Rynekpracy 2, Irena E


IRENA E. KOTOWSKA

ANNA MATYSIAK

Rozdział VI

RYNEK PRACY

1. Aktywność zawodowa - podstawowe definicje i źródła informacji

Analizy rynku pracy obejmują zarówno wielkość i strukturę zasobów pracy (podażowa strona rynku pracy) jak i ich wykorzystanie w gospodarce (popyt na pracę). Podażowa strona rynku pracy określana jest przede wszystkim przez ludność w wieku 15 lat i więcej oraz przez ludność w wieku produkcyjnym, definiowanym w poszczególnych krajach poprzez określone uregulowania prawne, a także przez ludność aktywną. Popytowa strona rynku pracy charakteryzowana jest przez liczbę miejsc pracy w gospodarce, a więc przez liczbę osób pracujących oraz wakaty. Nierównowaga między podażą pracy i popytem na nią wyraża się wielkością bezrobocia.

Zmiany dokonujące się na współczesnym rynku pracy oraz ich ekonomiczne i społeczne skutki sprawiają, że rynek pracy staje się coraz ważniejszym czynnikiem rozwoju społecznego. Strukturalny deficyt miejsc pracy, rosnąca konkurencyjność, zmiany organizacji pracy, jej charakteru i form, a szczególnie niestabilność zatrudnienia prowadzą nie tylko do różnorodnych form pracy i zróżnicowania wynagrodzeń, ale także wymagają większego zaangażowania w zarządzanie własną pracą zawodową. Coraz więcej czasu i wysiłku należy przeznaczyć nie tylko na świadczenie pracy, ale jej pozyskanie i utrzymanie. Trudności dostosowania się do tych zmian przejawiają się nie tylko brakiem pracy, ale także trwałym pozostawaniem w gorszych segmentach rynku pracy, co zasadniczo determinuje ubóstwo i przyczynia się do wzrostu nierówności ekonomicznych i społecznych [UNDP, 2004].

W analizach rynku pracy prowadzonych z perspektywy jego znaczenia dla warunków życia ludności i rozwoju społecznego nacisk zostanie położony na stopień zaangażowania ludności na rynku pracy i jego zróżnicowanie. Przedstawimy podstawowe metody analiz ilościowych oraz ich zastosowanie do analizy procesów dokonujących się na polskim rynku pracy. Poprzedzi je wprowadzenie pojęć i definicji niezbędnych dla właściwej interpretacji odpowiednich mierników oraz omówienie głównych źródeł informacji o rynku pracy.

Ludność w wieku produkcyjnym określa potencjalne zasoby pracy. W Polsce wiek produkcyjny określony jest jako wiek 18-59 lat dla kobiet oraz 18-64 lata dla mężczyzn. Grupa wieku 0-17 lat uznana jest za wiek przedprodukcyjny, zaś wiek poprodukcyjny to 60 lat i więcej dla kobiet oraz 65 lat i więcej dla mężczyzn. Wielkość potencjalnych zasobów pracy oraz ich struktury według wieku, płci, miejsca zamieszkania i stanu cywilnego są wynikiem procesów demograficznych, natomiast struktury według wykształcenia i kwalifikacji określane są przez uczestnictwo w procesie edukacji.

Realne zasoby pracy tworzą aktywni zawodowo, tzn. osoby pracujące oraz bezrobotne, czyli takie, które poszukują pracy. Ich wielkość jest determinowana nie tylko przez procesy ludnościowe, ale także przez czynniki ekonomiczne (popyt na pracę, wynagrodzenia), instytucjonalne (uregulowania dotyczące systemu zabezpieczenia społecznego) i społeczne (wydłużenie okresu kształcenia, zwiększenie dostępu do kształcenia, emancypacja kobiet).

W porównaniach międzynarodowych wprowadza się jako kategorię ludności w wieku produkcyjnym osoby będące w wieku 15-64 lata lub 20-64 lata, niezależnie od wewnętrznych uregulowań poszczególnych krajów dotyczących wieku produkcyjnego. Te uregulowania różnią się głównie ustawowym wiekiem emerytalnym. Zmiany, jakie zaszły w ostatnim dziesięcioleciu w wielu krajach będących członkami Unii do 2004 r. (EU15), polegające na zrównaniu wieku emerytalnego kobiet i mężczyzn do 65 lat, sprawiają, że kraje te stały się bardziej jednorodne ze względu na granice wieku produkcyjnego. W nowych krajach członkowskich wiek emerytalny dla kobiet jest zróżnicowany i niższy od ustawowego wieku emerytalnego dla mężczyzn.

W analizach potencjalnych i realnych zasobów pracy wyróżnia się dodatkowo grupę osób w wieku 15-24 lata oraz osób w wieku 55-64 lata. Mówimy też o osobach w wieku produkcyjnym mobilnym (18-44 lata) oraz osobach w wieku produkcyjnym niemobilnym (45-64 lata).

Informacje o liczbie ludności i jej strukturze według ekonomicznych grup wieku (wiek przedprodukcyjny, produkcyjny, poprodukcyjny) oraz o strukturze potencjalnych zasobów pracy według wieku i innych cech pochodzą z szacunków stanu i struktury ludności dokonywanych dla danego kraju czy grupy krajów. Służą one także do oceny stopnia potencjalnego obciążenia osób w wieku produkcyjnym osobami w wieku nieprodukcyjnym oraz obciążenia osobami młodymi i starszymi. Przypominamy, ze współczynnik obciążenia osobami młodymi definiowany jest jako liczba osób w wieku poniżej 15 lat (18 lat) przypadająca na 100 osób w wieku 15-64 lata (18-64 lata), zaś współczynnik obciążenia osobami starszymi jako liczba osób w wieku 65 lat i więcej na 100 osób w wieku 15-64 lata (18-64 lata).

Informacje o aktywności zawodowej ludności pochodzą zasadniczo z trzech źródeł - sprawozdawczości statystycznej, badań reprezentacyjnych oraz spisów powszechnych.

Bieżąca sprawozdawczość statystyczna obejmuje dane o pracujących, które przekazywane są z podmiotów gospodarki narodowej objętych ustawowym obowiązkiem przekazywania informacji statystycznej. Dane te dotyczą osób wykonujących pracę przynoszącą im zarobek lub dochód. Do pracujących zalicza się:

Dodatkowo dokonuje się szacunków liczby ludności pracującej w rolnictwie, korzystając z informacji ze spisów rolnych i bieżących danych o zmianach demograficznych. W 2002 r. definicja pracujących w rolnictwie uległa zmianie. Od tego roku za pracujących w rolnictwie nie uważa się osób pracujących w gospodarstwach poniżej 1 ha i produkujących wyłącznie bądź głównie na potrzeby własne. Od 2002 r. roczniki statystyczne podają liczbę osób pracujących w dwóch ujęciach: według definicji sprzed i po 2002 r.

Sprawozdawczość statystyczna i szacunki pracujących w rolnictwie służą do opracowywania zestawień o pracujących w gospodarce narodowej w danym roku z uwzględnieniem:

Bliżej zajmiemy się tymi zagadnieniami w punkcie 4 niniejszego rozdziału.

Do bieżącej sprawozdawczości statystycznej zalicza się też informacje o osobach poszukujących pracy pochodzące z rejestrów urzędów pracy. Określają one bezrobocie rejestrowane. Zgodnie z ustawą z dn. 20.04.2004 r. o promocji zatrudnienia i instytucjach rynku pracy, za osobę bezrobotną uznaje się osobę w wieku 18-59 lat (kobiety) lub 18-64 lata (mężczyźni), która nie jest zatrudniona i nie wykonuje innej pracy zarobkowej, jest zdolna i gotowa do podjęcia zatrudnienia w pełnym wymiarze czasu pracy (bądź jeśli jest to osoba niepełnosprawna - zdolna i gotowa do podjęcia zatrudnienia co najmniej w połowie tego wymiaru czasu pracy), nie uczy się w szkole z wyjątkiem szkół dla dorosłych lub szkół wyższych w systemie wieczorowym albo zaocznym oraz jest zarejestrowana we właściwym dla miejsca zameldowania (stałego lub czasowego) powiatowym urzędzie pracy. Wymaga się też, by osoba ta:

Jak widać, ustawowa definicja bezrobotnego obejmuje nie tylko fakt pozostawania bez pracy i chęć podjęcia pracy, ale także dodatkowe warunki dotyczące wieku, statusu edukacyjnego oraz stanu posiadania i uprawnień do świadczeń społecznych. Zmiany tej ustawy, a także innych uregulowań dotyczących systemu zabezpieczenia społecznego, mogą powodować zmiany liczby bezrobotnych. Stąd analizy danych o bezrobociu rejestrowanym wymagają szczególnie uważnego śledzenia uregulowań prawnych.

Dane o bezrobociu rejestrowanym zestawiane są w ujęciu miesięcznym lub kwartalnym. Obejmują one:

Podstawowym badaniem o charakterze reprezentatywnym, stanowiącym źródło informacji o ludności aktywnej zawodowo, jest badanie aktywności ekonomicznej ludności (BAEL). Badaniem tym objęte są osoby w wieku 15 lat i więcej, będące członkami gospodarstw domowych w wylosowanych mieszkaniach. Jest ono prowadzone w Polsce w trybie kwartalnym od 1992 r. według ujednoliconych międzynarodowo standardów. Dotyczą one nie tylko definicji osób pracujących i bezrobotnych, ale także organizacji badania. Od 1999 r. badanie prowadzone jest metodą obserwacji ciągłej, tj. aktywność ekonomiczną ludności bada się w każdym tygodniu w ciągu całego kwartału. Od 1 kwartału 2003 r. dane BAEL uogólniane są na podstawie bilansów ludności opracowywanych przy wykorzystaniu wyników Narodowego Spisu Powszechnego Ludności i Mieszkań 2002 (por. szczegółowy opis organizacji badania przedstawiony w punkcie 6 rozdziału II).

Przedmiotem badania jest aktywność bieżąca ludności oceniana na podstawie statusu respondenta na rynku pracy w tygodniu badania. Kryterium określenia tego statusu jest praca, tzn. fakt wykonywania, posiadania bądź poszukiwania pracy.

Do pracujących zalicza się osoby, które w badanym tygodniu:

Za bezrobotne uznaje się osoby w wieku 15-74 lata, które spełniają jednocześnie trzy warunki:

Do bezrobotnych zalicza się też osoby, które znalazły pracę i oczekiwały na jej rozpoczęcie w okresie 3 miesięcy oraz były gotowe tę pracę podjąć.

Osoby, które nie zostają zakwalifikowane jako pracujące lub bezrobotne, tworzą populację biernych zawodowo.

Badanie BAEL pozwala więc na jednoczesne wyodrębnienie populacji aktywnych zawodowo (pracujących i bezrobotnych) oraz biernych zawodowo według ujednoliconych międzynarodowo standardów. Dane BAEL są podstawowym źródłem informacji o rynku pracy, szeroko wykorzystywanych do analiz na szczeblu kraju i do porównań międzynarodowych. Do nich głównie odwołujemy się, dokonując pomiaru stopnia wykorzystania potencjalnych zasobów pracy w gospodarce, czyli analizując aktywność zawodową. Jest to jedyne, poza spisem powszechnym, źródło informacji pozwalające na wyznaczenie współczynników aktywności zawodowej czy wskaźników zatrudnienia, podstawowych miar natężenia aktywności, a także na analizy populacji osób biernych zawodowo. Pozyskane w tym badaniu informacje o bezrobociu pozwalają nie tylko na uwzględnienie wielu dodatkowych cech bezrobotnych w porównaniu do ujętych w sprawozdawczości bieżącej biur pracy, ale także umożliwiają analizy dynamiki rynku pracy za pomocą metody przepływów.

W ramach badania BAEL prowadzone są tzw. badania modułowe dotyczące wybranych ważnych tematów, co znacznie wzbogaca ich walory informacyjne. Od 2003 r. tematyka tych badań wynika z programu badań statystycznych Eurostatu.

Źródłem informacji o aktywności zawodowej ludności są także spisy powszechne ludności i mieszkań przeprowadzane na ogół w odstępach dziesięcioletnich. Do czasu uruchomienia w 1992 r. badań rynku pracy BAEL prowadzonych metodą reprezentacyjną spisy ludności były podstawowym źródłem informacji o aktywności zawodowej ludności (por. też informacje o spisach powszechnych w punkcie 3 rozdziału II oraz w punkcie 1 rozdziału III).

2. Metody analizy aktywności zawodowej ludności

Do pomiaru stopnia zaangażowania ludności na rynku pracy posługujemy się miarami absolutnymi (bezwzględnymi) i względnymi. Do miar absolutnych zaliczamy te, które dotyczą pomiaru wielkości danej populacji (np. liczba osób aktywnych zawodowo w danym okresie, poziom zatrudnienia w sektorze prywatnym, liczba osób bezrobotnych w danym okresie). Do miar względnych zaliczamy współczynniki aktywności zawodowej ludności, wskaźniki zatrudnienia oraz stopy bezrobocia, które są podstawowymi miernikami natężenia rozpatrywanych procesów. Oprócz tego w analizie wykorzystywane są wskaźniki struktury odpowiednich populacji. Mierniki te są wyznaczane w ujęciu przekrojowym, a analizy w czasie polegają na ogół na korzystaniu ze znanych statystycznych metod analiz dynamiki. Metody te stosuje się także do analizy zmiennych charakteryzujących rynek pracy w ujęciu absolutnym.

Ogólny współczynnik aktywności zawodowej (labour force participation rate) ludności definiowany jest jako iloraz liczby osób aktywnych zawodowo w okresie t oraz liczby ludności określającej potencjalne zasoby pracy - zwykle jest to ludność w wieku 15 lat i więcej:

0x01 graphic
(6.1)

gdzie:

0x01 graphic
- liczba osób aktywnych zawodowo w okresie t,

0x01 graphic
- liczba ludności w wieku 15 lat i więcej w okresie t.

Ogólny współczynnik aktywności zawodowej ludności może być też wyznaczany przy ograniczeniu liczby ludności w mianowniku do ludności w wieku produkcyjnym. Dla porównań międzynarodowych stosuje się w mianowniku liczbę ludności w wieku 15-64 lata. Korzystając zatem z ogólnych wskaźników aktywności zawodowej, należy zwrócić uwagę na przyjętą definicję ludności stosowanej w mianowniku. Na przykład, ogólny współczynnik aktywności zawodowej w Polsce w 2004 r., uśredniony na podstawie danych z poszczególnych kwartałów, wynosił 54,7%. Populacją odniesienia była ludność w wieku 15 lat i więcej, zatem można powiedzieć, iż nieco ponad połowa osób w wieku 15 lat i więcej była aktywna zawodowo, czyli pracowała lub poszukiwała pracy [GUS, 2006, s. 133]. Natomiast odwołując się do populacji osób w wieku 15-64 lata, ogólny współczynnik aktywności zawodowej w Polsce w 2004 r. wynosił 64% [European Commission, 2005, s. 280]. Jest to jedna z najniższych wartości w UE, w 2004 r. współczynnik aktywności dla wszystkich krajów UE wynosił 69,7%.

Natężenie aktywności zawodowej jest różne dla różnych grup ludności wyodrębnionych ze względu na płeć, wiek, wykształcenie, miejsce zamieszkania, narodowość, stan cywilny czy stan rodzinny. Na przykład, współczynniki aktywności zawodowej w Polsce w 2004 r., uśrednione na podstawie danych z poszczególnych kwartałów, wynosiły 62,3% dla mężczyzn oraz 47,8% dla kobiet, przy czym populacją odniesienia w mianowniku była ludność w wieku 15 lat i więcej. Dla populacji w wieku 15-64 lata mierniki te wynosiły w 2004 r. odpowiednio 57,9% oraz 70,1%, podczas gdy wartości tych mierników dla krajów UE to 62% dla kobiet oraz 77,5% dla mężczyzn.

Dla pomiaru zróżnicowania aktywności według tych cech konieczne jest wyznaczanie cząstkowych współczynników aktywności zawodowej. Wówczas w liczniku współczynnika (6.1) występuje liczba osób aktywnych zawodowo danej kategorii, natomiast w mianowniku ogólna liczba osób danej kategorii. Na przykład, cząstkowe współczynniki aktywności zawodowej kobiet według wieku x dla okresu t (0x01 graphic
) wyznacza się według wzoru:

0x01 graphic
(6.2)

gdzie:

0x01 graphic
- liczba kobiet aktywnych zawodowo w wieku x w okresie t,

0x01 graphic
- liczba kobiet w wieku x w okresie t.

Rozkłady współczynników według wieku ujętego na ogół w 5 letnich grupach wieku określają wzorce aktywności zawodowej. Wzorce te często analizuje się odrębnie dla kobiet i mężczyzn, a także dla mieszkańców miast i wsi czy osób z różnym poziomem wykształcenia ze względu na ich odmienność. Bliżej zajmiemy się w punkcie 6.3.

Ogólny wskaźnik zatrudnienia (employment rate) definiowany jest jako iloraz liczby osób pracujących w okresie t oraz liczby ludności określającej potencjalne zasoby pracy:

0x01 graphic
(6.3)

gdzie:

0x01 graphic
- liczba osób pracujących w okresie t,

0x01 graphic
- liczba ludności w wieku 15 lat i więcej w okresie t.

Ze względu na różnice w natężeniu zatrudnienia dla różnych grup ludności wyodrębnionych ze względu na płeć, wiek, wykształcenie, miejsce zamieszkania, narodowość, stan cywilny czy stan rodzinny wyznacza się zwykle cząstkowe wskaźniki zatrudnienia. Wówczas w liczniku wzoru (6.3) występuje liczba osób pracujących danej kategorii, zaś w mianowniku ogólna liczba osób danej kategorii.

Wskaźniki zatrudnienia w Polsce w 2004 r. wynosiły: 44,3% ludności w wieku 15 lat i więcej, 51% dla mężczyzn i 38% dla kobiet. Gdy populacją odniesienia były osoby w wieku 15-64 lata, to wskaźniki te przyjęły wartości 51,7% (EU - 63,3%), 57,2% dla mężczyzn (EU - 70,9%) oraz 46,2% dla kobiet (EU - 55,7%). Wskaźnik zatrudnienia mężczyzn w Polsce jest najniższy wśród krajów UE, natomiast wskaźnik zatrudnienia kobiet jest w grupie najniższych [European Commission, 2005, s. 280].

Różnice między współczynnikami aktywności zawodowej i wskaźnikami zatrudnienia wskazują na nasilenie bezrobocia. Do pomiaru natężenia bezrobocia służy stopa bezrobocia (unemployment rate) definiowana jako:

0x01 graphic
(6.4)

gdzie:

0x01 graphic
- liczba osób bezrobotnych w okresie t,

0x01 graphic
- liczba osób aktywnych zawodowo w okresie t.

Przy korzystaniu z danych BAEL informacje niezbędne do wyznaczenia tego współczynnika pochodzą z tego samego źródła. Natomiast przy wyznaczaniu stopy bezrobocia rejestrowanego korzysta się z danych o liczbie bezrobotnych zarejestrowanych w urzędach pracy oraz szacunków liczby cywilnej ludności aktywnej zawodowo, tj. bez osób odbywających czynną służbę wojskową oraz pracowników jednostek budżetowych prowadzących działalność w zakresie obrony narodowej i bezpieczeństwa publicznego oraz z uwzględnieniem pracujących w gospodarstwach indywidualnych w rolnictwie oszacowanych na podstawie wyników spisów.

Stopy bezrobocia oblicza się także dezagregując bezrobotnych i aktywnych zawodowo według płci, wieku, wykształcenia, miejsca zamieszkania, narodowości, stanu cywilnego czy stanu rodzinnego. Te cząstkowe mierniki służą do analizy nierówności wobec bezrobocia.

Polska jest krajem o największym nasileniu bezrobocia w krajach UE. W 2004 r. stopa bezrobocia wyznaczona jako odsetek bezrobotnych wśród aktywnych zawodowo w wieku 15 lat i więcej wynosiła 18,8%, w tym 18% dla mężczyzn i 19,7% dla kobiet. Średnia stopa dla krajów UE kształtowała się na poziomie 9%, w tym 8,1% dla mężczyzn i 10,2% dla kobiet. Polski rynek pracy wyróżnia szczególnie wysokie zagrożenie bezrobociem osób młodych (15-24 lata) (por. punkt 7).

Jak już wcześniej wspomniano, proporcje między odpowiednimi grupami wieku pozwalają na ocenę potencjalnego obciążenia ludności w wieku produkcyjnym osobami w wieku nieprodukcyjnym. Informacje o liczbie pracujących i niepracujących pozwalają na określenie rzeczywistego obciążenia osób pracujących. Efektywny współczynnik obciążenia ludności pracującej definiowany jest jako liczba osób niepracujących w wieku 15 lat i więcej przypadająca na 100 osób pracujących. W Polsce w IV kwartale 2004 r. na 100 osób w wieku produkcyjnym (18-59/64) przypadało 57 osób w wieku nieprodukcyjnym (potencjalne obciążenie), podczas gdy efektywny współczynnik obciążenia ludności pracującej wyniósł 122, czyli nieco ponad dwukrotnie więcej.

Dotychczas wymienione mierniki wykorzystywały informacje o zmiennych zasobu, czyli liczbie osób o określonych cechach. Zmiany zachodzące w czasie na rynku pracy można analizować na podstawie szeregu czasowego tych wskaźników. Bardziej wnikliwego wglądu w dynamikę procesów zachodzących na rynku pracy można dokonać posługując się tzw. metodą przepływów na rynku pracy (stock-flow analysis), która łączy zmiany zasobów pracy (zmienna zasobu - stock variable) z napływem osób na rynek pracy i odpływem osób z rynku pracy (zmienne strumieni - flow variables) [np. Góra i in., 1995, Kwiatkowski, 1998; Socha i Sztanderska, 2000]. Podstawą tej analizy jest rozpatrywanie zmian liczby aktywnych zawodowo (zasoby pracy) w kategoriach strumieni napływów (inflow) i odpływów (outflow) osób z rynku pracy. Na rysunku 6.1 przedstawiono zarówno napływ do zasobów pracy jak i odpływ według podstawowych grup ludności oraz zasoby pracy z uwzględnieniem przepływu między pracującymi i bezrobotnymi.

Rysunek 6.1. Schemat analizy przepływów na rynku pracy.

Napływ It-1,t

Zasoby pracy0x01 graphic

Odpływ Ot-1,t

  • osoby, które zmarły

  • absolwenci

Pracujący

  • osoby, które przeszły na emeryturę

  • reaktywizowani

bezrobotni

  • osoby, które podjęły naukę

  • aktywizowani

  • osoby, które utraciły zdolność do pracy

Rynek pracy

  • inne osoby

Przepływy na rynku pracy można też ująć jako przepływy między trzema podstawowymi stanami na rynku pracy: zatrudnieniem, bezrobociem oraz pozostawaniem poza zasobami pracy, jak to ilustruje rysunek 6.2.

Rysunek 6.2. Schemat analizy przepływów między podstawowymi stanami na rynku pracy.

0x01 graphic

Źródło: [Góra i in., 1995, s. 100].

Przedmiotem analiz może być wielkość strumieni, ich struktura według różnych cech osób je tworzących oraz natężenie przepływu. Prowadzenie analizy przepływów na rynku pracy wymaga jednak odpowiednich danych, pochodzących na ogół z różnych źródeł: sprawozdawczości bieżącej i badań reprezentacyjnych dotyczących rynku pracy, umieralności i procesu kształcenia. Nie wszystkie przepływy ujęte na rysunku 6.1 można bezpośrednio wyznaczyć na podstawie tych danych - np. brak uwzględnienia statusu na rynku pracy przy rejestracji zgonu (pracujący, bezrobotny, bierny) nie pozwala na bezpośrednie określenie tego odpływu z rynku pracy. Dane ze sprawozdawczości bieżącej umożliwiają prowadzenie analiz na poziomie makro. Na przykład dane z rejestrów urzędu pracy pozwalają na analizy napływów i odpływów do bezrobocia i z bezrobocia. Napływ do bezrobocia tworzą osoby nowozarejestrowane jako bezrobotne według kategorii: powracający do rejestracji, dotychczas nie pracujący oraz zwolnieni z przyczyn dotyczących zakładów pracy. Obejmują one zarówno napływ spoza rynku pracy jak i przepływ z zatrudnienia. Natomiast odpływy z bezrobocia są wyznaczane na podstawie danych o bezrobotnych wyrejestrowanych z urzędów pracy według następujących przyczyn usunięcia z rejestrów: podjęcie pracy, szkolenie lub staż, brak potwierdzenia gotowości do pracy, dobrowolna rezygnacja, nabycie prawa do emerytury lub renty, inne. Informacje te pozwalają na analizy na poziomie zagregowanym, tzn. rozpatrywanie zmian w poziomie bezrobocia na podstawie zależności:

0x01 graphic
, (6.5)

gdzie:

0x01 graphic
- liczba osób bezrobotnych w końcu okresu t (zasób bezrobocia),

0x01 graphic
- napływ do bezrobocia, czyli liczba osób, które stały się bezrobotne w okresie t, przy czym zapis (t-1,t) stosowany jest dla oznaczenia zmiennej strumieni,

0x01 graphic
- odpływ z bezrobocia, czyli liczba osób, które opuściły populację bezrobotnych w okresie t.

Rysunek 6.3. Napływy i dopływy z bezrobocia w Polsce w latach 1990-2005.

0x01 graphic
Źródło: opracowanie własne na podstawie [GUSc,2006].

Oprócz relacji 6.5, dotyczącej wielkości absolutnych, w analizie dynamiki bezrobocia metodą przepływów korzysta się także z miar względnych. Najczęściej stosowane są: stopa napływu do bezrobocia (0x01 graphic
), stopa odpływu z bezrobocia (0x01 graphic
) oraz stopa odpływu z bezrobocia do zatrudnienia (0x01 graphic
):

0x01 graphic
(6.6)

gdzie:

0x01 graphic
- napływ do bezrobocia w okresie t,

0x01 graphic
- liczba osób aktywnych zawodowo na koniec okresu t-1,

0x01 graphic
(6.7)

gdzie:

0x01 graphic
- odpływ z bezrobocia w okresie t,

0x01 graphic
- liczba osób bezrobotnych na koniec okresu t-1,

0x01 graphic
(6.8)

gdzie:

0x01 graphic
- odpływ z bezrobocia do zatrudnienia w okresie t.

Rysunek 6.4 ilustruje zmiany stopy odpływu z populacji bezrobotnych w okresie styczeń 2004 - marzec 2006. Jak widać, największe natężenie odpływu wystąpiło we wrześniu i październiku 2005 r. (11% bezrobotnych zostało wyrejestrowanych z populacji bezrobotnych). Jednak odpływ do zatrudnienia w rozpatrywanym okresie nie przekraczał 5%, jak to pokazuje rysunek 6.5. Inne przyczyny decydowały zatem o odpływie z bezrobocia. Do oceny, jakie było znaczenie poszczególnych przyczyn uchwyconych w rejestrach konieczna jest analiza strumienia odpływu według przyczyn. Bliżej zajmiemy się tym w punkcie 6.5.

Rysunek 6.4. Stopa odpływu bezrobotnych w Polsce w okresie styczeń 2004 - marzec 2006.

0x01 graphic
Źródło: [GUSd, Warszawa 2006].

Rysunek 6.5. Stopa odpływu bezrobotnych i stopa odpływu do zatrudnienia w Polsce w okresie styczeń 2004 - marzec 2006.

0x01 graphic

Źródło: opracowanie własne na podstawie [GUSd,2006].

Analizę zmian dokonujących się na rynku pracy za pomocą metody przepływów na rynku pracy można także prowadzić, odwołując się do danych indywidualnych, tzn. informacji o zmianie stanu na rynku pracy przez poszczególne osoby. Takie dane mogą być pozyskane z BAEL dzięki specjalnemu schematowi rotacji próby. Pozwalają one na określenie przepływów wyróżnionych na rysunku 6.2, czyli przepływów między pracującymi i bezrobotnymi oraz napływu do tych dwóch grup ludności i odpływu z populacji biernych zawodowo. Wielkości te są pozyskiwane na podstawie informacji o stanie (statusie) na rynku pracy osób podlegających badaniu w dwóch okresach t-1 oraz t. Schemat analizy przepływów na podstawie danych o poszczególnych osobach (danych indywidualnych) opisuje tablica 6.1, gdzie 0x01 graphic
oznacza liczbę osób o statusie j w okresie t, 0x01 graphic
- liczbę osób, które zmieniły status na rynku pracy z j' na j w okresie (t-1, t).

Tablica 6.1. Schemat analizy przepływów na rynku pracy na podstawie danych indywidualnych.

Status na rynku pracy

w okresie t -1

Status na rynku pracy w okresie t

0x01 graphic

pracujący (j=1)

bezrobotny (j=2)

bierny (j=3)

Pracujący (j'=1)

Przepływy na rynku pracy

Odpływ

0x01 graphic

Bezrobotny (j'=2)

0x01 graphic

0x01 graphic

0x01 graphic

Bierny (poza rynkiem)

(j'=3)

Napływ

0x01 graphic

0x01 graphic

0x01 graphic

0x01 graphic

0x01 graphic

0x01 graphic

Między zmiennymi podanymi w tablicy zachodzą następujące zależności:

0x01 graphic
dla j'=1,2,3, (6.9)

0x01 graphic
dla j=1,2,3. (6.10)

Ponadto należy zauważyć, że:

0x01 graphic
, dla j'=1,2, zaś 0x01 graphic
, dla j=1,2.

Informacje o przepływach osób na rynku pracy mogą być wykorzystane do analiz dynamiki rynku pracy w kategoriach prawdopodobieństwa zmiany stanu (statusu). Zakłada się przy tym, że zmiany stanu (statusu) na rynku pracy w czasie (t-1, t) jest realizacją procesu Markowa, czyli ciągu zmiennych losowych {Xt, t=1,2,3,....} opisujących znalezienie się poszczególnych jednostek zbiorowości w określonych stanach zbioru R={j': j'=pracujący, bezrobotny, bierny}, które spełniają zależność:

P{X(t)=j/X(t-1)=j', X(t-2)= j't-2, . . . ,X(0)= j'0,}=P{X(t)=j/X(t-1)=j'} = pj`j,t , (6.11)

dla każdego t oraz dla dowolnych stanów j', j, j'0 ...,j't-2∈R.

Warunek ten oznacza, iż stan na rynku pracy, w jakim osoba znajduje się w okresie t, zależy jedynie od tego, jaki był jej stan w okresie t-1, a nie zależy od poprzednich zmian stanu na rynku pracy.

Prawdopodobieństwa pj'j,t zmiany stanu przez poszczególne jednostki, czyli prawdopodobieństwa przejścia ze stanu j' do stanu j, można oszacować metodą największej wiarygodności [Podgórska i in., 2000]. Estymator MNW prawdopodobieństw pj'j,t jest określony wzorem:

0x01 graphic
dla j', j=1,2,3 (6.12)

przy czym: 0x01 graphic
.

Analizy dynamiki rynku pracy na podstawie oszacowanych prawdopodobieństw dokonuje się zwykle dla grup wyróżnionych ze względu na cechy istotne dla mobilności na rynku pracy. Są to na ogół: płeć, wiek, miejsce zamieszkania czy wykształcenie. Tablica 6.2 zawiera oszacowania prawdopodobieństw zmiany statusu na rynku pracy w okresie maj 1993 - maj 1994 otrzymane na podstawie danych BAEL dla kobiet i mężczyzn w wieku 25-29 lat zamieszkałych w miastach. Wskazują one na niższe prawdopodobieństwo utrzymania zatrudnienia i podjęcia pracy dla kobiet niż mężczyzn w tej grupie wieku, zbliżone ryzyko utraty pracy i pozostania w bezrobociu, natomiast znacznie większe prawdopodobieństwo dezaktywizacji, czyli wyjścia poza rynek pracy.

Tablica 6.2. Ocena prawdopodobieństw zmiany statusu na rynku pracy osób w wieku 25-29 lata w mieście w Polsce okresie maj 1993 - maj 1994 a

Status na rynku pracy

w maju 1993

Prawdopodobieństwo zmiany statusu na rynku pracy w okresie maj 1993-maj 1994

Status na rynku pracy w maju 1994

pracujący (j=1)

bezrobotny (j=2)

bierny (j=3)

kobiety

mężczyźni

kobiety

mężczyźni

kobiety

mężczyźni

Pracujący (j'=1)

0,893

(0,02)

0,937

(0,01)

0,039

(0,01)

0,050

(0,01)

0,068

(0,02)

0,013

(0,01)

Bezrobotny (j'=2)

0,316

(0,05)

0,438

(0,05)

0,532

(0,06)

0,550

(0,06)

0,152

(0,04)

0,013

(0,01)

Bierny (poza rynkiem)

(j'=3)

0,197

(0,03)

0,577

(0,09)

0,173

(0,03)

0,115

(0,06)

0,630

(0,04)

0,308

(0,09)

a w nawiasach podano średnie błędy szacunków

Źródło: [Kocot-Górecka, 2004].

Poprzez porównania zmian w czasie prawdopodobieństw przejścia oszacowanych dla różnych okresów M. Góra i inni [1995] przeprowadzili analizę wpływu różnych rozwiązań polityki rynku pracy na mobilność na rynku pracy. Metody przepływów można także używać w celu oceny zmian strukturalnych na rynku pracy [Strzelecki, 2003], czy mobilności osób według wieku i płci [Kocot-Górecka, 2004]. Metoda przepływów jest szeroko stosowana w analizach rynku pracy zamieszczonych w opracowaniu pod redakcją M. Bukowskiego [Zatrudnienie w Polsce, 2005].

Tablica 6.3. przedstawia dynamikę zmian statusu na rynku pracy w Polsce w okresie 2003-2005 osób o różnym poziomie wykształcenia. Prawdopodobieństwa przejścia zostały oszacowane na podstawie danych pochodzących z badania panelowego Diagnoza Społeczna [Diagnoza społeczna.., 2006]. Osoby o wykształceniu wyższym mają wyraźnie większe szanse utrzymania zatrudnienia i przejścia z bezrobocia do zatrudnienia niż osoby o niższym wykształceniu. Trudna sytuacja na rynku pracy osób z wykształceniem zasadniczym zawodowym i podstawowym potwierdzona jest przez wyższe dla tej grupy osób prawdopodobieństwa utraty pracy, pozostania bezrobotnym i biernym zawodowo oraz większe trudności aktywizacji.

Tablica 6.3. Oszacowania prawdopodobieństw zmiany statusu na rynku pracy według wykształcenia w Polsce w latach 2003-2005.

Wykształcenie i status na rynku pracy w 2003

Prawdopodobieństwo zmiany statusu na rynku pracy

w latach 2003-2005

Status na rynku pracy w 2005

pracujący

bezrobotny

bierny zawodowo

Wyższe

pracujący

0,91

0,02

0,07

bezrobotny

0,51

0,20

0,29

bierny zawodowo

0,17

0,04

0,78

Średnie

pracujący

0,83

0,06

0,11

bezrobotny

0,38

0,30

0,32

bierny zawodowo

0,17

0,08

0,74

Zasadnicze zawodowe i podstawowe

pracujący

0,75

0,09

0,16

bezrobotny

0,32

0,35

0,33

bierny zawodowo

0,10

0,09

0,81

3. Analiza aktywności zawodowej ludności

Jak już wyjaśniono, do analizy aktywności zawodowej ludności wykorzystuje się informacje o liczbie i strukturze osób aktywnych zawodowo (pracujących i bezrobotnych) według różnych cech oraz miary stopnia zaangażowania ludności na rynku pracy, czyli współczynniki aktywności zawodowej oraz wskaźniki zatrudnienia. Analizie składowych populacji aktywnych zawodowo, czyli analizie zatrudnienia i bezrobocia głównie w pierwszym ujęciu poświęcone są kolejne części rozdziału, tutaj przedstawimy analizy aktywności odwołujące się zasadniczo do mierników natężenia i ich zróżnicowania według podstawowych cech: wieku, płci, miejsca zamieszkania i wykształcenia. Najwięcej uwagi poświęcimy współczynnikom aktywności zawodowej i wskaźnikom zatrudnienia. Stopy bezrobocia będą szerzej przedstawione w punkcie 6.5, tutaj jedynie odwołujemy się do nich, by zilustrować wpływ wybranych cech na charakterystyki rynku pracy (np. wykształcenia czy sytuacji rodzinnej). Zestawienia wielkości zasobów pracy według płci i miejsca zamieszkania w latach 1992-2005 przedstawiono w tablicy 6.4.

Tablica 6.4. Zmiany zasobów pracy w Polsce w latach 1992-2005.

Lata

Liczba aktywnych zawodowo w tys.

ogółem

mężczyźni

kobiety

miasta

wieś

1992

17529

9481

8048

10675

6854

1995

17004

9199

7804

10433

6570

1999

17214

9307

7907

10781

6433

2000

17299

9397

7902

10767

6532

2001

17230

9341

7889

10741

6489

2002

17097

9283

7814

10616

6481

2003

16881

9161

7720

10443

6438

2004

17139

9323

7816

10594

6545

2005

17282

9403

7879

10694

6588

Źródło: [GUSd].

Pierwsza faza spadku zasobów pracy obejmowała lata 1992-1995, następnie do 2000 r. następował nieznaczny wzrost zasobów. Ponowna faza spadku uległa zakończeniu w 2004 r. Kobiety stanowiły niezmiennie około 46% ogólnych zasobów pracy (45,9 w 1992 r. i 45,6 % w 2005 r.), natomiast ludność wiejska około 38% (38,6 w 1992 r. i 38,1 % w 2005 r.). Znacznie silniejszym zmianom podlegały składowe tej populacji: liczba pracujących i liczba bezrobotnych.

Różnice zaangażowania różnych grup ludności na rynku pracy można oceniać posługując się ogólnymi współczynnikami aktywności zawodowej obliczanymi na podstawie danych BAEL. Ze względu na wahania sezonowe wartości odpowiednich miar wyznaczanych dla poszczególnych kwartałów, do analiz w czasie należy wykorzystywać miary pochodzące z jednoimiennych okresów lub współczynniki oczyszczone z wahań sezonowych. Tablica 6.5 ze współczynnikami dotyczącymi okresów jednoimiennych dla poszczególnych lat z okresu 1992-2005 ilustruje zarówno odmienne zaangażowanie na rynku pracy kobiet i mężczyzn oraz mieszkańców miast i wsi jak i jego zmiany w czasie. Aktywność ekonomiczna kobiet jest wyraźnie niższa niż mężczyzn, choć różnica według płci nieco zmalała w analizowanym okresie. Mieszkańcy wsi charakteryzowali się wyższą aktywnością niż mieszkańcy miast, z czasem ta różnica znacznie się zmniejszyła. Generalnie, po znaczącym zmniejszeniu się aktywności zawodowej do 1995 r. nastąpiło zahamowanie jej spadku, silniejsze dla kobiet niż dla mężczyzn oraz dla ludności miejskiej w porównaniu z ludnością miejską. Ponowne pogorszenie sytuacji na rynku pracy w 1998 r., przyniosło nową fazę spadku aktywności. Od 2004 r. współczynniki aktywności stopniowo wzrastają.

Tablica 6.5. Zmiany aktywności zawodowej ludności w Polsce w latach 1992-2005.

Okres

Ogólne współczynniki aktywności

ogółem

mężczyźni

kobiety

miasta

wieś

IV kw. 1992

61,7

70,0

54,2

59,5

65,5

IV kw. 1993

61,2

69,6

53,6

58,5

65,7

IV kw. 1994

59,2

67,0

52,2

57,5

62,1

IV kw. 1995

58,4

66,5

51,1

57,2

60,5

IV kw. 1996

57,9

65,9

50,6

56,4

60,3

IV kw. 1997

57,4

65,5

50,0

56,1

59,5

IV kw. 1998

57,1

64,9

50,0

56,3

58,4

IV kw. 1999

56,6

64,3

49,7

56,3

57,2

IV kw. 2000

56,4

64,3

49,2

55,8

57,5

IV kw. 2001

55,8

63,4

48,8

55,2

56,7

IV kw. 2002

55,0

62,6

48,0

54,3

56,1

IV kw. 2003

54,4

62,0

47,6

53,5

56,0

IV kw. 2004

54,9

62,7

47,9

54,1

56,3

IV kw. 2005

55,2

62,9

48,1

54,5

56,2

Źródło: [ GUSa].

Stopień wykorzystania zasobów pracy, oceniany na podstawie udziału pracujących w liczbie ludności w wieku 15 lat i więcej, czyli na podstawie wskaźników zatrudnienia, jest znacząco mniejszy niż na podstawie współczynników aktywności zawodowej. Na przykład ogólny wskaźnik w czwartym kwartale 2005 r. wyniósł 45,9%. Był on większy dla mężczyzn niż dla kobiet (53,2% wobec 39,2%) oraz dla mieszkańców wsi niż dla mieszkańców miast (47,4% wobec 45,0%).

Różnice wartości ogólnych współczynników aktywności kobiet i mężczyzn wynikają z odmiennych wzorców aktywności według wieku. Rozkłady cząstkowych współczynników aktywności według wieku na rysunkach 6.6 i 6.7, wyznaczonych zgodnie z formułą (6.2) dla wybranych lat z okresu 2002-2005, ilustrują dużo niższy udział kobiet na rynku pracy, szczególnie kobiet w wieku 50-59 lat oraz 25-34 lat. Różnice aktywności kobiet w wieku 50-59 lat mogą, między innymi, wynikać z różnego wieku emerytalnego dla kobiet i mężczyzn, natomiast dużo mniejsza aktywność kobiet w wieku 25-34 lata związana jest z tworzeniem rodziny i prokreacją. Generalnie zmniejszająca się aktywność wśród osób w wieku 20-24 lat wynika z przedłużenia okresu nauki dla rosnącej liczby osób, zwłaszcza dla kobiet, które później wkraczają na rynek pracy.

Rysunek 6.6. Współczynniki aktywności zawodowej kobiet według wieku w Polsce w latach 1992-2005.

0x01 graphic
Źródło: [GUSa, II kwartał z poszczególnych lat].

Rysunek 6.7. Współczynniki aktywności zawodowej mężczyzn według wieku w Polsce w latach 1992-2005.

0x01 graphic
Źródło: [GUSa, II kwartał z poszczególnych lat].

Odmienne zaangażowanie kobiet i mężczyzn na rynku pracy, szczególnie w wieku 25-39 lat uwidoczniają także rozkłady cząstkowych wskaźników zatrudnienia według wieku (rysunki 6.8 i 6.9), wyznaczone na podstawie danych BAEL. Spłaszczenie krzywej dla kobiet w wieku 25-39 lat ilustruje wpływ sytuacji rodzinnej na zatrudnienie kobiet. Dodatkowo dokumentują to dane zawarte w tablicy 6.6. Wskaźniki zatrudnienia kobiet z małymi dziećmi (do 5 lat) są wyraźnie mniejsze niż dla kobiet bez dzieci w wieku 0-12 lat, zarówno w mieście jak i na wsi. Stopa bezrobocia dla mieszkanek miast z małymi dziećmi jest wyższa niż dla kobiet ze starszymi dziećmi lub bez dzieci w wieku 0-12 lat. Zdaje się to świadczyć o wycofywaniu się kobiet z rynku pracy w tej fazie rozwoju rodziny ze względu na trudności godzenia pracy zawodowej z rodziną, których doświadczają głównie kobiety.

Rysunek 6.8 Wskaźniki zatrudnienia kobiet według wieku w Polsce w latach 1992-2005.

0x01 graphic

Źródło: [GUSa, II kwartał z poszczególnych lat].

Rysunek 6.9 Wskaźniki zatrudnienia mężczyzn według wieku w Polsce w latach 1992-2005.

0x01 graphic
Źródło: [ GUSa, II kwartał z poszczególnych lat].

Tablica 6.6. Aktywność zawodowa osób w wieku 20-49 lat według sytuacji rodzinnej w Polsce w II kwartale 2005 r.

Obecność dzieci i wiek najmłodszego dziecka

miasto

wieś

ogółem

mężczyźni

kobiety

mężczyźni

kobiety

mężczyźni

kobiety

wskaźniki zatrudnienia

Bez dzieci w wieku 0-12 lat

58,8

59,7

65,0

57,7

61,1

59,0

Najmłodsze dziecko w wieku 0-5 lat

86,0

47,1

86,2

50,9

86,0

48,6

Najmłodsze dziecko w wieku 6-12 lat

83,1

66,6

86,7

68,3

84,6

67,3

stopy bezrobocia

Bez dzieci w wieku 0-12 lat

24,2

19,6

21,3

23,0

23,0

20,7

Najmłodsze dziecko w wieku 0-5 lat

11,7

22,3

11,3

18,2

11,5

20,6

Najmłodsze dziecko w wieku 6-12 lat

12,6

20,8

9,5

17,8

11,3

19,6

Źródło: obliczenia własne na podstawie danych BAEL.

Kolejnym istotnym czynnikiem różnicującym aktywność ekonomiczną ludności jest poziom wykształcenia. Ilustrują to podstawowe wskaźniki rynku pracy, zdezagregowane według wykształcenia.

Tablica 6.7. Wskaźniki rynku pracy a wykształcenie w Polsce w IV kwartałach 1996-2005.

Poziom wykształcenia ukończonego

1996

2000

2001

2002

2005

współczynniki aktywności zawodowej

wyższe

80.9

80.4

81.9

81.4

80,3

policealne

-

-

-

75.3

średnie zawodowe

74.2 a

72.8 a

71.5 a

57.1

68,0 a

średnie ogólnokształcące

49.6

49.8

47.8

37.0

46,3

zasadnicze zawodowe

75.8

72.4

70.9

52.3

68,1

podstawowe i niżej

32.2

26.9

25.7

18.1

22,4

wskaźniki zatrudnienia

wyższe

78.6

76.6

76.6

75.8

75,5

policealne

-

-

-

64.0

średnie zawodowe

66.7 a)

62.9 a)

60.0 a)

57.1

58,1 a)

średnie ogólnokształcące

43.1

40.0

36.9

37.0

36,6

zasadnicze zawodowe

65.1

58.4

55.0

52.0

54,1

podstawowe i niżej

28.0

21.4

19.9

18.1

16,8

stopa bezrobocia

wyższe

2.9

4.8

6.4

6.9

7,3

policealne

-

-

-

15.1

średnie zawodowe

10.1 a

13.6 a

16.1 a

16.8

14,5 a

średnie ogólnokształcące

13.1

19.6

22.9

24.9

20,9

zasadnicze zawodowe

14.1

19.2

22.4

26.3

19,7

podstawowe i niżej

12.9

20.6

22.6

29.4

25,9

a policealne i średnie zawodowe

Źródło: [GUSd, różne lata].

Jedynie współczynnik aktywności i wskaźnik zatrudnienia dla osób z wyższym wykształceniem pozostawały stabilne w latach 2000-2005. Rozróżnienie między wykształceniem średnim zawodowym i policealnym w 2002 r. potwierdza znaczenie wykształcenia policealnego dla zatrudnienia. Niezależnie od wzrostu ryzyka bezrobocia także wśród osób z wyższym wykształceniem w ostatnich 5 latach, różnice między stopą bezrobocia dla osób z najniższą i najwyższą kategorią wykształcenia zwiększyły się z 10 punktów procentowych do blisko 19, co świadczy o silnym relatywnym pogorszeniu się sytuacji osób z najniższym wykształceniem.

Spis powszechny z 2002 r. potwierdził znaczący postęp w poziomie edukacji polskiego społeczeństwa, co uwidoczniło się rosnącym udziałem osób z co najmniej średnim wykształceniem, a zwłaszcza wzrostem odsetka osób z wykształceniem wyższym. Jednak poprawa wykształcenia dotyczy przede wszystkim mieszkańców miast. Różnica wykształcenia miedzy miastem i wsią jest tym większa, im wyższy jest poziom wykształcenia. Kobiety są także bardziej wykształcone niż mężczyźni (por. tablica 6.8). Bliższy wgląd w strukturę wykształcenia według płci, wieku i regionów miejskich oraz wiejskich pokazuje, że powiększają się luki edukacyjne między osobami młodszymi i starszymi oraz utrzymują się różnice według płci oraz między regionami.

Tablica 6.8. Struktura ludności w wieku 15 lat i więcej według poziomu wykształcenia, miejsca zamieszkania i płci w Polsce w latach 1988 i 2002 (w %).

Poziom ukończonego wykształcenia

Struktura ludności

wieś

miasto

kobiety

mężczyźni

1988 a

2002 b

1988 a

2002 b

1988 a

2002 b

1988 a

2002 b

zasadnicze zawodowe i poniżej

84,6

71,5

58,4

44,8

65,2

52,6

71,9

60,1

średnie wraz z policealnym

13,1

22,4

31,8

38,6

28,4

35,1

20,6

27,6

wyższe

1,8

4,3

9,4

13,7

5,9

10,4

7,2

9,3

a bez osób z nieustalonym poziomem wykształcenia

b bez osób z nieustalonym poziomem wykształcenia oraz z ukończonym gimnazjum

Źródło: [ GUSa, 2003, s.27 i 29].

4. Metody analizy zmiany zatrudnienia i struktur zatrudnienia ludności

Dla prawidłowej oceny funkcjonowania rynków pracy ważna jest analiza zmian zachodzących na rynku pracy w czasie. Analizy tej dokonuje się w dwóch etapach:

W obu przypadkach wykorzystuje się standardowe metody analizy dynamiki, w tym przyrosty absolutne i względne. Przyrosty absolutne oblicza się jako różnicę poziomu badanego zjawiska w porównywanych momentach czasu. Przyrosty względne definiuje się jako stosunek przyrostu absolutnego i poziomu zjawiska w okresie wyjściowym. Często zamiast przyrostów względnych oblicza się tzw. wskaźniki dynamiki (indeksy), zdefiniowane jako stosunek poziomu zjawiska w badanym okresie do poziomu zjawiska w okresie przyjętym za podstawę porównań [Jóźwiak i Pogórski, 2006].

W tablicy 6.9 przedstawiono szereg czasowy liczby pracujących w gospodarce narodowej w latach 1989-2004. Na pierwszy rzut oka uwidacznia się tendencja spadkowa poziomu obserwowanego zjawiska. Oprócz tego obserwuje się wahania liczby pracujących: spadek w latach 1990-1993 i 1998-2003 oraz wzrost w latach 1994-1997 i po 2003 r. Prawidłowa ocena skali zmian wymaga obliczenia odpowiednich mierników dynamiki. Wskazują one, że spadek liczby pracujących był najsilniejszy w pierwszych latach transformacji ustrojowej, a zwłaszcza w 1990 r. W latach 1990-1993 liczba pracujących zmniejszyła się o 2,6 mln osób (w tym w 1990 r. o 1,3 mln osób), tj. o niecałe 15% w porównaniu z 1989 r. W sumie w całym okresie 1990-2003 liczba pracujących obniżyła się o 2,9 mln osób, tj. o prawie 17%. Silniej spadła przy tym liczba osób pracujących poza rolnictwem indywidualnym tj. o prawie 23%.

Tablica 6.9. Pracujący w Polsce w latach 1989-2004 (stan w końcu roku).

Pracujący

Pracujący

Pracujący

ogółem

poza rolnictwem indywidualnym

ogółem

poza rolnictwem indywidualnym

ogółem

poza rolnictwem indywidualnym

Lata

w tysiącach

spadek/wzrost w tysiącach

(w stosunku do roku poprzedniego)

spadek względny

(1989=100)

1989

17746

13879

-

-

100,0

100,0

1990

16485

12776

-1261

-1103

92,9

92,1

1991

15772

12153

-713

-623

88,9

87,6

1992

15357

11802

-415

-351

86,5

85,0

1993

15118

11562

-239

-240

85,2

83,3

1994

15282

11565

164

3

86,1

83,3

1995

15486

11596

204

31

87,3

83,6

1996

15842

11768

356

172

89,3

84,8

1997

16229

12155

387

387

91,5

87,6

1998

16174

12044

-55

-111

91,1

86,8

1999

15919

11593

-255

-451

89,7

83,5

2000

15480

11234

-439

-359

87,2

80,9

2001

14996

10922

-484

-312

84,5

78,7

2002 a

14924

10850

-72

-72

84,1

78,2

12803

10836

-

-

2003 a

14802

10728

83,4

77,3

12682

10715

-121

-121

99,1

98,9

2004

12737

10587

55

-128

100,4

98,8

a Korekta na podstawie danych na podstawie NSP 2002. Liczba pracujących podana w wyższych komórkach tablicy oszacowana jest przy wykorzystaniu wyników Powszechnego Spisu Rolnego z 1996 r. i Narodowego Spisu Powszechnego 2002. Liczba pracujących podana poniżej jest oszacowana przy wykorzystaniu wyników Narodowego Spisu Ludności i Mieszkań z 2002 r. Różnica między tymi wartościami wynika także ze zmiany definicji pracujących w rolnictwie indywidualnym, por. punkt 6.1.

Źródło: [GUSd, 1997, s.22; GUSc, 2000; 2001, 2002; GUSd, 2004, s.34; GUS, 2006d, s. 577].

Analizy zmian w strukturze własnościowej dokonuje się uwzględniając sektor prywatny i sektor publiczny. Dane w tablicy 6.10 ilustrują zasadnicze zmiany, jakie zaszły na polskim rynku pracy w okresie transformacji. O ile w 1989 r. sektor prywatny zatrudniał nieco mniej niż połowę pracujących (46,4%), o tyle w 2002 r. odsetek ten wynosił około 70%.

Tablica 6.10. Struktura pracujących według sektorów własności w Polsce w latach 1989-2002 (w %) a

Sektor

Struktura pracujących

1989

1990

1991

1992

1993

1994

1995

1996

1997

1998

1999

2000

2001

2002

Publiczny

54.3

51.0

45.7

44.0

41.1

39.4

37.6

34.9

31.8

29.3

28.8

27.8

26,7

30,5

26,2 b

Prywatny

45.7

49.0

54.3

56.0

58.9

60.6

62.4

65.1

68.2

70.7

71.2

72.2

73,3

69,5

73,8 b

a do 2000 r. bez pracujących w jednostkach budżetowych resortu obrony narodowej, resortu spraw wewnętrznych oraz Urzędu Ochrony Państwa, lata 1989-1996 według stanu na koniec roku, dla 1997 i 1998 według stanu na koniec września

b korekta na podstawie danych o pracujących w rolnictwie indywidualnym z NSP 2002

Źródło: [GUSc, 1992, s.8, GUSd 1995, s.22; GUSd 1997, s.23; GUSd, 2004, s. 34; GUSc, 2000, 2001].

Kolejnym ważnym kryterium oceny zmian strukturalnych w gospodarce są zmiany struktury pracujących w układzie trzech sektorów ekonomicznych: rolnictwa, przemysłu i usług. Kraje wysokorozwinięte charakteryzują się stosunkowo wysokim udziałem pracujących w usługach, a niskim w rolnictwie. W Polsce w okresie transformacji zaobserwowano spadek spadku udziału pracujących w przemyśle (z 35,3% w 1989 r. do około 28% w 2002 r.) na rzecz wzrostu zatrudnienia w usługach (z 35,4% w 1989 r. do 54,3% w 2002 r.). Ze względu na wspomnianą już zmianę definicji osób pracujących w rolnictwie indywidualnym, trudno ocenić skalę zmiany udziału liczby pracujących w rolnictwie. Porównanie wyników Powszechnego Spisu Rolnego z 1996 r. przeliczonych według nowej definicji i NSP 2002 wskazuje jednak na znaczący spadek liczby pracujących w tym dziale w okresie 1996-2002.

Tablica 6.11. Struktura pracujących według sektorów ekonomicznych w Polsce w latach 1989-2002a

Sektor

Struktura pracujących

1989

1990

1991

1992

1993

1994

1995

1996

1997

1998

1999

2000

2001

2002

Rolnictwo

29.3

30.1

29.5

26.8

26.7

27.2

27.0

28.2

27.5

27.4

27.7

28.5

28,6

28,6

16,9 b

Przemysł i budownictwo

35.3

33.3

32.0

31.9

30.6

30.6

30.4

27.7

29.1

28.4

27.3

26.0

24,7

23,9

27,8 b

Usługi

35.4

36.6

38.5

41.3

42.7

42.2

42.6

44.1

43.4

44.2

45.0

45.5

46,7

48,5

54,3 b

a do 2000 r. bez pracujących w jednostkach budżetowych resortu obrony narodowej, resortu spraw wewnętrznych oraz Urzędu Ochrony Państwa

b korekta na podstawie danych o pracujących w rolnictwie z NSP 2002

Źródło: [GUSc, 1992, s.8, GUSd 1995, s.22; GUSd 1997, s.23; GUSd, 2004, s. 34; GUSb, 2000, s.10; 2001, s.10; GUSd, 2004, s.37]

Bardziej dogłębną analizę struktury zatrudnienia ze względu na rodzaj prowadzonej działalności umożliwia analiza struktury zatrudnionych według sekcji składających się na sektory ekonomiczne. W analizie tej wykorzystuje się klasyfikację działalności gospodarczej, tj. umownie przyjęty, hierarchicznie usystematyzowany podział zbioru rodzajów działalności społeczno-gospodarczej, jakie realizują jednostki (podmioty gospodarcze). W Polsce od 1993 r. obowiązywała Europejska Klasyfikacja Działalności (EKD), która w 1997 r. została zastąpiona Polską Klasyfikacją Działalności (PKD). PKD jest 5 stopniową klasyfikacją, w pełni spójną i porównywalną z EKD pod względem metodologicznym, pojęciowym, zakresowym i kodowym. Jedyną różnicą pomiędzy PKD i EKD jest piąty poziom PKD, który jest poziomem krajowym, uwzględniającym specyfikę gospodarki polskiej.

W Polce zmiany w strukturze zatrudnienia ze względu na rodzaj prowadzonej działalności w latach 1992-2002 nastąpiły w sekcji administracji publicznej i obrony narodowej, pośrednictwie finansowym, obsłudze nieruchomości i firm oraz edukacji, gdzie zaobserwowano wzrost udziału liczby pracujących. Odpowiednio spadek udziału wystąpił w przetwórstwie przemysłowym, górnictwie, budownictwie, ochronie zdrowia i opiece społecznej, transporcie, gospodarce magazynowej i łączności, a także w rolnictwie.

Tablica 6.12. Struktura pracujących według rodzaju działalności w Polsce w latach 1992 i 2002 a

Sekcja EKD/PKD

Struktura pracujących

1992b

2002

2002 c

Rolnictwo, łowiectwo, leśnictwo

26,7

28,7

16,9

Rybołówstwo i rybactwo

0,1

0,0

0,0

Górnictwo i kopalnictwo

3,0

1,4

1,6

Przetwórstwo przemysłowe

20,5

16,4

19,1

Wytwarzanie i zaopatrywanie w energię elektryczną, gaz, wodę

1,7

1,6

1,9

Budownictwo

6,8

4,5

5,3

Handel i naprawy

12,5

13,4

15,6

Hotele i restauracje

1,1

1,4

1,6

Transport, gospodarka magazynowa, łączność

6,1

4,9

5,7

Pośrednictwo finansowe

1,3

1,9

2,3

Obsługa nieruchomości i firm

3,6

6,0

7,0

Administracja publiczna i obrona narodowa; obowiązkowe ubezpieczenia społeczne i zdrowotne

1,9

5,6

6,6

Edukacja

5,4

6,0

7,0

Ochrona zdrowia i opieka społeczna

6,7

5,7

6,7

Pozostała działalność usługowa, komunalna, społeczna i indywidualna

2,6

2,4

2,9

Ogółem

100,0

100,0

100,0

a do 2000 r. bez pracujących w jednostkach budżetowych resortu obrony narodowej, resortu spraw wewnętrznych oraz Urzędu Ochrony Państwa,

b do 1993 r. obowiązywała Klasyfikacja Gospodarki Narodowej (KGN), co uniemożliwia bezpośrednie porównania struktur zatrudnienia ze względu na rodzaj prowadzonej działalności w okresie przed i po zmianie.

c korekta na podstawie danych o pracujących w rolnictwie indywidualnym z NSP 2002

Źródło: [GUSd 1995, s. 22; GUSd 2003, s. 38].

Analiza struktury zawodowej pracujących jest kolejnym ważnym etapem oceny sytuacji na rynku pracy. Podobnie jak w przypadku analizy struktury zatrudnienia ze względu na rodzaj prowadzonej działalności także tutaj wykorzystuje się odpowiednią klasyfikację zawodów. Najbardziej znaną i szeroko wykorzystywaną jest klasyfikacja opracowana na podstawie Międzynarodowego Standardu Klasyfikacji Zawodów ISCO-88. Klasyfikacja ta została przyjęta w 1987 r. i zmodyfikowana w 1994 r. na potrzeby krajów UE (tzw. ISCO-88 (COM)). W Polsce do 1994 r. obowiązywała Klasyfikacja Zawodów i Specjalności przygotowana w 1983 r. Zmiany, jakie zaszły w strukturze zawodowej w okresie transformacji gospodarczej oraz konieczność dopasowania klasyfikacji do standardów międzynarodowych, doprowadziły do opracowania nowej klasyfikacji, która weszła w życie w 1995 r. Ze względu na postępujące zmiany w strukturze zawodowej, w tym pojawianie się nowych zawodów, niepełną zgodność klasyfikacji z ISCO-88 (COM) oraz Klasyfikacją Zawodów Szkolnictwa Zawodowego, Klasyfikacja Zawodów i Specjalności uległa kolejnej modyfikacji w 2004 r. Zmiany klasyfikacji utrudniają porównania struktury zawodowej ludności. Generalnie daje się jednak zauważyć tendencję wzrostową udziału specjalistów wśród ogółu pracujących oraz tendencję spadkową w grupie rolników, ogrodników, leśników i rybaków a także robotników przemysłowych.

Tablica 6.13. Struktura zawodowa pracujących w Polsce w latach 1994 i 2005.

Grupa zawodowa

Struktura pracujących

1994

2005

Parlamentarzyści, wyżsi urzędnicy i kierownicy

6,3

6,3

Specjaliści

9,1

15,0

Technicy i inny średni personel

11,6

10,9

Pracownicy biurowi

5,7

6,9

Pracownicy usług osobistych i sprzedawcy

8,7

11,1

Rolnicy, ogrodnicy, leśnicy i rybacy

22,1

15,6

Robotnicy przemysłowi i rzemieślnicy

20,0

16,4

Operatorzy i monterzy maszyn i urządzeń

8,0

9,7

Pracownicy przy pracach prostych

8,6

7,5

Siły zbrojne

-

0,6

Ogółem

100,0

100,0

Struktury zawodowe nie są w pełni porównywalne ze względu na zmiany w klasyfikacji Zawodów i Specjalności (dla roku 1994 r. zawody zaklasyfikowane zostały według klasyfikacji przyjętej w 1995 r., podczas gdy dla 2005 r. wg klasyfikacji przyjętej w 2004 r.). Jedną z zasadniczych różnic jest wprowadzenie do klasyfikacji z 2004 r. odrębnej grupy zawodowej obejmującej siły zbrojne.

Źródło: obliczenia własne na podstawie danych BAEL.

Strukturę pracujących można także analizować ze względu na status zatrudnienia i wymiar czasu pracy. Dane o pracujących w gospodarce narodowej, pochodzące z bieżącej sprawozdawczości statystycznej, pozwalają na wyróżnienie:

Ponadto, wśród zatrudnionych na podstawie stosunku pracy wyróżnia się:

BAEL wyróżnia nieco inne kategorie statusu zatrudnienia. W oparciu o Międzynarodową Klasyfikację Statusu Zatrudnienia (International Classification of Status in Employment - ICSE) respondenci BAEL są klasyfikowani jako:

Wymiar czasu pracy, zgodnie z zaleceniami Eurostatu, od początku 2001 r. ustalany jest w BAEL na podstawie deklaracji respondenta w odniesieniu do głównego miejsca pracy. Przed 2001 r. do pracujących w niepełnym wymiarze zaliczano osoby, które:

W BAEL wymiar czasu pracy ustalany jest w odniesieniu do wszystkich kategorii pracujących, bez względu na status ich zatrudnienia.

Dominującą kategorią pracujących w Polsce są pracownicy najemni. Dane BAEL oraz skorygowane dane administracyjne wskazują na dalszy wzrost udziału pracowników najemnych kosztem głównie pracujących na własny rachunek. Zarówno w 1993 r. (jak i w 2002 r.) zdecydowana większość pracujących miała pracę w pełnym wymiarze (około 90%). Kontrakty niepełnowymiarowe były szeroko rozpowszechnione tylko wśród pomagających członków rodziny, choć ich znaczenie zmalało w latach dziewięćdziesiątych (w 1993 r. w niepełnym wymiarze pracowało 84% pomagających członków rodziny, a w 2002 r. tylko 46%).

Tablica 6.14. Struktura pracujących według statusu zatrudnienia i wymiaru czasu pracy w Polsce w latach 1993 i 2002 a

Status zatrudnienia

Struktura pracujących

1993

2002

2002 b

Pracujący na podstawie stosunku pracy

62,0

62,8

73,1

w tym: pełnozatrudnieni

57,0

57,7

67,2

niepełnozatrudnieni

5,0

5,1

5,9

Pracodawcy i pracujący na rachunek własny

36,9

36,8

26,5

Osoby wykonujące pracę nakładczą

0,1

0,0

0,0

Agenci

0,4

0,1

0,1

Pozostali

0,6

0,3

0,4

Ogółem

100,0

100,0

100,0

a do 2000 r. bez pracujących w jednostkach budżetowych resortu obrony narodowej, resortu spraw wewnętrznych oraz Urzędu Ochrony Państwa,

b korekta na podstawie danych o pracujących w rolnictwie indywidualnym z NSP 2002.

Źródło: obliczenia własne na podstawie [GUSd 1995, s. 21, 33; GUSd 2003, s. 35, 57].

Tablica 6.15. Struktura pracujących według statusu zatrudnienia i wymiaru czasu pracy w Polsce w latach 1993 i 2002.

Status zatrudnienia

Struktura pracujących

1993

2002

ogółem

w tym:

ogółem

w tym:

pełen wymiar

niepełen wymiar

pełen wymiar

niepełen wymiar a

Pracownik najemny

68,0

64,2

3,8

71,8

66,4

5,4

Pracujący na rachunek własny

24,1

20,8

3,3

18,7

16,2

2,5

Pracodawca

3,3

3,3

0,0

3,8

3,6

0,2

Pomagający członek rodziny

4,7

0,8

3,9

5,7

3,1

2,6

Ogółem

100

89,0

11,1

100,0

89,3

10,7

a Definicja pracujących w niepełnym wymiarze uległa zmianie w 2001.

Źródło: obliczenia własne na podstawie danych BAEL: maj 1993 oraz drugi kwartał 2002.

5. Bezrobocie - pomiar, analizy nierówności wobec bezrobocia

Podstawą analiz bezrobocia są dane o bezrobociu rejestrowanym w ujęciu miesięcznym lub kwartalnym oraz dane BAEL dotyczące kwartałów. Informacje o bezrobociu rejestrowanym zbierane są od 1990 r. i dotyczą:

Ważną cechą informacji o bezrobociu rejestrowanym jest ich dezagregacja regionalna - przedstawiane są one dla regionów, województw i powiatów.

Dane BAEL obejmują obok cech demograficznych osób bezrobotnych (płeć, wiek, miejsca zamieszkania, wykształcenie, niepełnosprawność) także charakterystyki ich gospodarstw domowych oraz znacznie obszerniejsze informacje o zatrudnieniu i bezrobociu. Informacje o uprzednim zatrudnieniu osób bezrobotnych dotyczą: przyczyny zaprzestania pracy, stażu pracy, rodzaju działalności ostatniego miejsca pracy i zawodu, statusu zatrudnienia i sektora własności ostatniego miejsca pracy. Natomiast dane o bezrobociu obejmują: czas pozostawania bezrobotnym, wielokrotność bezrobocia, rejestrację w urzędzie pracy, okres poszukiwania pracy, rodzaj poszukiwanej pracy, metody poszukiwania pracy i przyczyny zostania bezrobotnym (utrata pracy, rezygnacja z pracy, powrót na rynek, podjęcie pracy po raz pierwszy). Dezagregacja regionalna dotyczy ujęcia miasto-wieś oraz przekroju wojewódzkiego. Reprezentacyjne badanie aktywności ekonomicznej ludności zostało uruchomione w 1992 r., zatem szereg czasowy jest krótszy niż dla bezrobocia rejestrowanego.

Analiza bezrobocia prowadzona jest na podstawie wielkości wyrażanych w ujęciu absolutnym (poziom bezrobocia, wielkości strumienia napływu i odpływu), rozkładu populacji bezrobotnych według różnych cech, struktur strumienia napływu i odpływu, miar natężenia bezrobocia (stopy bezrobocia) oraz innych mierników względnych (np. udział osób pozostających bez pracy dłużej niż 12 miesięcy, czyli długotrwale bezrobotnych). Można też stosować omówioną w punkcie 6.2 metodę przepływów na rynku pracy.

Poniżej przedstawiamy wykorzystanie różnych miar bezwzględnych i względnych do opisu bezrobocia, jego poziomu i natężenia oraz zróżnicowania, korzystając z obu źródeł danych i ukazując podstawowe cechy tego zjawiska w Polsce. Główna uwaga zostanie skierowana na odmienne zagrożenie bezrobociem określonych grup ludności, czyli na nierówności wobec bezrobocia. Stanowią one bowiem źródło dywersyfikacji ekonomicznej i społecznej.

Zmiany liczby bezrobotnych w latach 1990-1991 pokazują, iż bezrobocie w Polsce nabrało masowego charakteru już w pierwszych latach transformacji. Zarówno poziom bezrobocia jak i jego natężenie uległo w tym czasie prawie podwojeniu - liczba bezrobotnych wzrosła o 91%, a stopa bezrobocia z 6,1% do 11,4%. Wzrost trwał do 1994 r., a następnie nastąpiła faza spadku. Od 1998 r. obserwowany był gwałtowny wzrost bezrobocia, który uległ zahamowaniu w 2003 r. Kolejne lata przynoszą stopniowe zmniejszanie się bezrobocia do 2,7 mln osób i 17,6% ludności aktywnej zawodowo na koniec 2005 r.

Rysunek 6.11. Zmiany bezrobocia rejestrowanego w Polsce w latach 1990-2005 (według stanu na 31.12.)

0x01 graphic

Źródło: [GUSb, różne lata].

Na rysunku 6.3 pokazano zmiany poziomu bezrobocia w zależności od wielkości napływu do bezrobocia i odpływu z tej populacji. Spadek bezrobocia wynika z nadwyżki osób opuszczających bezrobocie w porównaniu z osobami napływającymi do bezrobocia. Jednak, jak zilustrowano to na rysunku 6.5, opuszczenie populacji bezrobotnych nie musi oznaczać podjęcia pracy. Analiza struktury strumienia odpływu pozwala na ocenę znaczenia różnych przyczyn dla zmniejszania się bezrobocia, natomiast struktura strumienia napływu - na ocenę znaczenia źródeł napływu do bezrobocia. Z tablicy 6.12 wynika, że podstawową przyczyną zwiększania się populacji bezrobotnych w 2005 r. były powroty osób, które już wcześniej były zarejestrowane jako bezrobotne (od 60% do 76% ogółu napływu). Struktura napływu podlega wahaniom: największy udział osób dotychczas niepracujących dotyczył czerwca (38%), kiedy absolwenci wkraczali na rynek pracy, a najniższy zaś stycznia (21%). Częstotliwość powrotów do bezrobocia świadczy o trwałym niedopasowaniu pewnych grup ludności do wymagań rynku pracy.

Tablica 6.16. Struktura napływu do bezrobocia rejestrowanego w Polsce w 2005 r. według źródła napływu.

Miesiące

Bezrobotni nowo zarejestrowani według źródła napływu

powracający do rejestrów (w %)

dotychczas nie pracujący

(w %)

z przyczyn dotyczących zakładu pracy (w %)

ogółem

(w tys.)

Styczeń

76,1

21,6

2,3

295,8

Luty

72,0

25,6

2,4

223,8

Marzec

72,2

25,3

2,5

211,6

Kwiecień

72,5

24,8

2,7

203,9

Maj

70,2

27,3

2,6

195,9

Czerwiec

59,8

38,0

2,2

252,6

lipiec

64,7

33,6

1,8

266,7

sierpień

66,0

32,2

1,8

250,6

Wrzesień

65,9

32,4

1,8

302,3

Październik

69,5

28,6

1,9

279,9

Listopad

73,2

25,1

1,8

279,0

Grudzień

74,5

23,6

1,9

291,1

Źródło: [GUSb, I kwartał 2006, tablica 6].

Z kolei struktura odpływów z bezrobocia w 2005 r. wskazuje, że najważniejszą przyczyną opuszczenia rejestrów było podjęcie pracy, jednak udział tego odpływu nie przekroczył 50%. Kolejną przyczyną odpływu z bezrobocia był brak potwierdzenia gotowości do pracy (od 29% do 38%) oraz podjęcie szkolenia lub stażu (od 6% do 15%). Reasumując, analiza zmian struktur strumieni w czasie dostarcza ważnych informacji o dynamice bezrobocia.

Tablica 6.17. Struktura odpływu z bezrobocia rejestrowanego w Polsce w 2005 r. według przyczyn.

Miesiące

Bezrobotni wyrejestrowani z ewidencji według przyczyn

podjęcie

pracy

(w %)

szkolenie,

staż

(w %)

nie potwierdzili gotowości do pracy

(w %)

dobrowolna rezygnacja

(w %)

prawo do emerytury lub renty

(w %)

inne

(w %)

ogółem = 100%

(w tys.)

Styczeń

49,8

5,8

33,3

4,8

1,3

5,0

178,5

Luty

46,4

10,1

34,4

4,0

1,0

4,3

200,0

Marzec

46,4

11,1

34,1

3,7

0,9

3,9

229,5

Kwiecień

54,4

8,5

28,8

4,0

0,8

3,5

272,9

Maj

49,1

7,2

35,0

4,0

0,8

3,9

264,4

Czerwiec

47,0

9,0

34,5

4,8

0,9

3,8

267,9

Lipiec

43,8

11,9

35,2

4,5

0,8

3,8

257,3

Sierpień

41,4

12,9

36,3

4,6

0,8

4,1

249,0

Wrzesień

46,1

14,9

30,3

4,4

0,6

3,7

292,7

Październik

44,5

14,4

32,9

3,7

0,7

3,7

284,7

Listopad

43,9

12,0

35,0

3,6

0,8

4,7

238,9

Grudzień

45,6

7,8

38,0

3,0

0,8

4,7

200,7

Źródło: na podstawie [GUSb, I kwartał 2006, tablica 6].

Cechą charakterystyczną bezrobocia w Polsce jest wysoki udział osób młodych (do 30 roku życia), który wzrastał z czasem oraz przewaga liczby kobiet nad liczbą mężczyzn zwłaszcza w najmłodszych grupach wieku (rysunek 6.12).

Rysunek 6.12. Struktury bezrobotnych według wieku i płci w Polsce w II kwartale 1994 i 2004 r.

0x01 graphic
0x01 graphic

Źródło: na podstawie [GUSa, 1994, 2004].

Ta właściwość bezrobocia znajduje odzwierciedlenie w rozkładzie stóp bezrobocia według wieku i płci. Silnie asymetryczny rozkład świadczy o znacząco większym natężeniu bezrobocia w grupach wieku 18-24 lata, większym dla kobiet, które silnie wzrosło po 1997 r. dla obu płci.

Rysunek 6.13. Stopy bezrobocia kobiet według wieku w Polsce w latach 1992-2005.

0x01 graphic
Źródło: [GUSa, II kwartał z poszczególnych lat].

Rysunek 6.14. Stopy bezrobocia mężczyzn według wieku w Polsce w latach 1992-2005.

0x01 graphic
Źródło: [GUSa, II kwartał z poszczególnych lat].

Rozkłady te ilustrują także różnice w natężeniu bezrobocia według płci, niekorzystne dla kobiet. Co prawda uległy one zmniejszeniu po 2000 r., ale nadal zagrożenie bezrobociem wśród kobiet jest większe niż wśród mężczyzn. W IV kwartale 2005 r. stopa bezrobocia dla kobiet wynosiła 18,3%, a dla mężczyzn - 15,4% (dane BAEL).

Ta nierówność wobec bezrobocia według płci znajduje także odzwierciedlenie w długości czasu pozostawania bez pracy - odsetek kobiet długotrwale bezrobotnych jest wyższy niż mężczyzn a średni czas poszukiwania pracy jest dłuższy. Według BAEL w IV kwartale 2005 r. 53,8% bezrobotnych kobiet i 51% mężczyzn pozostawało bez pracy przez dłuższy okres, a średni czas bezrobocia wynosił 19 miesięcy dla kobiet i 18 miesięcy dla mężczyzn.

Kolejną cechą silnie różnicującą zagrożenie bezrobociem jest wykształcenie. Zagadnienie to było już sygnalizowane przy omawianiu stosowania metody przepływów na rynku pracy (tablica 6.3) oraz analizie aktywności zawodowej według wykształcenia (tablica 6.7). Także struktury bezrobotnych według wykształcenia wskazują na trwałą dominację osób z niskim poziomem wykształcenia, zwłaszcza wśród mężczyzn. W IV kwartale 2005 r. prawie 67% bezrobotnych mężczyzn miało co najwyżej wykształcenie zasadnicze zawodowe, blisko co piąty miał wykształcenie średnie zawodowe i policealne, również niemal co piąty wykształcenie gimnazjalne lub niższe, 6,7% bezrobotnych mężczyzn legitymowało się wykształceniem wyższym, a 6,5% - średnim ogólnokształcącym.

Wśród bezrobotnych kobiet także przeważały osoby z co najwyżej wykształceniem zasadniczym zawodowym (46,5%), kolejną grupę stanowiły kobiet z wykształceniem średnim zawodowym i policealnym (28,8%). Wykształcenie średnie ogólnokształcące miało 14,4% spośród bezrobotnych kobiet, a wyższe - 10,4%. Brak kwalifikacji stanowi zatem czynnik trwale dyskryminujący na rynku pracy, co przyczynia się do zagrożenia ubóstwem.

Utrzymujące się od początku lat dziewięćdziesiątych zróżnicowanie regionalne bezrobocia ilustrują nie tylko stopy bezrobocia stale wyższe w miastach w porównaniu z regionami wiejskimi (17,4% w miastach oraz 15,7% na wsi według BAEL w IV kwartale 2005 r.), ale także stopy bezrobocia w przekroju wojewódzkim. Najwyższe stopy bezrobocia są niezmiennie notowane w województwach warmińsko-mazurskim, zachodniopomorskim, lubuskim i kujawsko-pomorskim. Natomiast najniższe stopy bezrobocia występowały w województwie mazowieckim, wielkopolskim i małopolskim. Potwierdza to zróżnicowanie stóp bezrobocia w końcu I kwartału 2006 r. (rysunek 6.15).

Omówione wyżej zasadnicze cechy różnicujące zagrożenie bezrobociem w Polsce, czyli płeć, wiek, wykształcenie, region są źródłem nierówności wobec bezrobocia także w innych krajach. Jednak specyficzną cechą tego zjawiska w Polsce jest wysokie ryzyko pozostawania bez pracy osób młodych oraz dysproporcje według wykształcenia i płci.

Rysunek 6.15. Stopa bezrobocia w Polsce według województw. Stan w końcu marca 2006.

0x01 graphic

Źródło: [GUSa, I kwartał 2006].

6. Migracje zarobkowe i ich skutki dla rynków pracy

Migracje zarobkowe, zarówno wewnętrzne jak i zewnętrzne, są ważnym elementem równoważenia rynków pracy. Poprzez zmniejszanie luki pomiędzy popytem na pracę a podażą pracy oraz przekazy pieniężne transferowane przez migrantów do miejsc pochodzenia, mają potencjalnie znaczący wpływ na rozwój lokalny.

Pomimo ważnej roli migracji zarobkowych dla procesów zachodzących na rynku pracy statystyki opisujące migracje zarobkowe są równie problematyczne jak statystyki opisujące migracje ogółem. Wiąże się to nie tylko z występowaniem zjawiska migracji nielegalnych, ale także jest wynikiem metod zbierania danych migracyjnych.

W Polsce dane o migracjach opracowywane są na podstawie informacji ewidencyjnej gmin o zameldowaniu na pobyt stały. Niska skłonność do rejestrowania zmiany miejsca zamieszkania, zarówno w obrębie kraju jak i w przypadku wyjazdów zagranicznych, a także większe możliwości wyjazdów i większa ruchliwość ludności, zwłaszcza w ostatnich latach, poważnie ogranicza użyteczność tych danych. Uniemożliwia to zarówno oszacowanie wielkości strumienia migracji, regionów odpływu i napływu, jak i charakterystykę demograficzno-społeczną migrantów, w tym także ze względu na cel migracji (migracje zarobkowe i pozostałe). W związku z tym do opisu migracji zarobkowych korzysta się z następujących źródeł danych:

Dane MPiPS o emigracji zarobkowej opracowywane są na podstawie kontraktów zawartych przez polskich pracowników na pracę zagranicą w sposób legalny za pośrednictwem polskich instytucji. Zdecydowana większość tych kontraktów dotyczy pracy sezonowej podjętej przez polskich pracowników w Niemczech w ramach umowy dwustronnej o pracownikach sezonowych [Okólski, 2004b]. Dane MPiPS dotyczą zatem ściśle wyselekcjonowanej grupy emigrantów i pozwalają raczej tylko na częściowy opis zjawiska emigracji zarobkowej niż oszacowanie wielkości tego strumienia. Z kolei dane dotyczące imigracji zarobkowych zbierane są na podstawie liczby wydanych pozwoleń na pracę. Zasadniczą wadą tych danych jest to, że nie obejmują one obcokrajowców pracujących w Polsce zwolnionych z obowiązku posiadania pozwolenia na pracę. Ponadto dane MPiPS, zarówno dotyczące emigracji jak i imigracji zarobkowej, nie obejmują migrantów pracujących w szarej strefie. Luka ta jest tylko częściowo wypełniania przez dane Policji i Służb Straży Granicznej w tym zakresie.

W toku BAEL zbierane są podstawowe informacje na temat członków gospodarstwa domowego zameldowanych w Polsce, którzy w momencie przeprowadzania badania przebywali zagranicą przez okres co najmniej 2 miesięcy. Są to zatem jedynie dane opisujące zjawisko emigracji zarobkowych. W przeciwieństwie do danych MPiPS dane BAEL prawdopodobnie uwzględniają częściowo pracę nielegalną. Istotną wadą BAEL jest jednak niemożność ankietowania gospodarstw domowych w sytuacji emigracji wszystkich jego członków. Z tego względu BAEL nie pozwala na oszacowanie strumienia emigracji, a jedynie na ogólny opis zjawiska, w tym charakterystykę emigrantów według podstawowych cech (płeć, wiek, wykształcenie, stan cywilny, kraj przyjmujący, region pochodzenia, itp.).

Dane MPiPS oraz dane BAEL dostarczają informacji na temat nieco innych grup emigrantów. O ile dane BAEL dotyczą migrantów, którzy pozostają zagranicą co najmniej 2 miesiące, o tyle typowy migrant sezonowy dominujący w danych MPiPS przebywa zagranicą około 8 tygodni [Kępińska, 2005]. Tłumaczy to rozbieżności pomiędzy danymi z obu źródeł i wskazuje na konieczność używania obu jednocześnie.

Analiza migracji zarobkowej obejmuje zwykle wielkość przepływu, jego kierunek (region/kraj odpływu oraz region/kraj napływu) oraz strukturę migrantów według cech demograficznych, ekonomicznych i społecznych (płeć, wiek, wykształcenie, stan cywilny, status na rynku pracy, czas migracji itp.).

Dane o migracjach zarobkowych pochodzące z opisanych powyżej źródeł wskazują, że zdecydowana większość migracji zagranicznych (około 80%) na okres powyżej 2 miesięcy, to migracje zarobkowe, przy czym co czwarty migrant jako kierunek docelowy obiera Niemcy. Jeszcze częściej do Niemiec migrują pracownicy sezonowi (około 80% pracowników sezonowych podejmuje tam pracę). Kolejnym krajem, który przyjmuje dużą rzeszę migrantów z Polski jest Wielka Brytania, przy czym migracja w tym kierunku przybrała na sile zdecydowanie po wejściu Polski do UE (z 7% w 2004 r. do 20% ogółu migrantów zarobkowych z Polski w 2005 r.), zostawiając w tyle dwa inne często wybierane przez Polaków kraje docelowe, tj. Włochy (13%) i Stany Zjednoczone (10%). Mężczyźni nadal przeważają nieco nad kobietami w zagranicznych migracjach zarobkowych, zwłaszcza w migracjach sezonowych. Zmienia się natomiast struktura migrantów według wieku i wykształcenia [Kępińska, 2005]. W latach dziewięćdziesiątych w ruchach migracyjnych dominowały osoby w starszym wieku produkcyjnym i o niskich kwalifikacjach, które nie mogły utrzymać się na dynamicznie zmieniającym się rynku pracy. Pod koniec lat dziewięćdziesiątych rosnące bezrobocie wśród absolwentów przyczyniło się do wzrostu natężenie migracji wśród osób młodych, przeciętnie lepiej wykształconych niż ich rodzice.

Z kolei wśród imigrantów, którym przyznano pozwolenie na pracę w Polsce w 2004 r., dominują Ukraińcy (16%), Niemcy (12%), Wietnamczycy i Białorusini (po 5%). Generalnie migranci pochodzący z krajów UE są wyżej wykwalifikowani niż migranci krajów byłego ZSRR czy Azji i dominują w takich branżach jak pośrednictwo finansowe czy nieruchomości. Głównym regionem napływu migrantów zarobkowych jest województwo mazowieckie (62% migrantów w 2004 r.). Na kolejnych miejscach uplasowały się województwo pomorskie (18%) i zachodnio-pomorskie (9%).

Migracje zarobkowe mają potencjalnie ważny wpływ na rozwój lokalny, w tym sytuację na rynku pracy. Po pierwsze, przepływ pracowników między regionami/krajami sprzyja zmniejszeniu nierównowagi na rynkach pracy poprzez zmniejszenie podaży pracy w regionie/kraju pochodzenia i zwiększenie podaży pracy w regionie/kraju docelowym. Dla pierwszego z nich oznacza to spadek bezrobocia, dla drugiego natomiast pozyskanie brakujących zasobów pracy, hamujących rozwój. Mechanizm taki ma jednak miejsce, jeśli podmiotem migracji są osoby o właściwych kwalifikacjach, dopasowanych do struktury popytu na pracę w regionie/kraju docelowym. Nieodpowiednie kwalifikacje migrantów przyczyniają się wręcz do wzrostu bezrobocia w regionie/kraju docelowym i w konsekwencji wzrostu wykluczenia społecznego migrantów. Po drugie, przepływ osób często wiąże się także ze zwiększonymi transferami pieniężnymi z regionu/kraju docelowego do regionu/kraju pochodzenia, przekazywanymi przez migrantów członkom ich rodzin. Przekazy te, jeśli przynajmniej w części inwestowane są w regionie/kraju pochodzenia, mogą istotnie przyczynić się do jego rozwoju. Po trzecie, migracje zarobkowe są ostatnio coraz częściej dyskutowane w kontekście starzenia się ludności. Migracje młodych pracowników z krajów rozwijających postrzega się jako sposób na złagodzenie negatywnych skutków starzejących się zasobów pracy w Europie. Na koniec należy wspomnieć, że migracje zarobkowe nie zawsze okazują się korzystne dla obu stron. Typowym przykładem migracji przynoszących korzyść wyłącznie krajowi docelowemu są migracje osób o wysokich kwalifikacjach, dla których migracja wiąże się z awansem zawodowym i finansowym, niemożliwym do uzyskania w kraju pochodzenia. Zjawisko to jest popularnie nazywane drenażem mózgów.

Doświadczenia Polski okresu transformacji w zakresie migracji pracowniczych pokazują, że skutki migracji mogą być nieco bardziej złożone niż przedstawiono powyżej. Spektakularnym przykładem jest tutaj województwo opolskie, charakteryzujące się wysokim udziałem jego mieszkańców w migracjach sezonowych do Niemiec. Badania w tym regionie pokazują, że pomimo spadku bezrobocia wywołanego odpływem zagranicę oraz wyraźnego podniesienia się standardów życia na skutek napływu dewiz walutowych, region ten doświadczył spadku poziomu zatrudnienia [Okólski, 2006]. Ocenia się, że sytuacja ta jest pochodną dwóch czynników. Po pierwsze, badania przeprowadzone w tym regionie pokazały, że zarobione na emigracji pieniądze w większości przekazywane były na zwiększoną konsumpcję niż inwestycje, co w dłuższym okresie prowadziło raczej do wzrostu inflacji niż wspierało tworzenie nowych miejsc pracy. Po drugie, w migracjach do pracy sezonowej do Niemiec brały udział nie tylko osoby bezrobotne i bierne zawodowo, ale także zatrudnione, które zwabione wyższą pensją na zachodnim brzegu Odry porzucały miejsca pracy w Polsce. Paradoksalnie prawdopodobieństwo podjęcia pracy przez bezrobotnego byłego migranta sezonowego okazało się znacznie niższe niż prawdopodobieństwo znalezienia pracy przez osobę bezrobotną, która nie doświadczyła migracji [Fihel, 2004]. Przyczyną takiego stanu rzeczy mogły być wyższe oczekiwania finansowe pierwszej grupy i ich niższa motywacja do podjęcia pracy w perspektywie zbliżającej się możliwości powrotu do pracy sezonowej. Ocenia się także, że migracje te doprowadziły w wielu przypadkach do degradacji kapitału ludzkiego, gdyż pracownicy sezonowi wykorzystywani byli głównie przy pracach prostych w rolnictwie, niewymagających nawet znajomości języka. Zjawisko degradacji kapitału ludzkiego grozi nam także aktualnie w sytuacji odpływu młodych osób z wykształceniem wyższym podejmujących w krajach UE prace wymagające znacznie niższych kwalifikacji.

7. Rynek pracy w Polsce w latach 2000-2005 a Europejska Strategia Zatrudnienia

Zmiany zachodzące na rynku pracy w Polsce w okresie 2000-2005 można podzielić na dwa podokresy: do I kwartału 2003 r. włącznie i od II kwartału 2003 r. do chwili obecnej. Pierwszy z nich stanowi kontynuację trendów obserwowanych od sierpnia 1998 r., tj. spadku ogólnego wskaźnika zatrudnienia i wzrostu stopy bezrobocia. W I kwartale 2003 r. stopa bezrobocia według danych BAEL osiągnęła rekordowo wysoki poziom 20,8% (20,6% dla mężczyzn i 21,1% dla kobiet). W kolejnych kwartałach 2003 r. sytuacja zaczęła powoli ulegać zmianie. Zarówno dane BAEL jak i dane urzędów pracy wskazywały na niewielkie zmniejszenie stopy bezrobocia. Spadek zatrudnienia postępował jednak nadal. Negatywna tendencja zatrudnienia została odwrócona dopiero w drugiej połowie 2004 r., choć dla mężczyzn wystąpiła ona nieco wcześniej, bo już w IV kwartale 2003 r. (w porównaniu z analogicznym okresem roku poprzedniego). Dane BAEL dotyczące I kwartału 2006 r. pokazują obniżenie stopy bezrobocia do 16,3% (15,7% dla mężczyzn i 17,0% dla kobiet) oraz wzrost wskaźnika zatrudnienia ludności w wieku 15-64 lata do 53,4% (59,5% dla mężczyzn i do 47,4% dla kobiet).

Mierniki przytoczone powyżej opisują jedynie ogólne trendy na rynku pracy. Tymczasem w Polsce obserwuje się wyraźne zróżnicowanie zatrudnienia i bezrobocia ze względu na wiele cech, w tym płeć, wiek i wykształcenie. Jak pokazywano to w poprzednich punktach niniejszego rozdziału, stopień wykorzystania zasobów pracy kobiet jest znacznie niższy niż mężczyzn: pracują one przeciętnie rzadziej niż mężczyźni, częściej doświadczają bezrobocia i pozostają w nim dłużej, a w warunkach korzystnych zmian na rynku pracy ich sytuacja zazwyczaj poprawia się wolniej. Relatywnie trudną sytuację na rynku pracy mają także osoby młode (w wieku 15-24 lata), wchodzące na rynek pracy oraz osoby w wieku przedemerytalnym (55-64 lata). Obie grupy charakteryzuje niskie zatrudnienie (współczynniki zatrudnienia tych grup osób w I kwartale 2006 r. wyniosły odpowiednio 23,9% oraz 26,6%). O ile jednak osoby w wieku 15-24 doświadczają poważnego zagrożenia bezrobociem (stopa bezrobocia tej grupy osób w I kwartale 2006 wyniosła 34,4%), o tyle osoby w wieku przedemerytalnym cechuje wysoka bierność zawodowa. Niska aktywność ekonomiczna osób w wieku 55-64 lata jest wynikiem polityki dezaktywizacji prowadzonej w latach dziewięćdziesiątych , mającej na celu ochronę tej grupy przed bezrobociem (relatywnie łatwy dostęp do wcześniejszych emerytur, rent inwalidzkich, zasiłków i świadczeń przedemerytalnych), a także presji rynku pracy. Ta grupa zasobów pracy ma stosunkowo niskie kwalifikacje i nie uczestniczy w kształceniu ustawicznym, co powoduje trudności w dostosowaniu się do rosnących wymagań rynku pracy. W rezultacie przeciętny wiek wycofania się z rynku w pracy w Polsce jest znacznie niższy niż ustawowy wiek emerytalny (57,7 lata w 2004 r.).

Trudnej sytuacji na rynku pracy doświadczają także osoby o niskich kwalifikacjach (tj. z wykształceniem co najwyżej zasadniczym zawodowym). Pokazaliśmy to, odwołując się do informacji o różnicach mierników aktywności zawodowej, zatrudnienia i bezrobocia według wykształcenia, a także wyników analizy przepływów na rynku pracy. W I kwartale 2006 r. wskaźnik zatrudnienia tej grupy osób wyniósł 23,2% wobec 80,7% w grupie osób z wykształceniem wyższym. Dynamiczny wzrost poziomu wykształcenia ludności obserwowany od początku lat dziewięćdziesiątych stwarza szanse na poprawę sytuacji na rynku pracy w przyszłości. Jak wskazywaliśmy, uczestnictwo różnych grup ludności w procesie kształcenia jest niejednolite (głównie osoby młode, mieszkańcy miast i kobiety), co z jednej strony stwarza szanse poprawy sytuacji kobiet, z drugiej zaś może pogłębić istniejące dysproporcje kapitału ludzkiego między osobami w wieku mobilnym i niemobilnym oraz mieszkańcami regionów miejskich i wiejskich.

Pomimo poprawy wskaźników rynku pracy występującej wyraźniej w ostatnich dwóch latach Polska ma nadal najniższy wskaźnik zatrudnienia i najwyższą stopę bezrobocia w UE. Szczególnie niskim zatrudnieniem w Polsce w porównaniu do innych krajów UE charakteryzują się grupy wymienione powyżej: kobiety, absolwenci, osoby w wieku przedemerytalnym oraz osoby o niskich kwalifikacjach. Choć grupy te mają relatywnie duże trudności z pozyskaniem i utrzymaniem zatrudnienia także w innych krajach UE, w Polsce ich sytuacja wygląda relatywnie najgorzej (tablice 6.18 i 6.19).

Tablica 6.18. Wskaźnik zatrudnienia w wybranych grupach w krajach UE w I kwartale 2006 r.

Kraj

Wskaźniki zatrudnienia

ogółem

(15-64)

mężczyźni (15-64)

kobiety

(15-64)

osoby w wieku 15-24

osoby w wieku 55-64

osoby o niskich kwalifikacjach (15-64) b

Austria

68,2

74,2

62,3

51,5

33,9

47,3

Belgia

60,3

67,2

53,4

28,3

31,3

39,4

Cypr

68,2

77,7

59,2

36,6

50,6

52,2

Czechy

64,8

73,0

56,5

26,8

45,4

22,1

Dania

76,5

80,1

72,9

61,7

59,8

58,2

Estonia

67,4

70,0

64,9

29,8

58,6

31,7

Finlandia

67,7

69,2

66,1

36,4

53,4

43,9

Francja a

62,8

68,4

57,4

53,4

37,8

47,2

Grecja

60,4

74,2

46,7

25,3

41,9

51,3

Hiszpania

64,0

75,5

52,2

38,1

44,2

56,1

Holandia

73,5

79,9

67,0

64,5

46,1

58,5

Irlandia a

66,8

76,0

57,5

57,9

50,7

48,8

Litwa

63,0

65,7

60,4

22,9

49,8

25,0

Luksemburg a

63,6

73,3

53,7

47,6

31,7

50,5

Łotwa

64,3

68,6

60,2

33,8

52,9

32,3

Malta

54,3

74,9

33,3

43,3

30,8

45,7

Niemcy a

64,9

70,3

59,4

55,3

44,4

41,4

Polska

53,4

59,5

47,4

23,9

26,6

23,2

Portugalia

67,6

73,8

61,5

35,7

49,5

65,7

Słowacja

58,3

65,8

50,8

25,1

32,1

14,0

Słowenia

65,9

70,6

61,1

32,0

32,4

41,4

Szwecja

71,5

73,8

69,2

34,6

70,3

49,3

Węgry

56,7

62,7

51,0

21,2

33,6

27,0

Wielka Brytania

71,4

77,0

65,9

52,5

56,9

60,3

Włochy a

57,3

69,5

45,1

43,0

30,9

45,1

a Dane badania aktywności ekonomicznej dla I kwartału 2005 r.

b Jako osoby o niskich kwalifikacjach uznano osoby z wykształceniem na poziomie 2 lub niższym w klasyfikacji ISCED-97.

Źródło: www.ec.europa.eu/eurostat/ na podstawie danych pochodzących z Badania Aktywności Ekonomicznej Ludności, I kwartał 2005 r. oraz I kwartał 2006 r.

Tablica 6.19 Stopa bezrobocia w wybranych grupach w krajach UE w I kwartale 2006 r.

Kraj

Stopa bezrobocia

ogółem

mężczyźni

kobiety

osoby w wieku 15-24

osoby w wieku 55-64

osoby o niskich kwalifikacjach a, b

Austria

5,5

5,5

5,6

10,1

4,0

10,2

Belgia

8,7

8,1

9,3

20,0

4,2

14,3

Cypr

5,9

5,3

6,6

12,0

5,4

6,4

Czechy

8,0

6,6

9,7

19,5

5,8

27,8

Dania

4,5

3,8

5,2

9,2

4,9

9,3

Estonia

6,4

7,4

5,5

13,7

7,2 a

19,9

Finlandia

8,4

8,4

8,4

20,9

7,6

14,6

Francja a

9,3

8,6

10,0

20,9

5,5

13,5

Grecja

9,7

6,3

14,6

25,3

4,5

10,0

Hiszpania

9,1

6,8

12,2

18,7

6,2

12,0

Holandia

4,5

4,2

5,0

7,7

4,2

8,3

Irlandia a

4,1

4,4

3,6

7,5

3,0

6,8

Litwa

6,4

7,3

5,5

10,8

6,7

19,0

Luksemburg a

4,5

3,5

5,8

13,7

3,2 c

6,2

Łotwa

7,8

8,4

7,1

8,8

7,6

15,6

Malta

7,8

7,0

9,5

17,8

4,8 a

8,6

Niemcy a

11,5

12,0

10,9

15,8

12,4

18,8

Polska

16,0

15,4

16,7

34,4

8,4

29,4

Portugalia

7,7

6,5

9,1

15,7

6,7

7,8

Słowacja

15

14,1

16,1

29,2

11,3

55,4

Słowenia

6,9

5,4

8,6

17,9

2,8

10,3

Szwecja

7,9

7,7

8,1

24,4

4,4

11,2

Węgry

7,7

7,6

7,8

19,0

3,9

14,1

Wielka Brytania

5,1

5,6

4,6

13,0

3,0

8,5

Włochy a

8,2

6,8

10,4

25,0

4,0

10,0

a Dane dla I kwartału 2005 r.

b Jako osoby o niskich kwalifikacjach uznano osoby z wykształceniem na poziomie 2 lub niższym w klasyfikacji ISCED-97.

c Dane dotyczą osób w wieku 50-64.

Źródło: www.ec.europa.eu/eurostat/ na podstawie danych pochodzących z Badania Aktywności Ekonomicznej Ludności, I kwartał 2005 r. oraz I kwartał 2006 r.

Choć sytuacja na rynku pracy w wielu krajach UE jest dużo lepsza niż w Polsce, wiele z nich także boryka się z wysokim bezrobociem. Zatrudnienie w większości krajów UE jest niższe niż w Stanach Zjednoczonych, co oznacza, że kraje UE nie wykorzystują w pełni swoich zasobów produkcyjnych. Niepokojąca jest także niska aktywność ekonomiczna niektórych grup ludności, która może prowadzić do ubóstwa i wykluczenia społecznego. Szczególnie negatywnym zjawiskiem jest bierność osób w wieku przedemerytalnym, których udział w ogólnej liczbie ludności będzie się zwiększał wraz z postępowaniem procesu starzenia się ludności. Nowy porządek demograficzny Europy, ukształtowany przez dzietność utrzymującą się od trzech dekad znacznie poniżej prostej zastępowalności pokoleń oraz imponujący postęp w wydłużaniu życia ludzkiego, prowadzi nie tylko do trwałych zmian struktury wieku ludności polegających na silnym wzroście liczby osób starszych i długotrwałym spadku liczebności roczników najmłodszych. Przewidywania demograficzne wskazują na to, że Europa będzie jedynym kontynentem o zmniejszającej się liczbie ludności, z 726 mln w 2002 r. do 632 mln w 2050 r., a jej udział w ogólnej liczbie ludności zmniejszy się z 11,5% do 7% [Kotowska, 2004]. Równolegle zmniejszy się w wymiarze absolutnym i względnym liczba ludności w wieku produkcyjnym (potencjalne zasoby pracy). Większość krajów europejskich doświadczy tego spadku już w latach 2005-2012, a jego nasilenie przypadnie na okres 2025 - 2035. Jednak nie tylko spadek liczby ludności i potencjalnych zasobów pracy, ale przede wszystkim zaawansowanie procesu starzenia się ludności oraz zasobów pracy i rosnące obciążenie ludności w wieku produkcyjnym osobami w wieku nieprodukcyjnym są główną przyczyną niepokoju o unijne rynki pracy, wydolność systemów emerytalnych oraz możliwości sprostania rosnącej konkurencyjności. Świadomość tych problemów doprowadziła do sformułowania Strategii Lizbońskiej (SL). Ten wieloletni program reform strukturalnych został przyjęty na szczycie w Lizbonie w marcu 2000 r. Za cel strategiczny uznano „uczynienie z gospodarki UE do 2010 r. najbardziej konkurencyjnej i dynamicznej gospodarki na świecie, opartej na wiedzy, zdolnej do trwałego rozwoju, tworzącej większą liczbę lepszych miejsc pracy oraz charakteryzującej się większą spójnością społeczną” [Biała Księga..., 2003b]. Tak sformułowana Strategia miała trzy filary: ekonomiczny, społeczny oraz ekologiczny. Ważnym elementem filara społecznego było zatrudnienie i modernizacja modelu społecznego. Pierwszy z tych elementów znalazł swoje odzwierciedlenie w znowelizowanej w czerwcu 2003 r. Europejskiej Strategii Zatrudnienia (ESZ). Uzgodniono wówczas trzy podstawowe cele ESZ:

Sformułowano także szereg zaleceń szczegółowych mających doprowadzić do zwiększania zatrudnienia i wzrostu efektywności zatrudnienia w krótkim i dłuższym horyzoncie czasowym. Rozwiązania te obejmują:

W marcu 2005 r. dokonano średniookresowego przeglądu Strategii Lizbońskiej. Krytyczna ocena efektywności Strategii doprowadziła do przeformułowania niektórych jej elementów. Zasadniczą zmianą była rezygnacja z trójfilarowego na rzecz dwufilarowego wymiaru SL. Więcej uwagi postanowiono poświęcić czynnikom silnego i długotrwałego wzrostu gospodarczego oraz tworzeniu nowych miejsc pracy (dwa nowe filary SL) [Wspólne działania..., 2005]. Nie oznacza to bynajmniej rezygnacji z dążenia do zwiększenia spójności społecznej. Narzędziem do jej osiągnięcia ma być jednak wzrost zatrudnienia i na tym powinna skupić się uwaga krajów członkowskich.

Zmiana priorytetów Strategii Lizbońskiej spowodowała zmiany zaleceń dotyczących polityki rynku pracy [Decyzja Rady..., 2005]. Dotychczasowe zalecenia Komisji Europejskiej zostały zastąpione następującymi:

Wzrost wykorzystania zasobów pracy ma być realizowany w dużej mierze poprzez oddziaływanie na zwiększanie zdolności do zatrudnienia, a wiec na stronę podażową rynku pracy. Przedstawione w tym rozdziale metody analizy stopnia zaangażowania ludności na rynku pracy mogą więc służyć także ocenie wdrażania tych zaleceń.

Według teorii segmentacji rynku pracy rynek ten nie jest jednolity, ale podzielony na segmenty [Doeringer i Piore,1971; Dickens i Lang, 1985]. Różnią się one ze względu na godzinowe stawki płacy, warunki pracy, warunki promocji, bezpieczeństwo zatrudnienia, dostęp do szkoleń itp. Mobilność pomiędzy segmentami jest silnie ograniczona. W pierwotnej wersji teorii segmentacji rynku pracy (tzw. teoria dualnego rynku pracy) wyróżnia się segment pierwotny i segment drugorzędny. W najnowszej literaturze przedmiotu dyskutuje się nad istnieniem więcej niż dwóch segmentów rynku pracy.

Np. statystyki zatrudnienia publikowane przez Eurostat dla krajów Unii Europejskiej obejmują ludność w wieku 15-64 lata.

Ustawa ta obowiązuje od dn.1.06.2004 r. (Dz.U. 2004 nr 99 poz. 1001) Zastąpiła ona ustawę z dn. 14.12.1994 r. o zatrudnieniu i przeciwdziałaniu bezrobociu (Dz.U. 1995 nr 1 poz. 1).

Od 1997 r. za bezrobotnego nie uważa się osoby odbywającej szkolenie, czy też staż u pracodawcy, a od 1.06.2004 r. również osoby odbywającej przygotowanie zawodowe w miejscu pracy.

W języku angielskim badania te określane są jako Labour Force Survey (LFS).

Do 2003 r. w badaniu nie uwzględniano gotowości do podjęcia pracy.

Obie zmienne są zmiennymi zasobu, więc ich pomiar powinien dotyczyć ustalonego momentu. Jednak liczba aktywnych zawodowo szacowana jest zwykle jako wielkość charakteryzująca kwartał (BAEL) lub ostatnie 12 miesięcy (spis powszechny). Stąd liczba ludności w mianowniku określana jest jako średni stan ludności przypisany rozpatrywanemu okresowi.

Przepływy można też rozpatrywać bardziej szczegółowo np. według sektora zatrudnienia, wieku, płci czy wykształcenia.

por. punkty 4 i 5 niniejszego rozdziału.

Porównania w czasie dla ostatnich lat utrudnia zmiana definicji pracujących, por. punkt 1 niniejszego rozdziału.

Główne zmiany, jakie wprowadzono w 2004 r. to: wprowadzenie dodatkowych grup, obejmujących zawody funkcjonujące w siłach zbrojnych, zmniejszenie ogólnej liczby zawodów i specjalności, wprowadzenie nowych zawodów i specjalności; zastosowanie odmiennego grupowania zawodów; skrócenie kodu grup elementarnych.

Sytuacja ta znalazła swoje odzwierciedlenie w wynikach Spisu Powszechnego z 2002 r., który wykazał, że 626 tys. osób na stałe zameldowanych w Polsce przebywało za granicą przez okres dłuższy niż rok.

Z obowiązku posiadania pozwolenia na pracę w celu podjęcia pracy w Polsce zwolnieni są: obywatele państw UE, które nie wprowadziły restrykcji odnośnie zatrudnienia Polaków na ich terenie, obywatele krajów UE/EOG posiadający prawo stałego pobytu w RP., a ponadto: posiadający status uchodźcy, posiadający zezwolenie na osiedlenie się, posiadający zgodę na pobyt tolerowany, korzystający z ochrony czasowej, członkowie rodziny obywatela polskiego będący obywatelami UE, członkowie rodziny obywatela polskiego nie będący obywatelami UE ale posiadający zezwolenie na zamieszkanie na czas oznaczony na terytorium RP udzielone w związku z zawarciem związku małżeńskiego, członkowie rodziny posiadającego status uchodźcy, zezwolenie na osiedlenie się lub zgodę na pobyt tolerowany lub korzystającego z ochrony czasowej (Ustawa o promocji zatrudnienia i instytucjach rynku pracy Dz.U. 2004 nr 99 poz. 1001).

Migracje pracownicze z krajów rozwijających się do krajów UE mogą jedynie złagodzić negatywne skutki starzenia się ludności, ale nie są one rozwiązaniem problemu. Raport ONZ [UN, 2001] pokazuje, że dla średniego wariantu projekcji ludności ONZ z 1998 r. utrzymanie do 2050 r. potencjalnego obciążenia osób w wieku produkcyjnym osobami w wieku poprodukcyjnym na poziomie z 1995 r. wymagało by sprowadzenia do Europy 1,7 mld migrantów, a do krajów UE-15 - 1,2 mld migrantów. W konsekwencji w obu przypadkach około 75% ludności stanowiliby migranci z okresu po 1995 r.

221


Wyszukiwarka

Podobne podstrony:
rynekpieniezny1
1 czesc kursu, PEDAGOGIKA SPECJALNA(1), Majchrzak Irena
Watykan a Powstanie Styczniowe, Irena Koberdowa
1---PAGO-osw.-chł.-baza, 1---Eksporty-all, 1---Eksporty---, 12---agencje-celne, 1---A.C.-Intersped-B
Moje sprawka (fiz), nap.pow, Irena Simkowa
do czyt. glob. zwierzeta wiejskie, PEDAGOGIKA SPECJALNA(1), Majchrzak Irena
3344, PEDAGOGIKA SPECJALNA(1), Majchrzak Irena
chemia studia 1 kolo, Studia - Mechatronika PWR, Chemia (Irena Zubel)
biografie, irena jurgielewiczowa, Irena Jurgielewiczowa
MISTRZOSTWA - ORGANIZACJA, IRENA WIĘCKOWSKA
3 czesc Kursu, PEDAGOGIKA SPECJALNA(1), Majchrzak Irena
PAGO-ośw.-chł.-do-U.C, 1---Eksporty-all, 1---Eksporty---, 12---agencje-celne, 1---A.C.-Intersped-Bia
psychoterapia, Terapia kongitywna1, Irena Zuber
Przez Olkę 19 11 2007, RYNEKPAPIERÓW WARTO CIOWYCH, RYNEK PAPIERÓW WARTOŚCIOWYCH
im wersja 1.1, Studia - Mechatronika PWR, Chemia (Irena Zubel)
Alfabet do loteryjki, PEDAGOGIKA SPECJALNA(1), Majchrzak Irena
2 czesc Kursu, PEDAGOGIKA SPECJALNA(1), Majchrzak Irena

więcej podobnych podstron