1

JERZY CZ. OSSOWSKI

Politechnika Gda ska

Katedra Ekonomii i Zarz dzania Przedsi biorstwem

IV Ogólnopolskie Seminarium Naukowe nt. „Dynamiczne Modele Ekonometryczne”,

Katedra Ekonometrii i Statystyki, Uniwersytet Mikołaja Kopernika w Toruniu,

Toru 12-14 wrzesie 1995

DYNAMIKA BEZROBOCIA A DYNAMIKA PRODUKCJI SPRZEDANEJ

POLSKIEGO PRZEMYSŁU

1. Rynek pracy a bezrobocie w Polsce w okresie transformacji

W styczniu 1990 roku zainicjowany został program liberalizacji i restrukturyzacji

systemu gospodarczego w Polsce. Przej cie z gospodarki ograniczonej zasobami na tory

gospodarki ograniczonej popytem spowodowało ujawnienie si nowych mechanizmów

dystrybucyjnych. Te nowe mechanizmy najdojrzalsz form

przyj ły na rynku dóbr i usług

konsumpcyjnych. Obok tego rodzaju rynków powstawa pocz ły rynki czynników

produkcji, tzn. rynki pracy oraz kapitału. Jednoczesne wprowadzenie wewn trznej

wymienialno ci złotówki oraz komercjalizacja i decentralizacja banków zapocz tkowały

budow rynku pieni nego oraz wzmocnienie podstaw rynku kapitałowego.

Oprocentowanie kredytów, znacznie przewy szaj ce pocz tkowo bardzo wysok stop

inflacji, wymusiło na przedsi biorstwach oszcz dniejsze gospodarowanie rodkami

obrotowymi i jednocze nie u wiadomiło zarz dzaj cym ekonomiczne znaczenie zamro enia

rodków kapitałowych. Ponadto u wiadomiło im koszt nietrafionej produkcji, a wi c

produkcji na skład. Szczególnie dotkliwie tego radzaju koszty odczuły przedsi biorstwa

produkuj ce na rynek wewn trzny. Przed przedsi biorstwami tymi pojawiła si , faktycznie

po raz pierwszy, bariera popytu na ich produkty. Bariera ta jednocze nie stała si bardzo

wysoka z uwagi na liberalizacj handlu zagranicznego i pojawienie si na rynku wielu

importowanych produktów o wysokich standardach jako ciowych. Jednocze nie w lad za

importem legalnym rynek zalany został importem nielegalnym. Ratunkiem dla

przedsi biorstw mogła by konkurencyjnie niska cena. Utrzymanie ni szych relatywnie cen

w stosunku do produktów importowanych z krajów zachodnich nie mogło odby si

poprzez obni enie jako ci dostarczanych dóbr. Jedn z przyczyn był masowy napływ

importu „plecakowego” z krajów Wspólnoty Pa stw Niepodległych. Ten z kolei import,

reprezentuj cy nisk jako , zapewniał konsumentom mo liwo nabycia wielu dóbr po

bardzo korzystnych cenach. Aby podoła tej przysłowiowej próbie „wody i ognia”

przedsi biorstwa nastawione na rynek wewn trzny musiały, mieszcz c si w

dotychczasowej strukturze cen, uatrakcyjni swoje oferty podnosz c jako wyrobów i

wiadczonych usług. Tego rodzaju cel osi gn mo na było poprzez uelastycznienie struktur

zarz dzania i dystrybuowania produktami oraz doinwestowanie wielu ogniw na styku

produkcji i dystrybucji. Wa ne równie stało si oszcz dniejsze gospodarowanie

dysponowanymi rodkami produkcji.

Pocz tki lat dziewi dziesi tych to masowe powstawanie spółek prywatnych,

zagospodarowuj cych dotychczas nienajlepiej wykorzystywany potencjał kapitałowy i

2

ludzki przedsi biorstw pa stwowych. Odbywało si to w wielu przypadkach na granicy

legalno ci prawnej a niekiedy poza jej granicami. Nast powało przechwytywanie przez

osoby prywatne cz ci maj tku przedsi biorstw pa stwowych na stosunkowo atrakcyjnych

warunkach. Abstrahuj c od etycznej oceny tego masowego zjawiska winni my uzna , i

uratowało to bardzo wiele przedsi biorstw, otoczonych sieci tych spółek, przed

bankructwem. Spółki te wypełniły pust przestrze miedzy przedsi biorstwami

produkcyjnymi i rynkiem uelastyczniaj c struktury gospodarcze. W ka dym razie du a cz

miejsc pracy została uratowana oraz potencjał kapitałowy i ludzki lepiej wykorzystany.

Jednocze nie w wyniku prywatyzacji kapitałowej, zwi kszaj cym si z czasem inwestycjom

prywatnym oraz wej ciom cz ci firm na giełd , jak równie napływowi kapitału

zagranicznego przestrze gospodarcza Polski wypełniała si coraz wi ksz liczb

przedsi biorstw prywatnych. Warto zauwa y , e ju po trzech latach reformy ponad 90%

przedsi biorstw handlowych oraz 80% przedsi biorstw budowlanych znalazło si w r kach

prywatnych.

Reakcje przedsi biorstw najszybciej podporz dkowane zostały grze popytu i poda y

na rynku produktów. W niedługim jednak czasie przedsi biorstwa rozci gn ły tego typu

reakcje na czynnik pracy. Teoretycznie wzrost popytu na prac mo e mie miejsce w

warunkach wzrostu cen oferowanych produktów wzgl dnie w wyniku obni enia płac. W

powstałej sytuacji przedsi biorstwa musiały odej od dotychczasowch przyzwyczaje

polegaj cych na podnoszeniu cen swoich produktów i topieniu w nich kosztów swojej

niegospodarno ci. Przyczyn tego była bariera popytu. Aby wi c nie zbankrutowa były

zmuszone do obni enia swoich kosztów. Rozwi za najcz ciej szukano w uwolnieniu

przedsi biorstw od nadmiernego zatrudnienia. W pocz tkowej fazie transformacji

stosowano zwolnienia pracowników zatrudnionych na niepełnych etatach oraz

posiadaj cych inne ródła utrzymania, np. gospodarstwa rolne. Ponadto wysyłano

pracowników na wcze niejsze emerytury oraz stosowano w niektórych przypadkach

czasowe przestoje w pracy. W tych warunkach zahamowany został proces przyjmowania do

pracy nowych pracowników. Absolwenci szkół oraz wcze niej zwolnieni pracownicy mogli

znale zatrudnienie w nowo powstałych przedsi biorstwach prywatnych i to najcz ciej

usługowych. W wielu jednak przypadkach pozostawali bezrobotnymi. Liczba bezrobotnych

w pocz tkach lat 90-tych wzrastała lawinowo. W styczniu 1990 roku odnotowano ich 56

tysi cy. Po roku liczba ta wzrosła do około 1,2 mln. osób. W pa dzierniku tego roku liczba

bezrobotnych przekroczyła 2 mln. osób. Z pocz tkie roku 1994 wielko ta zbli yła si do 3

mln. a stopa bezrobocia osi gn ła rekordowy poziom 16,8%.

Zidentyfikowanie przyczyn a tym samym okre lenie rodzaju bezrobocia w krajach o

tradycji rynkowej nie nastr cza wi kszych trudno ci. Inaczej przedstawia si sytuacja w

przypadku kraju przechodz cego transformacj od gospodarki centralnie sterowanej do

rynkowej. Wynika to z faktu, i obok przyczyn powszechnie omawianych w literaturze

ekonomicznej wyró ni musimy przyczyny specyficzne jedynie dla okresu tego typu

reformowania gospodarki.

Z pewno ci bezrobocie w Polsce ma charakter

cykliczny wzgl dnie

koniunkturalny. Oznacza to, e zostało ono wywołane niedostatkiem popytu globalnego.

Na poparcie tego przywoła mo na kilka faktów, które zaistniały w Polsce i przyczyniły si

do gwałtownych zmian tego popyt. Zatrzymajmy si nad najwa niejszymi z nich.

Wiele przedsi biorstw dotkni tych zostało spadkiem zamówie rz dowych.

Szczególnie dotkliwie odczuł to sektor przemysłu zbrojeniowego a po rednio

przedsi biorstwa pracuj ce na rzecz tego sektora. Ponadto, co było zgodne z duchem

wprowadzanej reformy, praktycznie rzecz bior c zrezygnowano z inwestycji centralnych.

3

Dla wielu przedsi biorstw zamkn ł si rynek krajów byłej RWPG, szczególnie

rynek krajów obecnej Wspólnoty Pa stw Niepodległych. Tym samym w wielu przypadkach

zerwane zostały wi zi kooperacyjne mi dzy przedsi biorstwami powi zanymi ze sob

przez szereg długich lat. Przyczyny były ró ne. Jedn z nich była dekoniunktura w tych

krajach i nieudane próby przeprowadzenia w nich reform. Odej cie od produkcji niektórych

wyrobów z uwagi na ich nienowoczesno lub olbrzymi kosztochłonno stanowiło inn z

przyczyn. W przypadku Rosji, przyczyn gwałtownego spadku eksportu do tego kraju były

problemy zwi zane z wzajemnymi rozliczeniami a ponadto zbyt gwałtowne przej cie na

rozliczenia dewizowe.

Inn z przyczyn spadku popytu globalnego była ostra konkurencja na rynku

wewn trznym w warunkach liberalizacji handlu zagranicznego. Wzrost poda y produktów z

importu, o czym wspominali my wcze niej, zmniejszył popyt na produkty krajowe. Po

pewnym jednak czasie odpowiedzi gospodarki polskiej był bardzo szybki wzrost eksportu,

głównie nieewidencjonowanego eksportu przygranicznego. Znajduje to swój wyraz w

dodatnim bilansie płatniczym. wiadczy to jednocze nie o odwróceniu si trendu w

kształtowaniu si popytu globalnego.

Musimy jednocze nie uzna , e bezrobocie w Polsce ma nie tylko charakter

koniunkturalny, ale równie

strukturalny. Jest wi c ono po cz ci wynikiem

niedopasowania wyuczonych i posiadanych kwalifikacji po stronie poda y z kwalifikacjami

zgłaszanymi po stronie popytu na rynku pracy. Zwykle jako objaw tego typu bezrobocia

przyjmuje si ró nice w dynamice zmian ró nych działów gospodarki. Ró nice te w

ostatnich latach s ewidentnie widoczne b d c wyrazem dokonuj cej si restrukturyzacji

gospodarki. Jednocze nie obserwuje si , e najwi kszy stopie bezrobocia wyst puje w ród

osób z wykształceniem zasadniczym zawodowym (około 40% ogółu bezrobotnych),

podstawowym (ponad 30%) i rednim zawodowym (ponad 20%). Bezrobocie osób z

wykształceniem wy szym stanowi około 2% ogółu bezrobotnych.

Cz

bezrobocia ma charakter

frykcyjny. Jest wi c wynikiem zmiany miejsca

pracy, zamieszkania jak równie przechodzenia z jednej fazy cyklu ycia do innej. Niekiedy

do tego typu bezrobocia wlicza si osoby o ułomno ciach fizycznych wzgl dnie

psychicznych maj cych z tego tytułu trudno ci ze znalezieniem pracy. Nale y s dzi , e w

warunkach du ego obecnie bezrobocia, osoby aktualnie zatrudnione obawiaj si zwalnia

celem poszukania lepszej w ich opini pracy. Z drugiej strony problemy mieszkaniowe i

zwi zane z tym koszty s powa nym hamulcem przed przemieszczaniem si ludno ci na

przykład z regionów o du ym bezrobociu do regionów, gdzie istniej mo liwo ci ich

zatrudnienia. W warunkach Polski, je li chodzi o bezrobocie frykcyjne, najistotniejszy

wydaje si problem z zatrudnieniem absolwentów szkół zasadniczych zawodowych i

rednich. Tradycyjnie w miesi cu czerwcu i lipcu zgłaszaj si oni w Urz dach

Zatrudnienia. Jedynie cz

z nich otrzymuje oferty pracy. Pozostali, z uwagi na posiadane

kwalifikacje niekoresponduj ce z potrzebami rynku, staj si bezrobotnymi

długookresowymi. W tej sytuacji nale ałoby sklasyfikowa ich w grupie bezrobocia

strukturalnego.

Bardzo istotne w naszych warunkach jest bezrobocie zwane

klasycznym. Jest to typ

bezrobocia wynikaj cy z ustalenia minimalnego poziomu płac ponad płac równowa c

popyt pracy z jej poda . W rezultacie powstaje ró nica pomi dzy poda i popytem

zgłaszanym przez rynek. Ró nica ta zwana jest

bezrobociem przymusowym. Mimo, i

płaca minimalna wydaje nam si niska, to dla przedsi biorcy jest ona znacznie wy sza z

uwagi na koszty jakie musi on ponie z tytułu odprowadzania mi dzy innymi bardzo

wysokich składek ubezpieczeniowych. O fakcie, i popyt na prac przy ni szych płacach

4

(czytaj: wy szych płacach ale ni szych składkach ubezpieczeniowych i podatkach) byłby

wy szy wiadczy „szary” rynek pracy, a faktycznie jego rozmiar. Ocenia si , e w obecnych

warunkach wiele osób zatrudnionych jest bez zawarcia jakiejkolwiek oficjalnej umowy.

Bardzo cz sto zawiera si jedynie umowy-zlecenia na wykonanie okre lonej pracy, mimo i

pracownik wykonuje obowi zki charakterystyczne dla zatrudnionych na stałe. Jest to metoda

obni enia kosztów miejsca pracy.

Obok wyró nionych powy ej przyczyn a tym samym typów bezrobocia, wyodr bni

winni my przyczyny specyficzne dla okresu transformacji. Za stosunkowo wa n przyczyn

nale y uzna ujawnienie si tzw. „ukrytego” bezrobocia. Mówi c „ukryte” bezrobocie

mamy na my li zatrudnienie zb dne, nadmierne, które charakteryzowało gospodark

centralnie sterowan a wi c ograniczon przez wielko zasobów. To wła nie w ramach tej

gospodarki, zdaniem J Kornai’a, kierownictwo przedsi biorstw, celem unikni cia

przestojów i zrealizowania planu produkcyjnego gromadziło nakłady ponad potrzeb .

Mie cił si w tym oczywi cie czynnik pracy. Urynkowienie gospodarki a tym samym

podporz dkowanie decyzji potrzebom rynku spowodowało uwalnianie si podmiotów

gospodarczych od nadmiernie zgromadzonych czynników produkcji. Efektem tego było

ujawnienie wspomnianego bezrobocia „ukrytego” a wi c zatrudnienia zb dnego. Wielko

powstałego tak bezrobocia jest trudna do zidentyfikowania. Je li jednak uznamy, i proces

uwalniania si z zatrudnienia zb dnego nie ujawniał aktywno ci gospodarczej

przedsi biorstw i nie miał zwi zków z t aktywno ci , wówczas mo emy uzna , i

szczególne nasilenie powstawania tego typu bezrobocia miało miejsce w 1990 i 1991 roku.

Wynika to z faktu, i narastaj ce wówczas bezrobocie nie wykazywało adnych zmian

sezonowych. Natomiast produkcja przez cały okres transformacji - zarówno w fazie recesji

jak i o ywienia - charakteryzowała si tego rodzaju efektami. Wyra ne efekty sezonowe w

bezrobociu pojawiły si w 1992 roku. Jednak mniej wyra ne zmiany tego typu mo na ju

dostrzec w 1991 roku. Fakt ten umo liwia, jak nale y s dzi , przeprowadzenie próby

okre lenia zwi zków pomi dzy bezrobociem a aktywno ci gospodarcz kraju ju dla lat

1991 1995.

2. Zało enia do modelu bezrobocia

Na wst pie uznajmy, e rozpatrywana gospodarka w kolejnych latach charakteryzuje

si :

1

o

jednakowo wielkim napływem i odpływem siły roboczej na rynku pracy,

2

o

ustabilizowanym na jednakowym poziomie produktem krajowym brutto (PKB),

3

o

stabilnym poziomem cen, płac, podatków, ceł, stopy procentowej (brakiem inflacji i

równowag na rynku towarowo-pieni nym),

4

o

ustabilizowanym bud etem pa stwa (bez deficytu),

5

o

ustabilizowanym poziomem eksportu i importu,

6

o

ustabilizowanym poziomem technologii produkcji.

Je li uznamy, i poziom płacy minimalnej jest wy szy od poziomu płacy

równowa cej popyt pracy z jej poda , to poziom zatrudnienia a tym samym poziom

bezrobocia ustabilizuj si osi gaj c wielko ci równowagi wynosz ce odpowiednio L

e

i

BO

e

. Powstałe w ten sposób bezrobocie w kategoriach klasycznych nazwiemy

bezrobociem

przymusowym. Je li obecnie zało ymy, e z jakiego powodu ( na przykład z tytułu zmiany

wielko ci zasiłku rodzinnego) ulegn zmianie warunki poda y pracy, wówczas nale y

liczy si , i funkcja tej e poda y zmierza zacznie do nowego poło enia. Z drugiej strony

zmiana zasiłków rodzinnych w warunkach braku deficytu bud etowego, ustabilizowanego

5

poziomu PKB przy braku inflacji wymaga b dzie zmiany którego z innych warunków, na

przykład zmiany podatków. To z kolei prowadzi b dzie do zmiany kosztów miejsca pracy

a tym samym funkcja popytu na prac zacznie zmierza do nowego poło enia. Aby PKB

pozostał niezmieniony płaca minimalna musi dostosowywa si do zmian popytu i poda y

pracy. W rezultacie poziom bezrobocia ulegał b dzie zmianie tak długo, jak długo funkcje

popytu i poda y pracy oraz płaca minimalna nie osi gn ostatecznego poło enia. Uznajmy,

e do nowego poziomu bezrobocia zmierza b dzie ono zgodnie z reguł modelu

dynamicznego o postaci:

(1)

1

t

t

aBO

A

BO

−−−−

++++

====

gdzie:

0< a <1 ,

t=1,2,...,n - numer okresów.

Oznacza to, i przy innych niezmienionych warunkach bezrobocie ustabilizuje si na

nast puj cym poziomie:

(2)

a

1

A

BO

e

−−−−

====

W praktyce musimy uzna ci gł zmian aktywno ci gospodarczej pa stwa

mierzon wielko ci Produktu Krajowego Brutto. Zmiana ta zwi zana b dzie ze zmian

zatrudnienia a tym samym wpływa b dzie na wielko bezrobocia. Przyczyny zmian

aktywno ci gospodarczej mog by ró ne. Na przykład wzrost płacy minimalnej, przy

innych niezmienionych warunkach, prowadzi b dzie do spadku zatrudnienia i w rezultacie

do spadku produktu krajowego brutto (PKB). Oznacza to, i wzrasta b dzie bezrobocie

przymusowe. Z kolei w przypadku wzrosu stopy procentowej, nast pi z jednej strony

zmniejszenie skłonno ci do inwestowania z drugiej strony wzrost skłonno ci do

oszcz dzania przy jednoczesnym spadku skłonno ci konsumpcji. Mo na si wi c liczy ze

spadkiem popytu globalnego i w rezultacie ze spadkiem produktu krajowego brutto. To

oczywi cie prowadzi b dzie do spadku zatrudnienia i w konsekwencji do wzrostu

bezrobocia. Mo emy wi c powiedzie , e niezale nie od przyczyn zmiana PKB prowadzi

b dzie do zmiany bezrobocia. Pozwala to przedstawi model (1) w zmienionej wersji

uwzgl dniaj cej zmian aktywno ci gospodarczej kraju:

(3)

BOt = A + aBOt-1 - bPKBt

,

gdzie krótkookresowy ( w tym wypadku natychmiastowy) efekt zmian bezrobocia z tytułu

zmiany produkcji okre limy nast puj co:

(4)

0

b

PKB

BO

t

t

−−−−

====

∂∂∂∂

∂∂∂∂

.

Oczywi cie kazda zmiana wielko ci produkcji prowadzi b dzie do zmiany poziomu

równowagi bezrobocia w my l reguły:

(5)

.

0

a

1

b

dPKB

dBO

t

e

−−−−

−−−−

====

Jest to tak zwany efekt długookresowy.

6

Utrzymanie zało enia o jednakowo wielkim i równomiernym napływie siły roboczej

w praktyce jest zbyt daleko id cym uproszczeniem szczególnie wtedy gdy w badaniach

opieramy si na danych miesi cznych lub kwartalnych. Je li chodzi o odpływ siły roboczej,

tzn. przechodzenie mi dzy innymi na emerytury, zało enie to wydaje si mo liwe do

utrzymania z dokładno ci do składnika losowego. Napływ jednak, szczególnie

absolwentów zasilaj cych zasób siły roboczej, uzna musimy za mało przypadkowy i

nierównomierny w ci gu roku kalendarzowego. Zwi zane jest to z jednakowym terminem

ko czenia nauki w szkołach. W rezultacie w miesi cach letnich gwałtownie zwi ksza si

wielko sily roboczej. Jedynie cz

absolwentów decyduje si na kontynuowanie dalszej

nauki. Poniewa gospodarka nie jest w stanie w sposób natychmiastowy zaabsorbowa tej

nadzwyczajnej nadwy ki, pojawia si sezonowy efekt zwi kszonego bezrobocia. Bezrobocie

wywołane t przyczyn w miar upływu czasu, mi dzy innymi w zwi zku z uwalnianiem

miejsc pracy przez emerytów jak i na skutek zmian aktywno ci gospodarczej kraju traci

swój sezonowy wymiar. Obserwowane przejawy sezonowo ci w innych okresach przypisa

nale ałoby sezonowo zmieniaj cej si koniunkturze gospodarczej. W rezultacie model (3)

mo emy zmodyfikowa uwzgl dniaj c w nim nadzwyczajne efekty sezonowe z tytułu

wej cia na rynek pracy absolwentów z kolejnych lat. Najprostsza wersja tego modelu ma

posta :

(6)

ti

T

1

i

i

t

1

t

t

x

c

bPKB

aBO

A

BO

====

−−−−

++++

−−−−

++++

====

,

gdzie: i - rocznik absolwentów,

x

ti

jest zmienn zero-jedynkow przyjmuj co warto zero w kolejnych okresach

obserwacji (t) do momentu pojawienia si na rynku i-tego rocznika absolwentów oraz

warto jeden w nast pnych okresach obserwacji.

Oznacza to, i parametr c

i

jest miar natychmiastowego wpływu pojawienia si i-

tego rocznika absolwentów na wielko bezrobocia w okresie ti. Pojawienie si nowego

rocznika absolwentów wywołuje jednocze nie wpływ na poziom bezrobocia w stanie

równowagi. Poziom ten ostatecznie zmieni si o wielko c

i

/(1-a) przy zało eniu

niezmienno ci produktu krajowego brutto. Zauwa my, e je li parametr c

i

dla kolejnych

roczników (i) b dzie ulegał spadkowi, wiadczy to b dzie o zwi kszaniu zdolno ci

gospodarki kraju do absorbowania bezrobocia.

3. Wyniki oszacowa dynamicznego modelu bezrobocia

Model (6) stanowił punkt wyj cia przy okre laniu zwi zków aktywno ci

gospodarczej kraju z wielko ci bezrobocia. W trakcie weryfikacji empirycznej, przy której

wykorzystano miesi czne szeregi czasowe z okresu od stycznia 1991 roku do maja 1995

roku, dokonano kilku modyfikacji modelu wyj ciowego.

Po pierwsze, ze wzgl du na trudno ci z okre leniem miesi cznej wielko ci produktu

krajowego brutto (PKB

t

), jako zmienn zast pcz wprowadzono produkcj sprzedan

przemysłu (YS

t

) w wyra eniu procentowym (przeci tna miesi czna 1992 r.=100).

Decyduj c si na ten krok uznano, i produkcja sprzedana przemysłu jest stosunkowo

dobrym symptomem aktywno ci gospodarczej z uwagi na zwi zki przemysłu z innymi

dziedzinami ycia gospodarczego kraju. Ponadto w sektorze przedsi biorstw to wła nie

przemysł zatrudnia najwi ksz liczb pracowników i jednocze nie skupiona jest na nim

7

du a uwaga rz du. Uznano wi c, e ogniskuje on na sobie wi kszo pozytywnych i

negatywnych zjawisk zachodzacych w yciu gospodarczym kraju.

Modyfikacja druga polegała na uwzgl dnieniu przesuni czasowych w zwi zkach

pomi dzy produkcj sprzedan a wielko ci bezrobocia. Bezpo rednio wynikało to z faktu,

i posługiwano si danymi miesi cznymi. Nale ało wi c sprawdzi hipotez w my l której,

zmiana zatrudnienia w danym miesi cu prowadzi do efektu produkcyjnego w tym jak i

nast pnym miesi cu. W rezultacie spadek bezrobocia w danym miesi cu mógł by wyrazem

wzrostu produkcji w danym i (lub) przyszłym miesi cu; i odwrotnie wzrost bezrobocia mógł

by wyrazem spadku produkcji w danym i (lub) przyszłym miesi cu.

Ponadto rozwa ano jednocze nie wersj liniow oraz multyplikatywn badanego

zwi zku. Bardziej zadawalaj ce okazało si rozwiazanie nieliniowe.

W rezultacie w fazie ko cowej bada uwag skoncentrowano na modelu o

nast puj cej postaci:

(7)

t

4

t

x

4

c

3

t

x

3

c

2

t

x

1

c

1

t

x

1

c

1

b

1

t

0

b

t

a

1

t

0

t

e

YS

YS

BO

A

BO

ξξξξ

++++

++++

++++

++++

++++

−−−−

====

gdzie:

t=1,2,3,...,53 dla okresu od stycznia 1991r. maja 1995r.

W trakcie analizy modelu (7) stwierdzono, i w ka dym z analizowanych lat impuls

sezonowy zmiany bezrobocia wynikaj cy z pojawienia si nowego rocznika absolwentów

ujawnia si w miesi cu czerwcu nie zanikaj c w nast pnych okresach. W rezultacie zmienne

x

ti

( gdzie i=1,2,3,4 dla kolejnych lat 1991,..., 1994) przyjmuj c warto ci równe jeden

dopiero od miesi ca czerwca, w którym pojawia si dany rocznik absolwentów. Do tego

momentu zmienne te s równe zeru. Oznacza to, e:

====

====

====

53

,...,

7

,

6

t

dla

1

5

,...,

2

,

1

t

dla

0

x

1

t

,

====

====

====

53

,...,

19

,

18

t

dla

1

17

,...,

2

,

1

t

dla

0

x

2

t

,

====

====

====

53

,...,

31

,

30

t

dla

1

29

,...,

2

,

1

t

dla

0

x

3

t

,

====

====

====

53

,...,

43

,

42

t

dla

1

41

,...,

2

,

1

t

dla

0

x

4

t

.

Model (7) po uprzednim obustronnym zlogarytmowaniu oszacowano we wst pnej

fazie metod najmniejszych kwadratów. Wyniki oszcowa przedstawiaj si nast puj co:

(8)

++++

−−−−

−−−−

++++

====

++++

−−−−

1

t

)

73

,

2

(

t

)

8

,

3

(

1

t

)

75

,

37

(

)

48

,

11

(

t

YS

ln

088

,

0

YS

ln

117

,

0

BO

ln

801

,

0

41

,

2

BO

ln

t

4

t

)

34

,

2

(

3

t

)

72

,

5

(

2

t

)

36

,

5

(

1

t

)

74

,

5

(

ˆ

x

016

,

0

x

033

,

0

x

037

,

0

x

068

,

0

ξξξξ

++++

++++

++++

++++

++++

R2 = 0,998 ; DW = 1,466 ; h = 1,9497 [0,051]

;

0116

,

0

ˆ

±±±±

====

σσσσ

ξξξξ

Z uwagi na fakt, i analizowany model jest dynamicznym ocena autokorelacji

pierwszego rz du dokonana została na podstawie statystyki h Durbina. Weryfikuj c

Hipotez zerow

0

:

H

1

0

====

ρρρρ

wobec hipotezy alternatywnej

0

:

H

1

1

ρρρρ

z mo liwo ci

popełnienia bł du w 5 przypadkach na 100 winni my przychyli si w kierunku hipotezy

zakładaj cej dodatni autokorelacj składników losowych. Nale y doda , i wersja liniowa

charakteryzowała si nieco gorszymi wynikami bior c pod uwag mi dzy innymi to

kryterium weryfikacji. W rezultacie pozostaj c przy rozpatrywanych zmiennych i

zaproponowanej postaci analitycznej, oszacowano rozpatrywany model za pomoc metody

8

Cochrane’a-Orcutta przy wykorzystaniu autokorelacji reszt pierwszego rz du. Zbie no

oszacowa osi gni ta została przy trzeciej iteracji. Wyniki oszacowa przedstawiaj si

nast puj co:

(9)

++++

−−−−

−−−−

++++

====

++++

−−−−

1

t

)

15

,

3

(

t

)

83

,

3

(

1

t

)

78

,

31

(

)

91

,

9

(

t

YS

ln

097

,

0

YS

ln

124

,

0

BO

ln

812

,

0

41

,

2

BO

ln

t

4

t

)

38

,

2

(

3

t

)

51

,

4

(

2

t

)

19

,

4

(

1

t

)

97

,

4

(

ˆ

x

019

,

0

x

032

,

0

x

036

,

0

x

064

,

0

ξξξξ

++++

++++

++++

++++

++++

R2 = 0,998 ; DW = 1,961 ;

0116

,

0

ˆ

±±±±

====

σσσσ

ξξξξ

Nie trudno jest zauwa y , e oszacowania modelu (9) w porównaniu z modelem (8)

uległy jedynie nieznacznym zmianom. Współczynnik determinacji wskazuje, e zmienno

teoretyczna zlinearyzowanej postaci modelu stanowi 99,8% zmienno ci empirycznej tej

postaci. Z kolei odchylenie standardowe pozwala nam stwierdzi , i przybli ona rednia

warto udziału reszt w warto ciach teoretycznych zdelogarytmowanej postaci modelu

stanowi około 1,16 %. Mimo, i model jest dynamiczny, warto statystyki Durbina-

Watsona bliska wielko ci równej dwa, wskazuje na du e prawdopodobie stwo usuni cia

skutków autokorelacji w wyniku zastosowanej procedury estymacyjnej. Pozwala to z

wi kszym zaufaniem odnie si do ocen parametrów i obliczonych warto ci statystyk t-

Studenta umieszczonych w nawiasach pod ocenami. Z uwagi na wielko obliczonych

statystyk mo emy uzna , i parametry rozpatrywanego modelu w sensie statystycznym

istotnie ró ni si od zera. Tym samym ze stosunkowo du ym zaufaniem rozwa y mo emy

badane za pomoc modelu relacje mi dzy zmiennymi.

4. Krótko i długookresowa analiza otrzymanych wyników

Analiz rozpocznijmy od zbadania wpływu pojawienia si i-tego rocznika

absolwentów na wielko bezrobocia. W tym celu dokonajmy segmentacji rocznikowej

zaakceptowanej pod wzgl dem statystycznym wersji modelu bezrobocia. Uwzgl dniaj c

wła ciwo ci zmiennych zero-jedynkowych

x

ti

dla kolejnych okresów w których pojawiaj

si nowe roczniki absolwentów otrzymujemy nast pujace wyra enia:

(10.0)

lnBOt(0) = lnAt (i=0 dla t=1,2...,5 ),

(10.1)

lnBOt(1) = lnAt + 0,064 (i=1 dla t=6,7,...,17),

(10.2)

lnBOt(2) = lnAt + 0,064 + 0,036 (i=2 dla t=18,19,...,29),

(10.3)

lnBOt(3) = lnAt + 0,064 + 0,036 +0,032 (i=3 dla t=30,31,...,41),

(10.4)

lnBOt(4) = lnAt + 0,064 + 0,036 +0,032 + 0,019 (i=4 dla t=42,43,...,53),

gdzie:

(11)

1

t

t

1

t

t

YS

ln

097

,

0

YS

ln

124

,

0

BO

ln

812

,

0

41

,

2

A

ln

++++

−−−−

−−−−

−−−−

++++

====

.

9

Z powy szych relacji wynika, i

(12.1)

,

064

,

0

BO

BO

BO

BO

BO

BO

ln

BO

ln

BO

ln

)

0

(

t

)

0

(

t

)

1

(

t

)

0

(

t

1

)

0

(

t

)

1

(

t

1

====

−−−−

====

∆∆∆∆

≅≅≅≅

−−−−

====

∆∆∆∆

(12.2)

,

036

,

0

BO

BO

BO

BO

BO

BO

ln

BO

ln

BO

ln

)

1

(

t

)

1

(

t

)

2

(

t

)

1

(

t

2

)

1

(

t

)

2

(

t

2

====

−−−−

====

∆∆∆∆

≅≅≅≅

−−−−

====

∆∆∆∆

(12.3)

,

032

,

0

BO

BO

BO

BO

BO

BO

ln

BO

ln

BO

ln

)

2

(

t

)

2

(

t

)

3

(

t

)

2

(

t

3

)

2

(

t

)

3

(

t

3

====

−−−−

====

∆∆∆∆

≅≅≅≅

−−−−

====

∆∆∆∆

(12.4)

,

019

,

0

BO

BO

BO

BO

BO

BO

ln

BO

ln

BO

ln

)

3

(

t

)

3

(

t

)

4

(

t

)

3

(

t

4

)

3

(

t

)

4

(

t

4

====

−−−−

====

∆∆∆∆

≅≅≅≅

−−−−

====

∆∆∆∆

Na podstawie (12.1) powiemy, i w warunkach niezmienno ci produkcji sprzedanej

(tzn. YS

t

=const. ) pojawienie si na rynku pracy absolwentów szkół rednich i zasadniczych

zawodowych w miesi cu czerwcu 1991 roku spowodowało natychmiastowy przybli ony

wzrost bezrobocia o około 6,4 %. Przy wi kszej precyzji oblicze wykaza mo emy, i

przyrost ten wyniesie [(exp0,064)-1]100=6,61% bez uwzgl dnienia poprawki wynikaj cej z

bł du szacunku. Gdyby, produkcja sprzedana nie uległa zmianie prowadziłoby to w długim

okresie do wzrostu bezrobocia o około [0,064/(1-0,812)]100=34,04% (przy wi kszej

precyzji oblicze - o około 40,55%). Z kolei na podstawie (12.2) powiemy, e

spowodowany podobnymi przyczynami przybli ony efekt kótkookresowy w 1992 roku

wyniósł 3,6% prowadz c do długookresowego wzrostu bezrobocia rz du 19,15%. W

nast pnym roku efekty te zmniejszyły si odpowiednio do poziomów 3,2% oraz 17,02%. W

ostatnim badanym roku wyniosły one ju odpowiednio 1,9% i 10,11%. Fakt , i efekty te

malej dla kolejnych lat wskazuje na zwi kszanie si zdolno ci gospodarki do absorbowania

bezrobocia.

Zastanówmy si obecnie nad zmianami bezrobocia wynikaj cymi z przyczyn

koninkturalnych. Przy czym wnioski nasze opiera b dziemy na symptomie produktu

krajowego brutto, to znaczy na produkcji sprzedanej przemysłu. Z modelu (9) wynika, e

wzrost produkcji sprzedanej w okresie t o 1%, przy niezmienno ci innych warunków,

prowadzi b dzie do spadku bezrobocia w tym samym okresie o około 0,124%. Mówi c

niezmienno innych warunków mamy na my li mi dzy innymi sytuacj w której produkt

sprzedany w okresie t+1 pozostanie na poziomie produktu z okresu t. Przybli ony

długookresowy efekt wspomnianej zmiany wyniesie 0,66%. Gdyby natomiast produkcja

sprzedana przemysłu w okresie t+1 w stosunku do produkcji sprzedanej z okresu t miała

wzrosn o 1% wywołałoby to spadek bezrobocia ju w okresie t o około 0,097%, co

prowadziłoby do długookresowego spadku tego bezrobocia o około 0,52%.

Zastanówmy si obecnie jakich zmian mo na si spodziewa w zakresie spadku

bezrobocia z przyczyn koniunkturalnych, je li produkcja sprzedana zmienia si b dzie w

tempie z ostatnich dwu i pół lat. W tym celu oszacowany został wykładniczy model

tendencji rozwojowej po uprzednim wyeliminowaniu z wielko ci obserwowalnych

produkcji sprzedanej efektów sezonowych. Wyniki oszacowa zlinearyzowanej postaci

modelu przedstawiaj si nast puj co:

10

(13)

)

93

,

15

(

t

)

4

,

105

(

t

,

ˆ

t

00979

,

0

117

,

4

OYS

ln

ξξξξ

++++

++++

====

R2=0,904 ; DW=2,172

;

0277

,

0

ˆ

±±±±

====

σσσσ

ξξξξ

,

gdzie zmienna OYS

t

reprezentuje warto ci empiryczne produkcji sprzedanej przemysłu

oczyszczone z efektów sezonowych w okresie od stycznia 1993r do maja 1995 roku. Pod

wzgl dem statystycznym model ocenimy jako poprawny. Na jego podstawie okre li

mo emy przeci tn miesi czn dynamik zmian produkcji sprzedanej w analizowanym

okresie. Poniewa [(exp0,00979)-1]100=0,984%, powiemy e przeci tny miesi czny

przyrost produkcji sprzedanej wynosił 0,984%. Prowadzi to do przeci tnej rocznej dynamiki

tej produkcji równej [(1+0,00984)

12

-1]100=12,47%.

Z drugiej strony model (7), abstrahuj c od efektów sezonowych z tytułu pojawienia

si na rynku pracy absolwentów szkół rednich oraz składnika losowego, przedstawi

mo emy w nast puj cej równowa nej dla niego postaci:

(14)

,

YS

YS

BO

A

BO

a

1

)

t

a

1

(

1

b

1

t

a

1

)

t

a

1

(

0

b

t

t

a

0

a

1

t

a

1

0

t

−−−−

−−−−

++++

−−−−

−−−−

−−−−

−−−−

====

gdzie BO

0

jest warto ci inicjuj c (bazow ) bezrobocia dla okresu t.

Poniewa zakładamy stałe miesi czne tempo wzrostu produkcji sprzedanej

wynosz ce r100=0,984%, wi c model (14) zapisa mo emy nast puj co:

(15)

a

1

)

t

a

1

(

1

b

t

a

1

)

t

a

1

(

0

b

t

t

a

0

a

1

t

a

1

0

t

)]

r

1

(

YS

[

YS

BO

A

BO

−−−−

−−−−

−−−−

−−−−

−−−−

−−−−

++++

====

,

lub w innej nieco formie:

(16)

a

1

)

t

a

1

(

1

b

a

1

)

t

a

1

)(

1

b

0

b

(

t

t

a

0

a

1

t

a

1

0

t

)

r

1

(

YS

BO

A

BO

−−−−

−−−−

−−−−

−−−−

++++

−−−−

−−−−

++++

====

.

Ostatecznie otrzymujemy:

(17)

a

1

)

t

a

1

)(

1

b

2

0

b

(

a

1

)

t

a

1

)(

1

b

0

b

(

)

t

(

0

t

a

0

a

1

t

a

1

0

t

)

r

1

(

YS

BO

A

BO

−−−−

−−−−

++++

−−−−

−−−−

++++

−−−−

−−−−

++++

====

.

gdzie YS

0(t)

jest warto ci bazow produkcji sprzedanej dla okresu t co oznacza, e

(18)

Yt = Y0(t)(1+r).

Zauwa my, e parametr:

(19)

)

a

1

(

a

1

b

2

b

E

t

1

0

t

)

YS

/

BO

(

−−−−

−−−−

++++

====

pozwala okre li miesi czne tempo zmian bezrobocia z tytułu stałego tempa wzrostu

produkcji sprzedanej. Warto ta zmierza do wielko ci

(b

0

+2b)/(1-a), gdy t zmierza do

niesko czono ci.

11

Mo emy wykaza , e

dla t=30 ( czerwiec 1993) E

(BO/YS)30

= -1,688,

dla t=42 ( czerwiec 1994) E

(BO/YS)42

= -1,691

,

dla t=54 ( czerwiec 1995) E

(BO/YS)54

= -1,691 .

Tempo spadku bezrobocia spowodowane utrzymaniem si wzrostu produkcji

sprzedanej przemysłu na poziomie

0,984 % miesi cznie w kolejnych latach miesi ca

czerwca oceni mo emy na nast puj cym poziomie:

%

639

,

1

100

]

1

)

00984

,

0

1

[(

V

688

,

1

30

t

−−−−

====

−−−−

++++

====

−−−−

====

%

642

,

1

100

]

1

)

00984

,

0

1

[(

V

691

,

1

42

t

−−−−

====

−−−−

++++

====

−−−−

====

%

642

,

1

100

]

1

)

00984

,

0

1

[(

V

691

,

1

54

t

−−−−

====

−−−−

++++

====

−−−−

====

Oznacza to, e roczne tempo spadku bezrobocia wywołane omawian przyczyn

obliczone według nast puj cej formuły

V=[(1+0,00984)

12 E(BO/YS)

- 1]100%

w przybli eniu wynosi

18%. Aby wi c zlikwidowa długookresowe skutki wzrostu

bezrobocia wynikaj ce z pojawienia absolwentów na rynku, które były szczególnie silne w

latach 1991-1993, obserwowana w dwu ostatnich latach dynamika wzrostu produkcji

powinna si utrzyma przez dłu szy okres.

LITERATURA

[1] Begg D.,Fischer S.,Dornbusch R.: Ekonomia t.2, PWE, Warszawa 1992

[2] Bezrobocie w Polsce I-III kwartał 1994, GUS, Warszawa

[3] Biuletyny Statystyczne z lat 1991-1995, GUS, Warszawa

[4] McKenzie R.B., Kamersschen B, Nardinelli Z.: Ekonomia, Fundacja Gospodarcza

„Solidarno ”, Gda sk 1991

[5] Samuelson P.A., Nordhaus S.: Ekonomia t.1, PWE, Warszawa 1995

[6] Stewart M.B., Wallis K.F.: Introductory Econometrics,Basil Blackwel Oxford,1981

[7] Strzała K.: Ekonometria inaczej, Wydawnictwo UG, Gda sk 1994

[8] Tu P.N.V.: Dynamical systems, Springer-Verlag , Berlin -Heidelberg 1992