1

Jerzy Czesław Ossowski

Katedra Ekonomii i Zarz dzania Przedsi biorstwem

Wydział Zarz dzania i Ekonomii

Politechnika Gda ska

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

Katedra Ekonometrii i Statystyki, Uniwersytet Mikołaja Kopernika w Toruniu,

Toru , 7-9 wrzesie 1999

EKONOMETRYCZNA ANALIZA

PROCESÓW DOSTOSOWAWCZYCH

WYDAJNO CI, WYNAGRODZE I ZATRUDNIENIA

W PRZEMY LE W POLSCE W LATACH 1993-1998

1. Sformułowanie problemu

Rozwa my długookresow funkcj produkcji Y=Y(N,K), w której Y mierzy wielko

produkcji sprzedanej przemysłu w cenach stałych, N nakłady pracy a K nakłady kapitału. W

okresie wyj ciowym nakłady kapitału ustalmy na stałym poziomie K

1

= const. W rezultacie

wyrazimy krótkookresow funkcj produkcji w postaci Y=Y(N,K

1

). Jej obraz graficzny

przedstawiono na Rys.1. Funkcja ta wyznacza z jednej strony funkcj popytu na prac LD

1,

a

z drugiej strony krótkookresow funkcj wydajno ci pracy AP

1

=AP(N,K

1

). Załó my, e w

punkcie wyj cia przeci tne wynagrodzenia ukształtowały si na poziomie W

E

. W tych

warunkach przemysł zatrudni N

E

jednostek pracy. Tym samym produkt osi gnie poziom Y

E

a

wydajno pracy b dzie wynosi AP

E

jednostek.

Załó my obecnie, e na skutek inwestycji głównie w bran ach rozwojowych, kapitał

(maj tek produkcyjny) w przemy le wzrasta do poziomu K

2

= const. W rezultacie krzywa

produktu przesunie si w gór do pozycji Y(N,K

2

). W wyniku tego nast pi przesuni cie

krzywej wydajno ci pracy w gór do pozycji wyznaczonej przez funkcj AP(N,K

2

). Oznacza

to, e na skutek lepszego wyposa enia pracy w kapitał, wydajno pracy - przy tych samych

jej nakładach - wzro nie. Faktycznie wzrost ten wyst pi w „bran ach rozwojowych” rzutuj c

jednak na efektywno całego przemysłu. Zmiana poło enia krótkookresowej funkcji

produkcji oraz wydajno ci powoduje jednoczesny wzrost popytu na prac , co wyra a si

przesuni ciem krzywej popytu do pozycji LD

2

. Oznacza to, e przy niezmiennym poziomie

płac przemysł jest gotowy zatrudni wi ksz ilo jednostek pracy. O faktycznym

zatrudnieniu decydowa b d procesy dostosowawcze wydajno ci pracy i wynagrodze .

Celem sformułowania hipotez roboczych rozpatrzmy dwa warianty procesów

dostosowawczych

2

W wariancie A zakładamy, e na skutek wzrostu wydajno ci w bran ach rozwojowych

nast pi w nich wzrost wynagrodze . W wyniku procesów dostosowawczych wynagrodzenia

w całym przemy le zmierza b d do poziomu W

A

. Przy takim poziomie wynagrodze

przemysł ostatecznie zatrudni N

A

jednostek pracy. To doprowadzi do wy szego poziomu

W

B

W

B

A

W

A

E

W

E

LD

2

Wariant: B A

LD

1

N

Y

Y

A

Y(N,K

2

)

Y

B

Y(N,K

1

)

Y

E

Wariant: B A Gdzie:

K

1

< K

2

K

1

, K

2

= const.

N

AP

AP

B

AP

A

AP(N,K

2

)

AP

E

Wariant: B A

AP(N,K

1

)

N

B

N

E

N

A

N

Rysunek 1. Wydajno pracy (AP), wynagrodzenia (W), produkcja (Y)

w warunkach zmiany nakładów pracy (N) oraz kapitału (K)

- dwuwariantowy zwi zek wynagrodze , wydajno ci i nakładów pracy

ródło: opracowanie własne

3

produktu Y

A

. W rezultacie wydajno pracy w przemy le wzro nie do poziomu AP

A

. Tak

wi c rozpatrywany wariant wskazuje na mo liwo zachodzenia takich procesów

dostosowawczych pomi dzy wydajno ci i wynagrodzeniami w wyniku których wyst puj

mo liwo wzrostu zatrudnienia.

W wariancie B zakładamy, e na skutek procesów dostosowawczych wynagrodzenia

zmierza b d do poziomu W

B

. W rezultacie tego zatrudnienie obni y si do poziomu N

B

. To

z kolei wyznaczy ni szy poziom produktu Y

B

. Zauwa my, e na skutek zmniejszonego

zatrudnienia w stosunku do wariantu A wydajno ta b dzie obecnie wy sza, gdy równa si

b dzie AP

B

jednostek. Rozpatrywany tutaj wariant wskazuje na mo liwo zachodzenia

takich procesów dostosowawczych pomi dzy wydajno ci i wynagrodzeniami w wyniku

których nast puje spadek zatrudnienia.

Sposoby realizacji omówionych powy ej wariantów zale od wyst puj cych w

gospodarce mo liwo ci przenoszenia cz ci własnych kosztów z bran i gał zi mniej

efektywnych do bran i gał zi efektywnych, rozwojowych. Mo liwo przenoszenia tych

kosztów rodzi inflacj typu kosztowego. W ród

przyczyn kosztowych warunkuj cych

inflacj wyró ni nale y mi dzy innymi polityk prowadzon przez zwi zki zawodowe,

monopolizacj rynków - w tym głównie rynków produktów strategicznych (czynniki

energetyczne), wzrost cen surowców na rynkach wiatowych (czynnik egzogeniczny),

nadmierny udział sektora pa stwowego w gospodarce, nadmierny protekcjonizm.

O wpływie zwi zków zawodowych na inflacj mówimy wtedy, gdy s one

wystarczaj co silne, aby wymusi wzrost wynagrodze nie maj cy odzwierciedlenia w

wydajno ci pracy. Przyjrzyjmy si oszacowaniom dynamiki wydajno ci pracy oraz

wynagrodze nominalnych w górnictwie, przemy le przetwórczym, dostaw energii, gazu i

wody oraz dodatkowo w budownictwie. Dane na ten temat ujmuje Tabela 1

Tabela 1

Przeci tna roczna dynamika wzrostu wydajno ci pracy i wynagrodze nominalnych

w wybranych sekcjach gospodarczych w Polsce w latach 1993-1998

GÓRNICTWO I

KOPALNICTWO

PRZEMYSŁ

PRZETWÓRCZY

ZAOPATRZENIE

W ENERGI

ELEKTRYCZN ,

GAZ I WOD

PRODUKCJA

BUDOWLANO-

MONTA OWA

WYDAJNO

PRACY

3,71%

7,39%

-1,84%

14,02%

WYNAGRO-

DZENIA

NOMINALNE

27,78%

27,18%

25,39%

26,84%

ródło: oszacowanie własne na podstawie danych GUS

Analizuj c Tabel 1 stwierdzamy stosunkowo du rozpi to w dynamice wzrostu

wydajno ci. W przypadku sekcji zaopatrzenia w energi elektryczn , gaz i wod

obserwujemy wr cz spadek wydajno ci. Tymczasem dynamiki wzrostu wynagrodze

nominalnych we wszystkich wyró nionych sekcjach gospodarczych wykazywały stosunkowo

małe zró nicowanie.

Zauwa my, e górnictwo w glowe, energetyka oraz ciepłownictwo w analizowanych

latach posiadały siln pozycj monopolistyczn . Skupione były w grupie przedsi biorstw

niesprywatyzowanych, co stanowiło doskonałe podło e do prowadzenia na ich rzecz polityki

protekcjonistycznej pa stwa. Opanowane były jednocze nie przez silne i rewindykacyjnie

nastawione zwi zki zawodowe, co potwierdzaj dane dotycz ce wydajno ci i wynagrodze

przedstawione w tabeli 1. Konsekwencj takiej sytuacji było podnoszenie poziomu

wynagrodze . Prowadziło to do wzrostu cen czynników energetycznych (energii elektrycznej,

gazu i ciepłej wody). Poniewa czynniki energetyczne s powszechnie zu ywanymi w

4

gospodarce produktami po rednimi, konsekwencj wzrostu ich cen był wzrost kosztów

produkcji w skali całej gospodarki, w tym w przemy le. Pogarszało to warunki ekonomiczne

wi kszo ci przedsi biorstw. Cz

z nich z powy szych powodów uległa likwidacji. Inna

cz

zmuszona została do ponoszenia efektywno ci poprzez mi dzy innymi zmniejszanie

poziomu zatrudnienia.

W kontek cie powy szych rozwa a interesuj ca mo e by próba odpowiedzi na

pytania:

1)

jakiego typu i jakie relacje dostosowawcze wyst puj pomi dzy wydajno ci ,

wynagrodzeniami i zatrudnieniem w przemy le?,

2)

przy jakich relacjach wydajno ci i wynagrodze zatrudnienie w przemy le b dzie

si zwi ksza lub zmniejsza ?,

3)

który z wariantów teoretycznych (A lub B) dostosowa wynagrodze i wydajno ci

był realizowany w przemy le?.

Tabela 2

Podstawowe wska niki gospodarcze charakteryzuj ce działalno przemysłu w Polsce

w uj ciu kwartalnym

OKRES

WNP

ICK

W

IW

IAP

IN

N

Wynagr.

Nominalne

Indeks

cen kons.

Wynagr.

Realne

Indeks

Wynagr.

Realnych

Indeks

wydajno ci

Indeks

Zatrudnienia

Zatrudnienie

1993Q1

314,00 1,0000 314,00 1,0000

1,0000

1,0000

3295,3

1993Q2

333,13 1,0598 314,33 1,0011

1,0681

0,9928

3271,7

1993Q3

344,46 1,1149 308,96 0,9840

1,0419

0,9916

3267,7

1993Q4

399,82 1,2124 329,78 1,0502

1,1331

0,9947

3277,7

1994Q1

430,17 1,3081 328,85 1,0473

1,0114

0,9754

3214,3

1994Q2

463,38 1,3957 332,01 1,0573

1,0658

0,9684

3191,3

1994Q3

484,36 1,4850 326,17 1,0388

1,1453

0,9661

3183,7

1994Q4

574,00 1,6113 356,23 1,1345

1,1766

0,9726

3205,0

1995Q1

575,31 1,7401 330,62 1,0529

1,1414

0,9812

3233,3

1995Q2

625,89 1,8393 340,29 1,0837

1,1787

0,9802

3230,0

1995Q3

636,54 1,8669 340,96 1,0859

1,2056

0,9784

3224,0

1995Q4

731,04 1,9658 371,88 1,1843

1,2674

0,9835

3241,0

1996Q1

741,39 2,0986 353,28 1,1251

1,1704

0,9739

3209,3

1996Q2

788,00 2,2022 357,82 1,1396

1,1986

0,9716

3201,7

1996Q3

805,11 2,2436 358,85 1,1428

1,2484

0,9723

3204,0

1996Q4

914,07 2,3413 390,41 1,2433

1,3263

0,9767

3218,7

1997Q1

907,10 2,4596 368,80 1,1745

1,2296

0,9727

3205,3

1997Q2

969,56 2,5347 322,51 1,2182

1,3214

0,9681

3190,3

1997Q3

985,25 2,5644 384,20 1,2236

1,3472

0,9652

3180,7

1997Q4

1091,00 2,6504 411,65 1,3110

1,4330

0,9656

3182,0

1998Q1

1068,30 2,8015 381,32 1,2144

1,3593

0,9672

3187,3

1998Q2

1133,90 2,8667 395,54 1,2597

1,3965

0,9648

3179,3

1998Q3

1136,10 2,8516 398,41 1,2688

1,3829

0,9542

3144,3

1998Q4

1256,80 2,8942 434,25 1,3830

1,4372

0,9456

3116,0

ródło: Opracowanie własne na podstawie [12],[13],[14]

*) Indeksy jednopodstawowe: 1994 kwartał I =1,000.

**)Wynagrodzenie realne w cenach z I kwartału 1993 roku.

5

2. Wydajno pracy, wynagrodzenia i zatrudnienie w polskim przemy le

w latach 1993 -1998

W badaniach wykorzystano dane statystyczne obejmuj ce okres od I kwartału 1993

roku do IV kwartału 1998 roku. Na podstawie materiałów ródłowych GUS zawartych w

pozycjach [12], [13] i [14] przygotowano informacje dla potrzeb prowadzonej tutaj analizy.

Podstawowe dane statystyczne wykorzystane w artykule zamieszczone zostały w tabeli 2. Z

jej analizy wynika, e w badanym okresie wynagrodzenia realne wzrosły o 38,3%. Ze

zmianami tymi zwi zany był wzrost wydajno ci pracy wynosz cy 43,72%. Wzrost ten w

pewnej cz ci był wynikiem spadku zatrudnienia. W porównaniu z pierwszym kwartałem

1993 roku zatrudnienie w czwartym kwartale 1998 roku zmalało o około 5,44%. Zmiany te

nie miały jednak charakteru równomiernego. Mo emy przekona si o tym analizuj c

oszacowania rocznych dynamik wydajno ci, realnych płac i zatrudnienia w przemy le.

Informacje na ten temat zawarto w tabelach 3, 4 i 5.

Tabela 3

Roczne indeksy wydajno ci pracy w przemy le

(analogiczny okres ubiegłego roku = 1,000)

Okres

1994

1995

1996

1997

1998

Kwartał I

1,0114 1,1285 1,0253 1,0506 1,1055

Kwartał II

0,9978 1,1060 1,0168 1,1025 1,0569

Kwartał III

1,0992 1,0526 1,0355 1,0791 1,0265

Kwartał IV

1,0384 1,0771 1,0465 1,0804 1,0030

redni indeks

1,0360 1,0907 1,0310 1,0780 1,0473

rednia roczna stopa wzrostu w % 3,60% 9,07% 3,10% 7,80% 4,73%

ródło: obliczenia własne

Tabela 4

Roczne indeksy przeci tnych realnych wynagrodze netto

w przemy le

(analogiczny okres ubiegłego roku = 1,000)

Okres

1994

1995

1996

1997

1998

Kwartał I

1,0473 1,0054 1,0685 1,0439 1,0340

Kwartał II

1,0562 1,0249 1,0515 1,0690 1,0341

Kwartał III

1,0557 1,0454 1,0525 1,0707 1,0370

Kwartał IV

1,0802 1,0439 1,0498 1,0544 1,0549

redni indeks

1,0598 1,030

1,0555 1,0594 1,0400

rednia roczna stopa wzrostu w % 5,98% 3,00% 5,55% 5,94% 4,00%

ródło: obliczenia własne

Tabela 5

Roczne indeksy zatrudnienia w przemy le

(analogiczny okres ubiegłego roku = 1,000)

Okres

1994

1995

1996

1997

1998

Kwartał I

0,9754 1,0059 0,9926 0,9988 0,9944

Kwartał II

0,9754 1,0121 0,9912 0,9964 0,9966

Kwartał III

0,9743 1,0127 0,9938 0,9927 0,9886

Kwartał IV

0,9778 1,0112 0,9931 0,9886 0,9793

redni indeks

0,9757 1,0105 0,9927 0,9941 0,9897

rednia roczna stopa wzrostu w % -2,43% 1,05% -0,73% -0,59% -1,03%

ródło: obliczenia własne

Z analizy tabel 3, 4 i 5 wynika, i jedynie w 1995 roku w porównaniu z rokiem

poprzednim nast pił wzrost zatrudnienia. Wzrostowi temu wynosz cemu nieco ponad 1%

6

towarzyszył bardzo wysoki roczny wzrost wydajno ci pracy (około 9,07%) i relatywnie niski

wzrost wynagrodze (około 3,0%). Zauwa my z kolei, i najwi kszy spadek zatrudnienia

miał miejsce w 1995 roku. W porównaniu z rokiem poprzednim spadek ten wyniósł około

2,43%. Był to jednocze nie rok, w którym wzrostowi wydajno ci wynosz cemu 3,6% w skali

rocznej towarzyszył znacznie wy szy wzrost wynagrodze realnych. Wzrost wynagrodze

wyniósł bowiem blisko 6%.

3. Zało enia do dynamicznego modelu wzajemnych dostosowa wydajno ci,

wynagrodze i zatrudnienia

Zgodnie z wnioskami sformułowanymi w cz ci wprowadzaj cej uzna mo emy, e

po dany poziom zatrudnienia jest dodatnio uzale niony od poziomu wydajno ci oraz

ujemnie uzale niony od poziomu wynagrodze . Obecnie umówmy si , e:

t

t

N

ln

y

=

- logarytm naturalny poziomu zatrudnienia,

t

t

AP

ln

x

=

- logarytm naturalny produktywno ci (wydajno ci) przeci tnej pracy,

t

t

W

ln

z

=

- logarytm naturalny wynagrodze realnych,

t

P

- poziom cen (indeks cen dóbr i usług konsumpcyjnych),

t

WN

- wielko wynagrodze nominalnych,

t

t

t

P

/

WN

W

=

- wynagrodzenia realne,

*

t

y

- logarytm po danego poziomu zatrudnienia.

Uwzgl dniaj c sformułowany powyzej wniosek generalny oraz wykorzystuj c

przyj te oznaczenia zaproponowa mo emy model po danego poziomu zatrudnienia o

nast pujacej postaci:

t

t

t

*

t

z

x

y

ξ

+

γ

+

β

+

α

=

,

(1)

gdzie

t

ξ jest zakłóceniem losowym. Parametry β i γ z uwagi na przyj ty system oznacze s

stałymi elastyczno ciami. Parametr

β jest wi kszy od zera i informuje, o ile procent zwi kszy

si po dany poziom zatrudnienia, je li przy ustalonym poziomie wynagrodze , wydajno

pracy wzro nie o 1%. Natomiast parametr

γ z zało enia jest wielko ci ujemn . Na jego

podstawie powiemy, o ile procent spadnie po dany poziom zatrudnienia, je li

wynagrodzenie realne wzro nie o 1% a wydajno pozostanie bez zmian. Z konstrukcji

modelu wynika, e w warunkach stało ci wydajno ci pracy oraz wynagrodze nominalnych

wzrost poziomu cen o 1% prowadzi b dzie do wzrostu po danego poziomu zatrudnienia o

γ %. Zauwa my bowiem, i wzrost poziomu cen przy stałym poziomie wynagrodze

nominalnych oznacza faktycznie spadek wynagrodze realnych w warunkach stało ci

wydajno ci. Jest to wi c zgodne z ide krótkookresowej krzywej Philipsa. Z drugiej strony

interesuj ca jest odpowied na pytanie: jaki powinien by najwi kszy procentowy przyrost

wynagrodze , aby jednoprocentowemu przyrostowi wydajno ci nie towarzyszył spadek

po danego poziomu zatrudnienia?. Nietrudno jest wykaza , i wielko t wyznacza
nast puj cy stosunek obu parametrów:

γ

β / . Poniewa stosunek ten winien by mniejszy od

jedno ci oznacza to, i wyró nione parametry spełnia winny nast puj c nierówno :

γ

<

β

.

Zauwa my, e zmienna

*

t

y jest wielko ci nieobserwowaln . W tej sytuacji załó my

wyst powanie mechanizmu adaptacyjnego o postaci:

t

t

*

t

1

t

t

)

y

y

(

y

y

υ

+

−

λ

=

−

−

,

(2)

7

gdzie

t

υ jest zakłóceniem losowym procesu adaptacyjnego. Z kolei współczynnik adaptacji

spełnia winien nast puj cy warunek:

1

0

<

λ

<

. Wprowadzaj c (1) do (2) i przekształcaj c t

posta otrzymujemy ostateczn dynamiczn wersj modelu. W wersji tej wszystkie

wyst puj ce zmienne nale do zbioru zmiennych obserwowalnych. Przedstawia si ona

nast puj co:

t

t

3

t

2

1

t

1

0

t

u

z

b

x

b

y

b

b

y

+

+

+

+

=

−

(3)

gdzie:

λα

=

0

b

λ

−

= 1

b

1

λβ

=

2

b

λγ

=

3

b

t

t

t

u

υ

+

λξ

=

Obecnie po zdelogarytmowaniu i wprowadzeniu pierwotnego systemu oznacze

otrzymujemy multiplikatywny model dynamiczny opisuj cy badane procesy dostosowawcze.

Uwzgl dniaj c fakt, i badania prowadzono na podstawie danych kwartalnych ma on

nast puj c posta :

t

ti

i

3

2

1

u

v

c

b

t

b

t

b

1

t

0

t

e

e

W

AP

N

B

N

Σ

−

=

,

(4)

gdzie:

4

t

ti

ti

s

s

v

−

=

natomiast

ti

s jest to zmienna zerojedynkowa przyjmuj ca w kwartale i-

tym warto jeden oraz warto zero w pozostałych kwartałach. Parametry wyst puj ce przy

wydajno ci pracy oraz wynagrodzeniach s krótkookresowymi elastyczno ciami. Powiemy,

wi c, e w warunkach stało ci pozostałych zmiennych wzrost wydajno ci (AP) w okresie t o
1% prowadzi do przybli onego wzrostu zatrudnienia w tym samym okresie o

2

b %.

Prowadzi to b dzie do ostatecznego przyrostu zatrudnienia o

)]%.

1

/(

b

[

2

λ

−

=

β

Jak

widzimy, przyj cie zdefiniowanego w (2) systemu adaptacyjnego jest równowa ne z

uznaniem długookresowych efektów wpływu wydajno ci na poziom zatrudnienia z efektami

wpływu tej zmiennej na po dany poziom zatrudnienia. Analogicznie powiemy, e w

warunkach stało ci pozostałych zmiennych wzrost wynagrodze realnych (W) w okresie t o
1% prowadzi do przybli onego spadku zatrudnienia w tym samym okresie o

3

b %. Prowadzi

to b dzie do ostatecznego spadku zatrudnienia, co jest równowa ne spadkowi po danego

poziomu zatrudnienia.

4. Wyniki oszacowa modelu procesów dostosowawczych wydajno ci, wynagrodze oraz

zatrudnienia

Model (4), po wcze niejszym obustronnym zlogarytmowaniu, oszacowano metod

najmniejszych kwadratów. Wyniki oszacowa dla okresu obejmuj cego I kwartał 1993 – IV
kwartał 1998 przedstawiaj si nast puj co:

t

3

t

)

82

,

3

(

2

t

)

41

,

1

(

t

)

19

,

6

(

t

)

19

,

5

(

1

t

)

89

,

5

(

)

21

,

3

(

t

uˆ

v

0054

,

0

v

0018

,

0

W

ln

197

,

0

AP

ln

136

,

0

N

ln

698

,

0

28

,

3

N

ln

+

−

−

−

+

+

=

−

(5)

924

,

0

R

2

=

DW = 1,741 Dh-st = 0,755

0037

,

0

ˆ

±

=

σ

Bior c pod uwag ogólne miary dopasowania rozpatrywany model uzna mo na za

zadawalaj cy. Na podstawie oszacowanej wersji modelu mo emy sformułowa nast puj ce

wnioski o charakterze przyczynowo-skutkowym:

1. W warunkach stało ci wynagrodze wzrost wydajno ci pracy w przemy le w

kwartale

„t” o 1% prowadzi do przybli onego wzrostu zatrudnienia w tym samym

8

kwartale o

0,136%. Efekt ten implikuje w nast pnym kwartale dodatkowy

przyrost zatrudnienia o 0,066%, co po dwóch kwartałach daje ł czny przyrost

zatrudnienia o około 0,202%. Graniczny ł czny przyrost zatrudnienia wynikaj cy

ze wzrostu wydajno ci o 1% w kwartale t wynosi

0,450%. Taki jest jednocze nie

wpływ wydajno ci pracy na po dany poziom zatrudnienia w przemy le.

2. W warunkach stało ci wydajno ci wzrost wynagrodze pracy w przemy le w

kwartale

„t” o 1% prowadzi do przybli onego spadku zatrudnienia w tym samym

kwartale o

0,197%. Efekt ten implikuje w nast pnym kwartale dodatkowy spadek

zatrudnienia o 0,137%, co po dwóch kwartałach daje ł czny spadek zatrudnienia o

około 0,335%. Graniczny ł czny spadek zatrudnienia wynikaj cy ze wzrostu

wynagrodze o 1% w kwartale t wynosi

0,656%. Taki jest jednocze nie wpływ

wynagrodze na po dany poziom zatrudnienia w przemy le.

3. Jednoprocentowemu wzrostowi wydajno ci pracy w przemy le przetwórczym

powinien towarzyszy wzrost wynagrodze nieprzekraczaj cy 0,69%, aby

zatrudnienie nie ulegało spadkowi

Celem wzbogacenia wniosków rozwa my analogiczny model dotycz cy przemysłu

przetwórczego. Z uwagi na autokorelacj składników losowych wersj t oszacowano z

korekt autoregresyjn pierwszego rz du. Wyniki oszacowa dla tego samego okresu

przedstawiaj si nast puj co:

t

3

t

)

58

,

1

(

t

)

67

,

3

(

t

)

16

,

4

(

1

t

)

44

,

4

(

)

38

,

2

(

t

uˆ

v

0016

,

0

W

ln

152

,

0

AP

ln

119

,

0

N

ln

711

,

0

86

,

2

N

ln

+

−

−

+

+

=

−

(6)

773

,

0

R

2

=

DW = 1,908

0047

,

0

ˆ

±

=

σ

Na podstawie powy szej wersji modelu mo emy sformułowa nast puj ce wnioski o

charakterze przyczynowo-skutkowym:

1.

W warunkach stało ci wynagrodze

wzrost wydajno ci pracy w przemy le

przetwórczym w kwartale

„t” o 1% prowadzi do przybli onego wzrostu

zatrudnienia w tym samym kwartale o

0,119%. Graniczny ł czny przyrost

zatrudnienia wynikaj cy ze wzrostu wydajno ci o 1% w kwartale t wynosi

0,412%. Taki jest jednocze nie wpływ wydajno ci pracy na po dany poziom

zatrudnienia w przemy le.

2.

W warunkach

stało ci wydajno ci wzrost wynagrodze pracy w przemy le

przetwórczym w kwartale

„t” o 1% prowadzi do przybli onego spadku

zatrudnienia w tym samym kwartale o

0,152%. Graniczny ł czny spadek

zatrudnienia wynikaj cy ze wzrostu wynagrodze o 1% w kwartale t wynosi

0,525%. Taki jest jednocze nie wpływ wynagrodze na po dany poziom

zatrudnienia w przemy le.

3.

Jednoprocentowemu wzrostowi wydajno ci pracy w przemy le przetwórczym

powinien towarzyszy wzrost wynagrodze nieprzekraczaj cy 0,783%, aby

zatrudnienie nie ulegało spadkowi

5. Uwagi ko cowe

W przedstawionym opracowaniu analiz relacji dostosowawczych pomi dzy

wydajno ci , wynagrodzeniami i zatrudnieniem oparto na modelu wyja niaj cym przyczyny

zmian

po danego poziomu zatrudnienia. Stwierdzono, i w przemy le w analizowanych

latach wzrost zatrudnienia był mo liwy w sytuacji, gdy jednoprocentowemu wzrostowi

wydajno ci towarzyszył mniejszy od 0,7% przyrost wynagrodze realnych. W wyniku

9

porównania rzeczywistych dynamik wydajno ci, wynagrodze i zatrudnienia stwierdzono, e

w latach 1993-1998 realizowany był wariant wzrostu gospodarczego prowadz cy do spadku

zatrudnienia w przemy le.

Nale y podkre li , e konkurencyjn metod do tutaj rozwa anej jest metoda

wynikaj ca z przyj cia załozenia w my l którego poziom wynagrodze jest funkcj

oczekiwanego utrwalonego poziomu wydajno ci (por.:[8]). Tego typu podejscie byłoby

jednak wła ciwe w przypadku analizy podmiotów, których działalno byłaby w pełni

regulowana przez rynki.

BIBLIOGRAFIA

[1] Dornbusch R., Fischer S., Sparks G.R.: Macroeconomics, Third Canadian Edition,
McGraw-Hill Ryerson Limited, Toronto 1989
[2] Goldberger A.S.:Teoria Ekonometrii, PWN, Warszawa 1972
[3] Hall R. E., Taylor J.B.: Makroekonomia - teoria, funkcjonowanie i polityka, PWN,
Warszawa 1995
[4] Hardwick P., Khan B.: Langmead J. An Introduction to Modern Economics, Longman,
London and New York 1994
[5] Nasiłowski M.: System rynkowy, Podstawy mikro i makroekonomii, Wydawnictwo Key
Text, Warszawa 1993
[6] Ossowski J.Cz.: Własno ci interpretacyjne składnika zakłócaj cego w modelu
multyplikatywnym, Przegl d Statystyczny, nr 2, 1989, s.131-142.
[7] Ossowski J. Cz.: Dynamika bezrobocia a dynamika produkcji sprzedanej polskiego
przemysłu, w „Dynamiczne Modele Ekonometryczne”, Instytut Wydawniczy Gravis,
Toru 1995, s. 31-42.
[8] Ossowski J.Cz.: Wydajno pracy i wynagrodzenia a stopa bezrobocia w Polsce w latach
1993-1997, , w „Gospodarka Polski w okresie transformacji” Zeszyt Nr 2, WZiE PG,
Gda sk 1998, s.5-22.
[9] Ossowski J.Cz.: Produktywno pracy a wynagrodzenia w polskim przemy le w latach
1993-1997, Gospodarka w praktyce i teorii, Nr 1 1997, s. 45-51.
[10] Stewart M.B., Wallis K.F : Introductory Econometrics, Basil Blackwel Oxford, 1981
[11] Theil H.: Zasady ekonometrii, PWN, Warszawa 1984.

[12] Biuletyny statystyczne GUS z lat 1993-1999, GUS, Warszawa

[13] Poland Quarterly Statistics z lat 1995-1999, GUS, Warszawa.

[14] Rocznik statystyczny 1997, GUS, Warszawa 1998