,8106

2849,2

0,89609

2001Q3

18

3154,8

18,2482

2920,4

0,80182

2001Q4

18,9

3282,6

19,4491

3115,1

0,19724

2002Q1

20,2

3477,5

20,3202

3259,9

0,40096

2002Q2

19,7

3399,9

19,4491

3090,9

0,7985

2002Q3

19,9

3442

19,6671

3112,6

1,5987

2002Q4

20

3440,1

20,1026

3217

2,1881

2003Q1

20,5

3440,5

20,7549

3321

2,2942

2003Q2

19,1

3230,7

19,776

3134,6

4,0094

2003Q3

19,2

3264,3

19,5581

3073,3

4,0989

2003Q4

19,6

3343,9

20,1026

3175,7

4,7122

2004Q1

20,6

3488,4

20,4

3265,8

6,8029

2004Q2

18,9

3178,4

19,4

3071,2

5,891

2004Q3

18

3069,1

18,9

2970,9

4,8002

2004Q4

18,2

3123,3

19

2999,6

3,9977

2005Q1

18,8

3186,3

19,2

3052,6

2,3954

2005Q2

17,7

3007,5

18

2827,4

3,2

2005Q3

17,2

2990,2

17,6

2760,1

4,2989

2005Q4

16,9

2934,9

17,6

2773

4,402

2006Q1

15,9

2672,9

17,8

2822

5,499

2006Q2

13,5

2263,5

15,9

2487,6

6,0024

2006Q3

12,8

2193,3

15,2

2363,6

6,3006

2006Q4

12,3

2083,8

14,9

2309,4

6,6015

2007Q1

11

1826,8

14,4

2232,5

7,401

2007Q2

9,9

1630,9

12,4

1895,1

6,7024

ródło: Opracowanie własnych na podstawie danych EUROSTST i GUS

16

Zał cznik 2

Wyniki oszacowa dynamicznego modelu stopy bezrobocia (SU – wg. EUROSTAT)

w warunkach zró nicowanych opó nie stopy wzrostu produktu krajowego (SPKB

t-i

)

dla okresu poprzedzaj cego wej cie Polski do Unii Europejskiej

Tablica 2.1 Z

Przypadek braku opó nie zmiennej SPKB

Ordinary Least Squares Estimation

*******************************************************************************

Dependent variable is SU

29 observations used for estimation from 1997Q2 to 2004Q2

*******************************************************************************

Regressor Coefficient Standard Error T-Ratio[Prob]
C 2.2340 1.0268 2.1757[.039]
SU(-1) .91552 .051656 17.7234[.000]
SPKB -.17527 .090255 -1.9419[.063]

*******************************************************************************

R-Squared .94335 R-Bar-Squared .93899
S.E. of Regression .95935 F-stat. F( 2, 26) 216.4665[.000]
Mean of Dependent Variable 15.9724 S.D. of Dependent Variable 3.8839
Residual Sum of Squares 23.9290 Equation Log-likelihood -38.3623
Akaike Info. Criterion -41.3623 Schwarz Bayesian Criterion -43.4132

DW-statistic 1.9267 Durbin's h-statistic .20543[.837]

*******************************************************************************

Tablica 2.2 Z

Przypadek jednookresowego opó nienia zmiennej SPKB

Ordinary Least Squares Estimation

*******************************************************************************

Dependent variable is SU

29 observations used for estimation from 1997Q2 to 2004Q2

*******************************************************************************

Regressor Coefficient Standard Error T-Ratio[Prob]
C 2.8678 1.1215 2.5571[.017]
SU(-1) .88653 .054863 16.1589[.000]
SPKB(-1) -.22001 .093926 -2.3424[.027]

*******************************************************************************

R-Squared .94643 R-Bar-Squared .94231
S.E. of Regression .93284 F-stat. F( 2, 26) 229.6908[.000]
Mean of Dependent Variable 15.9724 S.D. of Dependent Variable 3.8839
Residual Sum of Squares 22.6251 Equation Log-likelihood -37.5498
Akaike Info. Criterion -40.5498 Schwarz Bayesian Criterion -42.6008

DW-statistic 1.9461 Durbin's h-statistic .15190[.879]

*******************************************************************************

Tablica 2.3 Z

Przypadek dwuokresowego opó nienia zmiennej SPKB

Ordinary Least Squares Estimation

*******************************************************************************

Dependent variable is SU

29 observations used for estimation from 1997Q2 to 2004Q2

*******************************************************************************

Regressor Coefficient Standard Error T-Ratio[Prob]
C 3.6704 1.3423 2.7345[.011]
SU(-1) .84676 .063890 13.2533[.000]
SPKB(-2) -.26368 .10662 -2.4730[.020]

*******************************************************************************

R-Squared .94748 R-Bar-Squared .94344
S.E. of Regression .92366 F-stat. F( 2, 26) 234.5384[.000]
Mean of Dependent Variable 15.9724 S.D. of Dependent Variable 3.8839
Residual Sum of Squares 22.1821 Equation Log-likelihood -37.2630
Akaike Info. Criterion -40.2630 Schwarz Bayesian Criterion -42.3140

DW-statistic 1.9173 Durbin's h-statistic .23711[.813]

*******************************************************************************

17

Zał cznik 3

Wyniki oszacowa dynamicznego modelu stopy bezrobocia (SB – wg. GUS)

w warunkach zró nicowanych opó nie stopy wzrostu produktu krajowego (SPKB

t-i

)

dla okresu poprzedzaj cego wej cie Polski do Unii Europejskiej

Tablica 3.1 Z

Przypadek braku opó nie zmiennej SPKB

Ordinary Least Squares Estimation

*******************************************************************************

Dependent variable is SB

30 observations used for estimation from 1997Q1 to 2004Q2

*******************************************************************************

Regressor Coefficient Standard Error T-Ratio[Prob]
C 2.0375 .82934 2.4567[.021]
SB(-1) .93114 .042772 21.7700[.000]
SPKB -.19966 .063599 -3.1393[.004]

*******************************************************************************

R-Squared .95947 R-Bar-Squared .95647
S.E. of Regression .71564 F-stat. F( 2, 27) 319.6096[.000]
Mean of Dependent Variable 16.2465 S.D. of Dependent Variable 3.4301
Residual Sum of Squares 13.8278 Equation Log-likelihood -30.9504
Akaike Info. Criterion -33.9504 Schwarz Bayesian Criterion -36.0522

DW-statistic 1.7725 Durbin's h-statistic .64091[.522]

*******************************************************************************

Tablica 3.2 Z

Przypadek jednookresowego opó nienia zmiennej SPKB

Ordinary Least Squares Estimation

*******************************************************************************

Dependent variable is SB

30 observations used for estimation from 1997Q1 to 2004Q2

*******************************************************************************

Regressor Coefficient Standard Error T-Ratio[Prob]
C 2.4457 .93220 2.6236[.014]
SB(-1) .90788 .046797 19.4004[.000]
SPKB(-1) -.20484 .066986 -3.0579[.005]

*******************************************************************************

R-Squared .95891 R-Bar-Squared .95587
S.E. of Regression .72059 F-stat. F( 2, 27) 315.0472[.000]
Mean of Dependent Variable 16.2465 S.D. of Dependent Variable 3.4301
Residual Sum of Squares 14.0198 Equation Log-likelihood -31.1572
Akaike Info. Criterion -34.1572 Schwarz Bayesian Criterion -36.2590

DW-statistic 1.7802 Durbin's h-statistic .62285[.533]

*******************************************************************************

Tablica 3.3 Z

Przypadek dwuokresowego opó nienia zmiennej SPKB

Ordinary Least Squares Estimation

*******************************************************************************

Dependent variable is SB

30 observations used for estimation from 1997Q1 to 2004Q2

*******************************************************************************

Regressor Coefficient Standard Error T-Ratio[Prob]
C 2.8895 1.1428 2.5285[.018]
SB(-1) .88241 .055708 15.8399[.000]
SPKB(-2) -.21268 .079152 -2.6869[.012]

*******************************************************************************

R-Squared .95635 R-Bar-Squared .95312
S.E. of Regression .74269 F-stat. F( 2, 27) 295.7861[.000]
Mean of Dependent Variable 16.2465 S.D. of Dependent Variable 3.4301
Residual Sum of Squares 14.8929 Equation Log-likelihood -32.0634
Akaike Info. Criterion -35.0634 Schwarz Bayesian Criterion -37.1652

DW-statistic 1.7058 Durbin's h-statistic .84600[.398]

*******************************************************************************

18

Zał cznik 4

Prognozy warunkowe oraz bł dy prognoz stóp bezrobocia dla lat 2004 kw. III – 2007 kw.II

na podstawie modeli dynamicznych z lat poprzedzaj cych wej cie Polski do UE

Tablica 4.1. Z

Prognozy stopy bezrobocia SU dla danych EUROSTAT

Single Equation Dynamic Forecasts

*******************************************************************************

Based on OLS regression of SU on:

C SU(-1) SPKB(-1)

29 observations used for estimation from 1997Q2 to 2004Q2

*******************************************************************************

Observation Actual Prediction Error S.D. of Error

2004Q3 18.0000 18.3271 -.32707 1.0033

2004Q4 18.2000 18.0592 .14084 1.3812

2005Q1 18.8000 17.9982 .80181 1.6225

2005Q2 17.7000 18.2967 -.59667 1.7695

2005Q3 17.2000 18.3843 -1.1843 1.9097

2005Q4 16.9000 18.2201 -1.3201 2.0452

2006Q1 15.9000 18.0520 -2.1520 2.1595

2006Q2 13.5000 17.6615 -4.1615 2.2829

2006Q3 12.8000 17.2046 -4.4046 2.4041

2006Q4 12.3000 16.7340 -4.4340 2.5179

2007Q1 11.0000 16.2505 -5.2505 2.6255

2007Q2 9.9000 15.6460 -5.7460 2.7524

2007Q3 *NONE* 15.2638 *NONE* 2.8217

*******************************************************************************

Summary statistics for single equation dynamic forecasts

Based on 12 observations from 2004Q3 to 2007Q2

Mean Prediction Errors -2.3862 Mean Sum Abs Pred Errors 2.5433

Sum Squares Pred Errors 10.4888 Root Mean Sumsq Pred Errors 3.2386

Predictive failure test F( 12, 26)= 1.0062[.471]

Structural stability test F( 3, 35)= 1.9449[.140]

*******************************************************************************

Tablica 4.2. Z

Prognozy stopy bezrobocia SB dla danych GUS

Single Equation Dynamic Forecasts

*******************************************************************************

Based on OLS regression of SB on:

C SB(-1) SPKB(-1)

30 observations used for estimation from 1997Q1 to 2004Q2

*******************************************************************************

Observation Actual Prediction Error S.D. of Error

2004Q3 18.9000 18.8518 .048177 .77373

2004Q4 19.0000 18.5776 .42241 1.0785

2005Q1 19.2000 18.4930 .70701 1.2834

2005Q2 18.0000 18.7444 -.74440 1.4194

2005Q3 17.6000 18.8078 -1.2078 1.5479

2005Q4 17.6000 18.6403 -1.0403 1.6709

2006Q1 17.8000 18.4672 -.66717 1.7765

2006Q2 15.9000 18.0852 -2.1852 1.8850

2006Q3 15.2000 17.6354 -2.4354 1.9882

2006Q4 14.9000 17.1659 -2.2659 2.0829

2007Q1 14.4000 16.6780 -2.2780 2.1702

2007Q2 12.4000 16.0713 -3.6713 2.2672

2007Q3 *NONE* 15.6635 *NONE* 2.3240

*******************************************************************************

Summary statistics for single equation dynamic forecasts

Based on 12 observations from 2004Q3 to 2007Q2

Mean Prediction Errors -1.2765 Mean Sum Abs Pred Errors 1.4728

Sum Squares Pred Errors 3.2274 Root Mean Sumsq Pred Errors 1.7965

Predictive failure test F( 12, 27)= 1.1462[.367]

Structural stability test F( 3, 36)= 1.0020[.403]

*******************************************************************************

19

Zał cznik 5

Wyniki oszacowa dynamicznego modelu stopy bezrobocia (SU – wg. EUROSTAT)

w warunkach zró nicowanych opó nie stopy wzrostu produktu krajowego (SPKB

t-i

)

dla okresu od 1997 r. kw. I do 2007 kw. II

Tablica 5.1. Z

Przypadek braku opó nie zmiennej SPKB

Ordinary Least Squares Estimation

*******************************************************************************

Dependent variable is SU

41 observations used for estimation from 1997Q2 to 2007Q2

*******************************************************************************

Regressor Coefficient Standard Error T-Ratio[Prob]
C 2.4428 .90277 2.7059[.010]
SU(-1) .91077 .044323 20.5484[.000]
SPKB -.21441 .077962 -2.7502[.009]
X05A -.76384 .33586 -2.2743[.029]

*******************************************************************************

R-Squared .94665 R-Bar-Squared .94232
S.E. of Regression .87742 F-stat. F( 3, 37) 218.8262[.000]
Mean of Dependent Variable 15.7415 S.D. of Dependent Variable 3.6534
Residual Sum of Squares 28.4847 Equation Log-likelihood -50.7103
Akaike Info. Criterion -54.7103 Schwarz Bayesian Criterion -58.1374

DW-statistic 1.9569 Durbin's h-statistic .14404[.885]

*******************************************************************************

Tablica 5.2. Z

Przypadek jednookresowego opó nienia zmiennej SPKB

Ordinary Least Squares Estimation

*******************************************************************************

Dependent variable is SU

41 observations used for estimation from 1997Q2 to 2007Q2

*******************************************************************************

Regressor Coefficient Standard Error T-Ratio[Prob]
C 2.8219 .98389 2.8681[.007]
SU(-1) .89215 .047271 18.8730[.000]
SPKB(-1) -.23027 .081064 -2.8406[.007]
X05A -.83420 .32658 -2.5543[.015]

*******************************************************************************

R-Squared .94724 R-Bar-Squared .94297
S.E. of Regression .87248 F-stat. F( 3, 37) 221.4494[.000]
Mean of Dependent Variable 15.7415 S.D. of Dependent Variable 3.6534
Residual Sum of Squares 28.1651 Equation Log-likelihood -50.4790
Akaike Info. Criterion -54.4790 Schwarz Bayesian Criterion -57.9061

DW-statistic 1.9901 Durbin's h-statistic .033103[.974]

*******************************************************************************

Tablica 5.3. Z

Przypadek dwuokresowego opó nienia zmiennej SPKB

Ordinary Least Squares Estimation

*******************************************************************************

Dependent variable is SU

41 observations used for estimation from 1997Q2 to 2007Q2

*******************************************************************************

Regressor Coefficient Standard Error T-Ratio[Prob]
C 2.9357 1.0971 2.6758[.011]
SU(-1) .88396 .051837 17.0526[.000]
SPKB(-2) -.22046 .086836 -2.5388[.015]
X05A -.92812 .32711 -2.8373[.007]

*******************************************************************************

R-Squared .94527 R-Bar-Squared .94084
S.E. of Regression .88863 F-stat. F( 3, 37) 213.0268[.000]
Mean of Dependent Variable 15.7415 S.D. of Dependent Variable 3.6534
Residual Sum of Squares 29.2177 Equation Log-likelihood -51.2312
Akaike Info. Criterion -55.2312 Schwarz Bayesian Criterion -58.6583

DW-statistic 1.9190 Durbin's h-statistic .27491[.783]

*******************************************************************************

20

Zał cznik 6

Wyniki oszacowa dynamicznego modelu stopy bezrobocia (SB – wg. GUS)

w warunkach zró nicowanych opó nie stopy wzrostu produktu krajowego (SPKB

t-i

)

dla okresu od 1997 r. kw. I do 2007 kw. II

Tablica 6.1. Z

Przypadek braku opó nie zmiennej SPKB

Ordinary Least Squares Estimation

*******************************************************************************

Dependent variable is SB

42 observations used for estimation from 1997Q1 to 2007Q2

*******************************************************************************

Regressor Coefficient Standard Error T-Ratio[Prob]
C 2.0791 .79009 2.6315[.012]
SB(-1) .92992 .040156 23.1580[.000]
SPKB -.20587 .058858 -3.4978[.001]
X05A -.46355 .27289 -1.6986[.098]

*******************************************************************************

R-Squared .95185 R-Bar-Squared .94804
S.E. of Regression .70668 F-stat. F( 3, 38) 250.3735[.000]
Mean of Dependent Variable 16.3880 S.D. of Dependent Variable 3.1003
Residual Sum of Squares 18.9773 Equation Log-likelihood -42.9124
Akaike Info. Criterion -46.9124 Schwarz Bayesian Criterion -50.3878

DW-statistic 1.8799 Durbin's h-statistic .40290[.687]

*******************************************************************************

Tablica 6.2. Z

Przypadek jednookresowego opó nienia zmiennej SPKB

Ordinary Least Squares Estimation

*******************************************************************************

Dependent variable is SB

42 observations used for estimation from 1997Q1 to 2007Q2

*******************************************************************************

Regressor Coefficient Standard Error T-Ratio[Prob]
C 2.3840 .86053 2.7704[.009]
SB(-1) .91294 .042861 21.3000[.000]
SPKB(-1) -.20666 .060429 -3.4199[.002]
X05A -.53210 .26876 -1.9798[.055]

*******************************************************************************

R-Squared .95132 R-Bar-Squared .94748
S.E. of Regression .71051 F-stat. F( 3, 38) 247.5513[.000]
Mean of Dependent Variable 16.3880 S.D. of Dependent Variable 3.1003
Residual Sum of Squares 19.1831 Equation Log-likelihood -43.1389
Akaike Info. Criterion -47.1389 Schwarz Bayesian Criterion -50.6143

DW-statistic 1.8970 Durbin's h-statistic .34757[.728]

*******************************************************************************

Tablica 6.3. Z

Przypadek dwuokresowego opó nienia zmiennej SPKB

Ordinary Least Squares Estimation

*******************************************************************************

Dependent variable is SB

42 observations used for estimation from 1997Q1 to 2007Q2

*******************************************************************************

Regressor Coefficient Standard Error T-Ratio[Prob]
C 2.3766 .97898 2.4276[.020]
SB(-1) .90912 .047813 19.0140[.000]
SPKB(-2) -.18601 .066909 -2.7800[.008]
X05A -.61176 .27649 -2.2126[.033]

*******************************************************************************

R-Squared .94710 R-Bar-Squared .94292
S.E. of Regression .74068 F-stat. F( 3, 38) 226.7785[.000]
Mean of Dependent Variable 16.3880 S.D. of Dependent Variable 3.1003
Residual Sum of Squares 20.8473 Equation Log-likelihood -44.8860
Akaike Info. Criterion -48.8860 Schwarz Bayesian Criterion -52.3614

DW-statistic 1.8171 Durbin's h-statistic .62321[.533]

*******************************************************************************