Jerzy Czesław Ossowski Katedra Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorstwem Wydział Zarzdzania i Ekonomii Politechnika Gdaska

Transkrypt

1 Jerzy Czesław Ossowski Kaedra Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorswem Wydział Zarzdzania i Ekonomii Poliechnika Gdaska III Seminarium Naukowe Kaedry Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorswem Poliechniki Gdaskiej n.: GOSPODARKA POLSKI W OKRESIE TRANSFORMACJI, wrzesie 1998 r. Jasrzbia Góra WYDAJNO PRACY I WYNAGRODZENIA A STOPA BEZROBOCIA W POLSCE W LATACH SFORMUŁOWANIE PROBLEMU Analiza informacji zawarych w abeli 1 powierdza powszechn opini, e laa uzna naley za przełomowe w zmianach gospodarczych kraju. W 1992 roku odnoowano, po raz pierwszy po kilku laach załamania, wzros Produku Krajowego Bruo. W 1994 roku sopa wzrosu PKB przekroczyła 5% sabilizujc si w naspnych laach na poziomie przekraczajcym 6%. Na ym le ineresujco wygldaj zmiany nakładów inwesycyjnych. Ich wzros w laach był bardzo skromny. Przełomowe okazały si laa Wówczas roczna sopa nakładów inwesycyjnych przybliyła si do 10%, a naspnie wielko znacznie przekroczyła. W cigu osanich dwóch la roczna dynamika nakładów inwesycyjnych usabilizowała si na poziomie przekraczajcym 22%. Wskazywałoby o, e wzros PKB w laach miał charaker w wikszej czci resyucyjny. Mona posawi hipoez, e wzros produkcji naspił w przedsibiorswach, kóre porafiły dososowa si do nowych warunków gospodarczych wynikajcych z ransformacji sysemowej oraz zaspakajajcych porzeby rynkowe nowego ooczenia. Zauwamy bowiem, e cały czas w analizowanych laach naspował kilkuprocenowy w skali rocznej przyros udziału zarudnienia w sekorze prywanym. 1

2 Faky gospodarcze doyczce Polski Tabela Ludno w mln. osób ( 31 XII ) 38,309 38,418 38,505 38,581 38,609 38,639 38,660 Ludno w wieku produkcyjnym (30 VII) 22,006 22,118 22,257 22,417 22,573 22,733 22,901 Emeryci i rencici w mln (r. rocz.) 8,495 8,730 8,919 9,096 9,200 9,315 Akywni zawodowo w mln. (31 XII) 18,271 18,449 17,622 17,737 17,644 17,848 17,390 Zarudnieni w mln (cała gosp.)(31 XII) 16,115 15,940 14,732 14,899 15,015 15,492 15,564 Liczba bezrobonych w mln (31 XII) 2,156 2,509 2,890 2,838 2,629 2,356 1,826 Sopa bezrobocia w % ( 30 XII) 11,80% 13,60% 16,40% 16,00% 14,90% 13,20% 10,50% Procen. udział zar. w sekorze pryw. 50,2% 53,7% 56,8% 59,4% 61,9% 64,1% 66,5% * (r.rocz.) Produk Krajowy Bruo (91r.=1,00) 1,000 1,026 1,065 1,12 1,199 1,272 1,362 * Sopa wzrosu PKB w % -7,0% 2,6% 3,8% 5,2% 7,0% 6,1% 6,9% PKB w mld zł (ceny biece) 82,4 114,9 155,8 210,4 288,7 362,8 445,1 PKB w mld USD (ceny biece) 77,7 84,5 86,1 92,7 119,3 134,4 135,7 PKB na 1 mieszkaca wg. paryeu siły * nabywczej w USD (GDP a PPP per capia) Nakłady inwes. ceny sałe (91r.=1,00) 1,000 1,007 1,027 1,112 1,300 1,588 1,80 * Sopa wzrosu nakładów inwes. w % 0,70% 1,99% 8,28% 16,91% 22,15% 22,3%* Indeks cen dóbr konsump. (ICK) (91=1,00) 1,00 1,430 1,939 2,558 3,269 3,919 4,503 Sopa inflacji w % 70,3% 43,0% 35,3% 32,2% 27,8% 19,9% 14,9% Sopa wzr. cen prod. sprz. Przemysłu 31,9% 25,3% 25,4% 12,4% 12,2% Sopa wzr. cen. prod.bud.-mona. 24,6% 19,7% 21,9% 19,2% 14,2% Wynagr. miesiczne nomin. neo w zł. 175,56 243,86 320,15 425,49 560,60 710,22 872,91 Wynagr. mies. realne w cenach 1991r. 175,56 170,55 165,47 166,35 171,49 181,20 193,85 Sopa wzrosu wynagr. realnych w % -2,85% -2,98% +0,5% +3,09% +5,66% 6,93% Dochody budeowe w mld zł. 45,9 63,1 83,7 99,7 119,8 Wydaki budeowe w mld zł. 50,2 68,9 91,2 108,8 125,7 Nadwyka budeowa w mld zł. -4,3-5,7-7,4-9,2-5,9 Proc. Udział deficyu budeowego w PKB 2,8% 2,7% 2,6% 2,6% 1,33% Poda pienidza w mld zł.(san w XII) 41,1 55,9 77,3 104,3 134,9 176,4 Goówka w obiegu w mld zł. 7,8 10,0 12,3 19,5 23,6 27,3 Depozyy gospodarsw domowych w mld 22,0 31,7 43,0 59,4 77,8 80,9 zł. Depozyy podmioów gospodarczych. w 11,3 14,2 22,0 25,4 33,5 37,5 mld zł. Nale. z y. kredyów dla gosp.dom. w 1,2 2,3 3,3 5,6 11,7 18,4 mld zł. Nale. z y. kredyów dla pod.gosp. w mld 23,7 30,9 38,2 50,6 68,4 89,8 zł Sopa oproc. kredyu redyskonowego w % 32% 29% 28% 25% 22% 24,5% Sopa oproc. wkładów rocznych w PKO 38% 34% 29% 22% 18,5% 19,5% Kurs USD w zł w NBP 1,36 1,81 2,27 2,42 2,70 3,28 Kurs DEM w zł. w NBP 0,88 1,1 1,41 1,69 1,79 1,89 Dług zagraniczny w mld USD (w XII) 47,2 42,2 44,0 44,1 44,2 * San rezerwy dewizowych w mld USD 4,1 5,8 14,8 18,5 20,7 Impor w mld USD 18,8 21,6 29,1 37,1 42,3 Expor w mld zł 14,1 17,2 22,9 24,4 25,8 Bilans handlowy w mld USD ** -4,7-4,3-6,2-12,7-16,5 Relacja rezerw do jednomiesicznego 2,6 3,2 6,1 6,0 5,9 imporu ródło: Opracowanie własne na podsawie [12],[13],[14] *) prognozy własne na rok 1997 **) nie sklasyfikowane obroy biece (saldo) wynosiły: w 1996 roku 7,153 mld USD, w 1997roku 6,061 mld USD. 2

3 Z dalszej analizy danych saysycznych wynika, e udział zarudnienia w sekorze prywanym w relacji do zarudnienia ogółem wzrósł z poziomu 50% w 1992 roku do poziomu przewyszajcego 65% w 1997 roku. Z kolei wysoka dynamika nakładów inwesycyjnych w osanich laach zwizana była z modernizacj doychczasowych sanowisk pracy oraz powsawaniem nowych. Tym naley łumaczy obserwowany po 1994 roku spadek sopy bezrobocia z poziomu przewyszajcego 16% do poziomu 10,5% w kocu 1997 roku. Powsawanie nowych miejsc pracy i zwizana z ym znacznie szybsza dynamika przyrosu PKB anieli zarudnienia prowadziła do przyrosu wydajnoci pracy. To z kolei pocigało za sob wzros wynagrodze realnych. Wzros en jednak miał miejsce dopiero po roku 1994, a wic po okresie zw. wzrosu resyucyjnego. Charakerysyczny jes jednak fak, e dynamika przyrosu wynagrodze realnych w 1997 roku zbliyła si do dynamiki wzrosu PKB. Przyczyn ego zjawiska moe by posawa zwizków zawodowych zwizanych z sekorem paswowym w warunkach nierównomiernego rozwoju bran i sekorów gospodarczych. W przedsibiorswach prywanych (sprywayzowanych i nowo powsałych), skoncenrowanych w czci bran, na skuek wysokich nakładów kapiałowych obserwuje si wysoki poziom wydajnoci i zwizany z nim poziom wynagrodze. 1 Zwizkowcy z bran w kórych nie obserwuje si wzrosu wydajnoci, zmierzaj do wzrosu wynagrodze celem zachowania hisorycznie ukszałowanych, a nieodpowiadajcych akualnym realiom, srukur płacowych. Taki sposób dososowywania si wynagrodze w okrelonych warunkach prowadzi moe do niebezpiecznych konsekwencji gospodarczych. Zasanówmy si nad mechanizmem wzajemnego dososowywania si wynagrodze, wydajnoci pracy i bezrobocia w warunkach wzrosu nakładów kapiałowych. Punkem wyjcia jes długookresowa funkcja produkcji Y=Y(N,K), gdzie Y mierzy wielko produku krajowego bruo w cenach sałych, N nakłady pracy a K nakłady kapiału 2. W okresie wyjciowym nakłady kapiału usalmy na sałym poziomie K1. W rezulacie wyrazi moemy krókookresow funkcj produkcji Y=Y(N,K1), kórej obraz 1 Z przeprowadzonych przez auora bada dla la wynika, e przecinemu rocznemu przyrosowi wydajnoci pracy w przemyle przewórczym o 12,41% owarzyszył przeciny roczny przyros wynagrodze realnych o 5,29%. W górnicwie wydajno wzrasała o około 7,21% rocznie a wynagrodzenia o 5,75%. Z kolei w sekcji zaoparzenia w energi elekryczn, gaz i wod zerowemu przyrosowi wydajnoci owarzyszył przeciny roczny przyros wynagrodze rzdu 2,83% /por.:[9]s.47-48/. Jes o poredni objaw zrónicowanych zwizków pomidzy wydajnoci i wynagrodzeniami w rónych branach gospodarczych. 2 Przyjy uaj sysem oznacz w duej czci odpowiada sysemowi zaproponowanemu w pozycji [1]. 3

4 W AJ LF WB WA B A E WE Warian: B A LD2 LD1 N Y YA Y(N,K2) Warian: B A YB YE Y(N,K1) Gdzie: K1 < K2 K1, K2 = cons N AP APB APA AP(N,K2) APE Warian: B A AP(N,K1) NB NE NA NF N Rys.1 Wydajno pracy (AP), wynagrodzenia (W), produk krajowy (Y) oraz bezrobocie w warunkach zmian nakładów pracy (N) oraz kapiału (K) dwuwarianowy zwizek wynagrodze, wydajnoci oraz bezrobocia. ródło: opracowanie własne 4

5 graficzny przedsawiono na Rys.1. Funkcja a wyznacza z jednej srony funkcj popyu na prac LD1 a z drugiej srony krókookresow funkcj wydajnoci pracy AP1=AP(N,K1). Na rynku pracy ukszałowana jes funkcja poday siły roboczej (LF) oraz poday pracowników skłonnych i mogcych przyj ofer pracy w danych warunkach srukuralnych (AJ). Dla uławienia analizy przyjo załoenie o zerowej elasycznoci płacowej siły roboczej (LF). Załómy, e w punkcie wyjcia wynagrodzenie ukszałowało si na poziomie WE. W ych warunkach gospodarka zarudni NE jednosek pracy. Tym samym produk osignie poziom YE a wydajno pracy bdzie wynosi APE jednosek. W akiej syuacji sopa bezrobocia wyniesie odpowiednio: SBE = [(LF-NE)/LF]*100%. Załómy obecnie, e na skuek inwesycji głównie w branach rozwojowych, kapiał (majek produkcyjny) w całej gospodarce wzrasa do poziomu K2. W rezulacie krzywa produku przesunie si w gór do pozycji Y(N,K2). W wyniku ego naspi przesunicie krzywej wydajnoci pracy w gór do pozycji wyznaczonej przez funkcj AP(N,K2). Oznacza o, e na skuek lepszego wyposaenia pracy w kapiał, wydajno pracy - przy ych samych jej nakładach- wzronie. Fakycznie wzros en wyspi w branach rozwojowych rzuujc jednak na efekywno całej gospodarki 3. Zmiana połoenia krókookresowej funkcji produkcji oraz wydajnoci powoduje jednoczesny wzros popyu na prac, co wyraa si przesuniciem krzywej popyu do pozycji LD2. Oznacza o, e przy niezmiennym poziomie płac gospodarka jes goowa zarudni wiksz ilo jednosek pracy. O fakycznym zarudnieniu decydowa bd procesy dososowawcze wydajnoci pracy i wynagrodze. Celem sformułowania hipoez roboczych rozparzmy dwa wariany procesów dososowawczych. W wariancie A zakładamy, e na skuek wzrosu wydajnoci w branach rozwojowych naspi w nich wzros wynagrodze. W wyniku procesów dososowawczych wynagrodzenia w całej gospodarce zmierza bd do poziomu WA. Przy akim poziomie wynagrodze gospodarka osaecznie zarudni NA jednosek pracy. To doprowadzi do wyszego poziomu produku YA. W rezulacie wydajno pracy w całej gospodarce wzronie do poziomu APA. W ych warunkach sopa bezrobocia wyniesie SBA=[(LF-NA)/LF]*100%. Z uwagi na fak, e LF nie zmieniło swojego połoenia, zachodzi naspujca nierówno: SBE>SBA. Tak wic rozparywany warian wskazuje na moliwo zachodzenia akich procesów 3 Przez brane rozwojowe rozumie bdziemy e w kórych na skuek zmian sysemowych naspuje ponad przecieny przyros efekywnoci. 5

6 dososowawczych pomidzy wydajnoci i wynagrodzeniami w wyniku kórych wyspuj moliwoci spadku sopy bezrobocia. W wariancie B zakładamy, e na skuek procesów dososowawczych wynagrodzenia zmierza bd do poziomu WB. W rezulacie ego zarudnienie obniy si do poziomu NB. To z kolei wyznaczy niszy poziom produku YB. Zauwamy, e na skuek zmniejszonego zarudnienia w sosunku do warianu A wydajno a bdzie obecnie wysza, gdy równa si bdzie APB jednosek. W analizowanych warunkach sopa bezrobocia SBB bdzie wysza od sopy bezrobocia SBA. Rozparywany uaj warian wskazuje na moliwo zachodzenia akich procesów dososowawczych pomidzy wydajnoci i wynagrodzeniami w wyniku kórych naspuje wzros sopy bezrobocia. W konekcie powyszych rozwaa ineresujca moe by próba odpowiedzi na pyania: 1) jakiego ypu i jakie relacje dososowawcze wyspuj pomidzy wydajnoci i wynagrodzeniami?, 2) przy jakich relacjach wydajnoci i wynagrodze sopa bezrobocia bdzie rosła lub malała?, 3) kóry z warianów eoreycznych (A lub B) dososowa wynagrodze i wydajnoci był realizowany?. Prowadzona uaj analiza jes prób wspnego rozpoznania prawidłowoci rzdzcych wynagrodzeniami, wydajnoci i sop bezrobocia na obecnym eapie ransformacji polskiej gospodarki. Dlaego uproszczono j pomijajc problem idenyfikacji produku poencjalnego i nauralnej sopy bezrobocia. W rezulacie w procesie modelowania pominio dyskusj zwizan ze zmiana połoenia krzywej AJ. 2. DYNAMIKA I SEZONOWO WYDAJNOCI PRACY I WYNAGRODZE W GOSPODARCE POLSKIEJ W badaniach wykorzysano dane saysyczne obejmujce okres od I kwarału 1993 roku do IV kwarału 1997 roku. Na podsawie maeriałów ródłowych GUS zawarych w pozycjach [12], [13] i [14] przygoowano informacje dla porzeb prowadzonej uaj analizy. Podsawowe dane saysyczne wykorzysane w arykule zamieszczone zosały w abeli 2. 6

7 Tabela 2 Podsawowe wskaniki gospdarcze kraju w ujciu kwaralnym Okres PKB ICK IZ SB BO WNO WRO IEF IWRO Produk Indeks Indeks Sopa Wielk. Wynagr. Wynagr. Indeks Krajowy Bruo* Cen Kons.* zarudnienia* bezrobocia bezrobocia nominal. neo realne Neo** wydajno -ci* Indeks wynagr. realnych * 1993Q1 1,0000 1,0000 1, ,4 2648,7 301,80 301,80 1,0000 1, Q2 1,0673 1,0598 0, ,8 2701,8 313,70 296,00 1,0683 0, Q3 1,0908 1,1149 0, ,4 2830,0 326,02 292,42 1,1005 0, Q4 1,1009 1,2124 1, ,4 2889,6 363,27 299,63 1,0924 0, Q1 1,0527 1,3081 0, ,7 2950,1 406,19 310,52 1,0867 1, Q2 1,1132 1,3957 0, ,6 2933,0 420,22 301,08 1,1492 0, Q3 1,1536 1,4850 0, ,5 2915,7 443,17 298,43 1,1861 0, Q4 1,1614 1,6113 0, ,0 2838,0 498,52 309,39 1,1846 1, Q1 1,1300 1,7401 0, ,5 2753,8 541,38 311,12 1,1630 1, Q2 1,1917 1,8393 0, ,2 2694,0 557,75 303,24 1,2191 1, Q3 1,2388 1,8669 0, ,0 2657,2 579,91 310,63 1,2711 1, Q4 1,2354 1,9658 0, ,9 2628,8 674,29 343,01 1,2489 1, Q1 1,1715 2,0995 0, ,4 2726,0 689,86 328,58 1,2094 1, Q2 1,2567 2,2044 0, ,3 2508,0 697,82 316,56 1,2934 1, Q3 1,3296 2,2485 0, ,5 2341,0 720,74 320,54 1,3670 1, Q4 1,3296 2,3408 0, ,2 2359,5 795,03 339,64 1,3427 1, Q1 1,2534 2,4613 0, ,6 2235,7 836,42 339,83 1,2682 1, Q2 1,3520 2,5327 0, ,6 2039,9 862,69 340,62 1,3694 1, Q3 1,4213 2,5717 0, ,6 1853,7 885,25 344,23 1,4353 1, Q4 1,4182 2,6545 0, ,5 1826,4 961,10 362,06 1,4364 1,1997 ródło: opracowanie własne na podsawie [12],[13],[14] *) Indeksy jednopodsawowe: 1994 kwarał I =1,000. **)Wynagrodzenie realne w cenach I kwarału 1993 roku. Punkem wyjcia w prowadzonej analizie było oszacowanie dynamiki wydajnoci i płac realnych. Z uwagi na charaker danych naleało załoy moliwo wyspienia waha sezonowych. W konsekwencji posłuono si wykładniczym modelem endencji rozwojowej o naspujcej posaci analiycznej: y = B 0 exp b exp( c 1 v 1 + c 2 v 2 + c 3 v 3 ) exp u (1) gdzie: y - zmienna objaniana = 1, 2,..., 19, 20 - numer obserwacji dla okresu I kwarał 1993 IV kwarał 1997 j = 1, 2, 3, 4 - numer kwarału v j = ( x j x 4 ) - zmienna szuczna dla j 4, x j - zmienna zero-jedynkowa przyjmujca waro jeden w j-ym kwarale oraz zero w pozosałych kwarałach. Tr = B 0 exp b - rend obrazujcy ogóln endencj zmian zjawiska ekonomicznego, 7

8 yc j = exp( c 1 v 1 + c 2 v 2 + c 3 v 3 ) - składnik cykliczny (sezonowy), ys j = Tr yc - składnik sysemayczny modelu u - składnik zakłócajcy modelu (losowy) Na podsawie rendu zawarego w modelu okreli moemy kwaraln (KSW) i roczn (RSW) sop wzrosu badanego zjawiska. Wielkoci e równaj si odpowiednio: Tr Tr 1 KSW = ( ) 100% Tr 1 = [(exp b 1 ) -1] 100% Tr Tr 4 RSW = = ( ) 100% Tr 4 = [(exp 4 b 1 ) -1] 100% = [ 1 + KSW/100] 4 100% Kwaralna sopa wzrosu (KSW) wskazuje na przeciny procenowy przyros badanego zjawiska w kolejnych okresach. Roczna sopa wzrosu pozwala okreli procenowy przyros badanego zjawiska w cigu roku. Ze zdefiniowania czci składowych składnika sysemaycznego modelu wynika moliwo okrelenia procenowego udziału kwaralnych odchyle ego składnika od rendu w poziomie rendu ( KOT): KOT j = [ (ys j -Tr )/Tr ]100% = [(exp c j ) -1] 100% Właciwoci analizowanego modelu jes moliwo okrelenia przecinej dynamiki wzrosu zjawiska dla całego badanego okresu oraz przecinych relaywnych odchyle kwaralnych badanego zjawiska od jego rendu. Po uprzednim obusronnym zlogarymowaniu rozparywanego modelu, wykorzysujc obliczone wczeniej indeksy wydajnoci pracy oraz wynagrodze realnych, dokonano oszacowa paramerów srukuralnych rozparywanego modelu. W przypadku modelu opisujcego wydajno pracy przy szacowaniu korzysano z meody najmniejszych kwadraów. Celem zlikwidowania skuków auokorelacji składników losowych model opisujcy wynagrodzenia oszacowano sosujc ieracyjn meod Newona-Raphsona. Zbieno ocen osignio po czerech ieracjach. Odpowiednie wyliczenia proponowanych wskaników oraz ogólne charakerysyki jakoci oszacowa zamieszczono w abeli 3. 8

9 Dynamika i sezonowo wydajnoci pracy oraz wynagrodze realnych wyniki oszacowa dla la 1993 kw.i kw.iv Tabela 3 Sopa wzrosu (SW) Kwaralne odchylenia od rendu w % R 2 DW KSW. RSW Kw. I Kw. II Kw. III Kw. IV Odch Sand Wydajno 1,60% 6,56% -4,14% 0,52% 3,09% -0,58% 0,99 1,51 0,011 Wynagrodzenia 0,90% 3,81% 1,58% -1,78% -2,19% 2,48% 0,93 1,91 0,021 ródło: Opracowanie własne Analizujc abel 3 zauwaamy, e waroci eoreyczne analizowanych modeli sosunkowo dobrze przylegaj do waroci empirycznych. W przypadku modelu wydajnoci udział zmiennoci eoreycznej zlinearyzowanej posaci modelu sanowił 99% jego zmiennoci empirycznej. W przypadku modelu wynagrodze wskanik en wynosił odpowiednio 93%. Na podsawie odchylenia sandardowego /por.:[6]/ powiemy, e waroci empiryczne odchylały si przecinie od waroci eoreycznych o 1,1% w przypadku modelu wydajnoci oraz o około 2,1% w przypadku modelu wynagrodze. Oczyszczona z efeków sezonowych dynamika wzrosu wydajnoci była wysza od oczyszczonej dynamiki wzrosu wynagrodze realnych. W analizowanych laach przeciny kwaralny przyros wydajnoci wynosił 1,6%, co wyznaczało przeciny rednioroczny przyros rzdu 6,56%. W przypadku wynagrodze realnych wskaniki e wynosiły odpowiednio 0,9% oraz 3,81%. Oznacza o, e w analizowanych laach jednoprocenowemu przyrosowi wydajnoci owarzyszył przeciny przyros wynagrodze rzdu 0,58%. Analiza sezonowoci wskazuje na rozbiene odchylenia od rendów obu analizowanych wskaników. W przypadku wydajnoci obserwujemy, i w kadym pierwszym kwarale wydajno a była przecinie nisza od poziomu rendu o około 4,14%. W kadym rzecim kwarale wydajno a przewyszała poziom rendu o około 3,1%. W kwarale drugim wydajno nieznacznie była wysza od rendu a w kwarale czwarym w zblionym sopniu nisza. W przypadku wynagrodze najwysze odchylenie dodanie od rendu obserwujemy w kwarale czwarym. Wynosiło ono przecinie 2,48%, i o w syuacji, gdy jak pamiamy, wydajno nieznacznie obnia si. Naspuje o jednak po kwarale o przecinie najwyszym poziomie wydajnoci. Z kolei w kadym kwarale drugim wynagrodzenia przecinie s nisze od rendu o około 1,78%, a kwarale rzecim równie nisze - ym razem jednak o około 2,19%. Charaker odchyle wydajnoci i wynagrodze od 9

10 rendu wskazuje na moliwo wyspienia opónie w dososowywaniu si poziomu wynagrodze do poziomu wydajnoci. Roczne indeksy wydajnoci pracy w gospodarce narodowej (analogiczny okres ubiegłego roku = 1,000) Okres Kwarał I 1,0867 1,0702 1,0398 1,0487 Kwarał II 1, ,0588 Kwarał III 1, ,0755 1,0500 Kwarał IV 1,0844 1,0542 1,0752 1,0698 redni indeks 1,0811 1,0642 1,0627 1,0568 rednia roczna sopa wzrosu 8,11% 6,42% 6,27% 5,68% w % ródło: obliczenia własne Tabela 4 Tabela 5 Roczne indeksy przecinych realnych wynagrodze neo w gospodarce narodowej (analogiczny okres ubiegłego roku = 1,000) Okres Kwarał I 1,0289 1,0019 1,0561 1,0342 Kwarał II 1,0172 1,0072 1,0439 1,076 Kwarał III 1,0206 1,0409 1,0319 1,0739 Kwarał IV 1,0326 1,1087 0,9902 1,0660 redni indeks 1,0248 1,0388 1, rednia roczna sopa wzrosu 2,48% 3,88% 3,02% 6,24% w % ródło: obliczenia własne Na le wskaników przecinych dla la ineresujce wydaj si roczne indeksy wydajnoci pracy i wynagrodze realnych. Oszacowania ych wielkoci zamieszczone zosały w Tabelach 4 i 5. Ten sposób prezenacji danych wzbogaca nasz wiedz o ewenualnych zmianach endencji w dynamice badanych wielkoci. Z analizy informacji zawarych w obu abelach wynika, e w analizowanych laach naspowało przyblianie si do siebie dynamik rocznych wydajnoci i wynagrodze. Zauwamy, e w 1997 roku roczna dynamika wynagrodze przewyszyła roczna dynamik wydajnoci. 10

11 2. EKONOMETRYCZNA ANALIZA PROCESÓW DOSTOSOWAWCZYCH WYNAGRODZE I WYDAJNOCI PRACY Zasanawiajc si nad zwizkami pomidzy agregaowymi wynagrodzeniami i wydajnoci pracy rzeba rozsrzygn kwesi charakeru i sposobu dososowywania si do siebie obu ych zmiennych. Dlaego konsruujc ineresujc nas zaleno przyjo załoenie w myl kórego zasadnicza cz wynagrodze zaley od oczekiwanego poziomu urwalonej wydajnoci. Mówic oczekiwany poziom urwalonej wydajnoci mamy na myli aki poziom, kóry nie ma charakeru sezonowego i wynika ze sopnia wyposaenia pracy w kapiał. W rezulacie funkcj wynagrodze zapisa moemy naspujco: sezonowych), y = α + β (2) x * gdzie: = 1,2,3...,n numer obserwowanego okresu y - zasadnicza cz wynagrodzenia (wielko oczyszczona z efeków * x - oczekiwany poziom urwalonej wydajnoci (wielko nieobserwowana). Załómy obecnie, e oczekiwana wielko urwalonej wydajnoci podlega procesowi adapacji w zalenoci od sopnia realizacji przewidywa, co zgodnie z propozycj Nerlove /por.: [2] s / zapiszemy naspujco: gdzie x * * * 1 1 x = (1 γ)(x x ), (3) x jes obserwowan rzeczywis wielkoci wydajnoci naomias ( 1 γ ) jes współczynnikiem adapacji. Oznacza o, e wyspujcy we współczynniku adapacji paramer spełnia musi warunek 0γ 1. Relacj (3) przekszałci moemy do naspujcej posaci: x * * γx x 1 = (1 γ) (4) Aby przej do wielkoci obserwowanych relacj (2) zapiszmy dla okresu -1. Mamy wówczas: y 1 * 1 = α + βx (5) Po obusronnym przemnoeniu modelu (5) przez paramer gamma orzymujemy: 1 * 1 γ y = γα + γβ x (6) Obecnie odejmujc sronami od wyraenia (2) przekszałcon posa (5) mamy: * * 1 y γy = α(1 γ) + β(x γx ) (7) 1 11

12 Po uporzdkowaniu (7) dochodzimy do posaci: y = α(1 γ) + γy + β(1 γ) x, (8) 1 kór po przyjci naspujcych oznacze: a = α(1 γ) b = γ c = β(1 γ) zapiszemy osaecznie jako: 1 y = a + by + cx. (9) Na podsawie (9) okreli moemy zw. krókookresowe i długookresowe efeky oddziaływania zmiennej x na zmienn y. Zauwamy, e jeli x w okresie = 1 wzronie o jednosk i usabilizuje si na nowym poziomie, wówczas przyros y w kolejnych okresach bdzie wynosił dla = 1: y 1 = c = 2: = 3: y 2 = b c 2 y 3 = b c = 4: 3 y = b c Osaeczny i całkowiy przyros zmiennej y wyniesie odpowiednio: 2 3 c y = y1 + y 2 + y 3... = c(1 + b + b + b... = (10) 1 b Paramer c okrela efek krókookresowy oddziaływania zmiennej x na y. Powiemy, e jeli w okresie zmienna x wzronie o jednosk o w ym samym okresie zmienna y wzronie o c jednosek. Wzros en spowoduje osaeczny przyros zmiennej y o wielko opisan przez (10). Jes o zw efek długookresowy. Zauwamy, e wielko a fakycznie równa si paramerowi β z równania drugiego. Zauwamy, e jeli zmienna x usabilizuje si na sałym poziomie x wówczas zmienna y zmierza bdzie do poziomu równowagi ye, kóry zdefiniujemy naspujco /por.:[10] s.78-79].: y e a + cx = (11) 1 b Wnioski sformułowane dla liniowego modelu dynamicznego przenie mona na modele klasy logarymiczno-liniowej. W ym przypadku przy okrelaniu wpływu zmiennej 12

13 objaniajcej na zmienn objanian posługiwa bdziemy si elasycznociami. W analizowanym przez nas przypadku doyczcym wynagrodze i wydajnoci model en bdzie miał posa 4 : w 0 b 1 c = a w AP exp(c v + c v + c v ) expu (12) gdzie w jes o wielko przecinego wynagrodzenia realnego neo w cenach z kwarału pierwszego 1993r. Zmienn AP definiujemy jako przecin wydajno pracy wyraona indeksem jednopodsawowym. Zmienne sezonowe vi opisane zosały wczeniej. Model (12), po wczeniejszym obusronnym zlogarymowaniu, oszacowano meod najmniejszych kwadraów. Wyniki oszacowa przedsawiaj si naspujco: ln w = 2,901+ 0,485 ln w + 0,337 ln AP + 0,0145 v 0,0243 v 0,0221 v + û (13) (2,35) (2,22) 1 (2,54) (1,12) (2,84) 2 (2,04) R 2 = 0,922 DW = 1,844 σ ˆ = ±0, Na podsawie oszacowanej wersji modelu wynagrodze moemy sformułowa naspujce wnioski o charakerze przyczynowo-skukowym. Wzros wydajnoci pracy w kwarale o 1% prowadzi do wzrosu wynagrodze w ym samym kwarale o 0,337%. Efek en implikuje w naspnym kwarale dodakowy przyros wynagrodze o 0,173%, co po dwóch kwarałach daje łczny przyros wynagrodze 0,51%. Graniczny łczny przyros wynagrodze z yułu wzrosu wydajnoci o 1% w kwarale wynosi 0,665%. Wielko a nieznacznie przewysza efek roczny wynoszcy 0,645%. Wynik en wyda moe si jako zaskakujco niski. Pamiajmy jednak, e efeky zwizane ze wzrosem wydajnoci pracy naley rozdysponowa nie ylko pomidzy osoby zarudnione w gospodarce. Cz wypracowanych efeków przypa powinna włacicielom kapiału a ponado w skali makroekonomicznej licznej i jednoczenie narasajcej grupie emeryów i rencisów/parz abela 1/. Jeli załoymy ponado, e reny i emeryury podlegaj nie ylko prosej waloryzacji, ale w jakim sopniu sprzone s z realnym wzrosem PKB, uzyskany wynik uzna naley za realny i uzasadniony. Jes o jednak wynik redni oszacowany dla okresu 1993 rok kwarał I 1997 kwarał IV. Z analizy indeksów rocznych wynika, e w 1997 roku roczne sopy wzrosu wynagrodze przewyszyły roczne sopy wzrosu wydajnoci /por.: abele 4 i 5/. Budzi moe o niepokój wskazujc na moliwo realizacji niekorzysnego warianu B dososowa wynagrodze do wydajnoci. 4 Rozparywany uaj model słuy wspnemu rozpoznaniu prawidłowoci doyczcych dososowywania si wynagrodze i wydajnoci. W procesie dalszej konkreyzacji naley liczy si z innym sposobem adapacji wynagrodze wzgldem inflacji a innym wzgldem wydajnoci, co wymaga bdzie respecyfikacji rozparywanegu uaj modelu. 13

14 Obok opisanych powyej efeków okreli moemy efeky sezonowe zmian wynagrodze. Na podsawie meody opracowanej dla modeli dynamicznych /por.: [8]/ swierdzi moemy, e przecine odchylenia wynagrodze od poziomu wynagrodze wyznaczonych przez oczekiwan urwalon wydajno pracy wynosz odpowiednio: w kwarale pierwszym: 2.35%, w kwarale drugim: 1,29%, w kwarale rzecim: -2,80%, w kwarale czwarym: 1,83%. 4. EKONOMETRYCZNA ANALIZA PROCESÓW DOSTOSOWAWCZYCH STOPY BEZROBOCIA, WYDAJNOCI PRACY, WYNAGRODZE ORAZ CEN. W lieraurze ekonomicznej problemayka zwizków sopy bezrobocia z wydajnoci i wynagrodzeniami jes szeroko dyskuowana. Przegld sosunkowo najnowszych meod badawczych oraz wykaz bogaej lieraury doyczcej bezrobocia znajdzie czyelnik w pracy monograficznej [5]. Z uwagi na fak, i niniejszy arykuł słuy ma wspnemu rozpoznaniu moliwoci badania ego ypu zwizków na bazie maeriału empirycznego doyczcego Polski, dokonano w nim wiadomych uproszcze. Chodziło o akie uproszczenia, dziki kórym moliwa bdzie konrola poprawnoci specyfikacji proponowanych rozwiza. W rezulacie posłuono si modelami o sałej elasycznoci czskowej, eliminujc z rozwaa rudny problem szacowania produku poencjalnego oraz nauralnej sopy bezrobocia. Osaecznie weryfikacji empirycznej poddano naspujcy model dynamiczny: b 1 a a a 1 2 Wn P 3 SB = a SB AP expu (14) gdzie SB jes sop bezrobocia, AP - wydajnoci pracy, Wn - przecinymi wynagrodzeniami nominalnymi neo, P - jednopodsawowym indeksem cen dóbr i usług konsumpcyjnych naomias u - składnikiem zakłócajcym modelu. Model ma charaker dynamiczny. Wynika o z załoenia, i sopa bezrobocia nie zmienia si gwałownie na skuek zmian kszałujcych j przyczyn. Dososowuje si ona do zmieniajcych si warunków w sposób powolny. Z uwagi na posa pogow modelu, paramery srukuralne a i s sałymi krókookresowymi elasycznociami Długookresowe wzgldne efeky oddziaływania czynnika i-ego na sop bezrobocia okrelimy, posługujc si znan ju dla posaci liniowej formuł: a i /( 1 b). Analizujc krókookresow inerpreacj oddziaływania czynników na sop bezrobocia 14

15 okreli moemy warunki poprawnej specyfikacji 5. Rozwamy wic kady z moliwych przypadków czskowych. 1. W warunkach sałoci pozosałych zmiennych (zn. wynagrodze i cen) wzros przecinej wydajnoci pracy prowadzi do spadku sopy bezrobocia. Oznacza o, e paramer a 1 winien by wikszy od zera. 2. W warunkach sałoci pozosałych zmiennych wzros wynagrodze nominalnych prowadzi do wzrosu bezrobocia. Zauwamy bowiem, e wzros wynagrodze nominalnych w warunkach sałoci cen oznacza wzros wynagrodze realnych. W konsekwencji paramer a 2 winien by wikszy od zera. 3. W warunkach sałoci pozosałych zmiennych (zn. wydajnoci i wynagrodze nominalnych) wzros przecinego poziomu cen prowadzi do spadku bezrobocia. Syuacja uaj odwraca si w sosunku do rozparywanej poprzednio. Obecnie wzros cen w warunkach sałoci wynagrodze nominalnych oznacza spadek wynagrodze realnych w warunkach sałoci wydajnoci pracy. To z kolei prowadzi do zwikszonego popyu na prac, co przy załoeniu niezmiennej poday pracy oznacza spadek sopy bezrobocia. Tym samym paramer a 3 winien by mniejszy od zera. Odpowiada o znanym właciwociom krókookresowej krzywej Philipsa. Celem scharakeryzowania wewnrznej srukury paramerów dokonajmy przekszałce relacji (13), wykorzysujc właciwoci modelu pogowego w syuacji posługiwania si zmiennymi majcymi charaker wielkoci przecinych. Zauwamy bowiem, e wydajno pracy definiujemy jako sosunek produku krajowego bruo (Y) do nakładów pracy (N) mierzonych wielkoci zarudnionych w gospodarce. Przecine wynagrodzenie nominalne fakycznie jes sosunkiem całego funduszu wynagrodze nominalnych (FWn) do nakładów pracy (N). Oznacza o, e model (13) ma naspujc równowan posa: b 1 a a a a FWn N P 3 SB = a SB Y expu (15) gdzie paramer przy zmiennej N definiujemy jako a12 = a1 a2. Zasanówmy si nad inerpreacj ak zdefiniowanego parameru. Wskazuje on, o ile procen powinna zmieni si sopa bezrobocia, jeli zarudnienie wzronie o 1% a produk krajowy bruo oraz fundusz 5 Mówic o warunkach poprawnej specyfikacji zakładamy, e czynniki uwzgldnone w modelu s czynnikami głównymi. W sosunku do czynników pominiych a mogcych mie wpływ na zmienn objasnian zakłada si, i w anlizowanym okresie badawczym s sałe wzgldnie charaker ich zmian jes czyso losowy. 15

16 wynagrodze i poziom cen nie ulegn zmianie. Fakycznie oznacza o wzros zarudnienia przy jednoczesnym spadku przecinego wynagrodzenia realnego ( dlaego ma prawo naspi) mimo, e jednoczenie dochodzi do spadku wydajnoci. Spadek wydajnoci spowodowany jes wzrosem zarudnienia w warunkach sałoci produku a ym samym odbywa si w warunkach spadku sopy bezrobocia. Oznacza o, e paramer a 12 powinien by mniejszy od zera. Aby o naspiło musi by spełniona naspujca nierówno: a1 a 2 (16) W konekcie powyszych uwag zasanówmy si nad oszacowan wersj zlinearyzowanej posaci modelu (15). Sosujc meod najmniejszych kwadraów orzymano naspujce rezulay: ln SB = 1,757+ 0,958 ln SB 0,277 ln AP + 0,342 ln Wn 0,439 ln P + û (17) (0,99) (9,15) 1 (1,13) (1,22) (1,28) R 2 = 0,972 DW = 2,032 δ ˆ = ±0, 0273 Biorc pod uwag ogólne miary dopasowania, rozparywany model uzna mona za zadawalajcy. Z kolei waroci saysyk -Sudena umieszczone w nawiasach pod ocenami oceni mona za sosunkowo niskie. Zauwamy jednak, e przy esowaniu jednosronnym prawdopodobieswo przyjcia przez paramery znaku przeciwnego jes nisze od 0,2. Wany jes jednoczenie fak, i oceny paramerów spełniaj nakrelone warunki poprawnej specyfikacji łcznie z załoon w (16) nierównoci. Przechodzc do analizy przyczynowo-skukowej sformułowa mona szereg wniosków. 1. W warunkach sałoci pozosałych zmiennych wzros wydajnoci w okresie o 1% prowadzi do spadku sopy bezrobocia w ym samym okresie o około 0,277%, co zapewnia graniczny spadek sopy bezrobocia o około 6,59%. Pamiajmy, e chodzi uaj o procenowy spadek sopy bezrobocia a nie punkowy. Czyli gdyby sopa bezrobocia wynosiła 15% jej spadek o 6,59% oznacza w ym przypadku obnienie si jej do poziomu 14,01%., czyli punkowo obniyłaby si ona o około 0,99%. 2. W warunkach sałoci pozosałych zmiennych wzros wynagrodze w danym okresie o 1% powoduje wzros sopy bezrobocia w ym samym okresie o 0,342%, co prowadzi do granicznego wzrosu sopy bezrobocia o około 8,142%. 3. W warunkach sałoci pozosałych zmiennych wzrosowi cen w danym kwarale o 1% owarzyszy spadek sopy bezrobocia w ym samym kwarale o około 0,439%, co daje graniczny spadek rzdu 10,42%. 16

17 Powsaje pyanie, jakie powinny by procenowe zmiany wynagrodze umoliwiajce urzymanie sopy bezrobocia na niezmienionym poziomie w warunkach gdyby wydajno pracy wzrosła o 1%?. Dokonujc prosych przekszałce oszacowanych paramerów wyliczamy, e w ych warunkach wynagrodzenia nie powinny wzrasa w empie przekraczajcym 0,81%. W osanim roku obserwujemy, e jednoprocenowemu wzrosowi wydajnoci w skali rocznej owarzyszy nieco wyszy procenowo przyros wynagrodze. Oznacza o, e aby urzyma doychczasow endencj spadku sopy bezrobocia naleałoby zahamowa wzros wynagrodze w relacji do wzrosu wydajnoci. W przeciwnym wypadku korzysne endencje zmian przecinego poziomu cen ulec mog odwróceniu. Do powyszych wyników, mimo sosunkowo rozsdnych oszacowa paramerów, naley podchodzi z du doz osronoci. Pamiajmy bowiem, e rynek pracy cały czas ulega porzdkowaniu wynikajcemu z jednej srony z procesów ransformacji sysemowej a z drugiej srony ze zmieniajcych si przepisów doyczcych midzy innymi bezrobonych oraz warunków orzymywania przez nich zasiłków. Cz bezrobonych na skuek ego, i nie spełniaj warunków umoliwiajcych orzymywanie zasiłków przesało si rejesrowa w Urzdach Zarudnienia. Z pewnoci przyczynia si o do zniekszałcenia wskanika sopy bezrobocia. Zmiany e maj, jak si wydaje, charaker ewolucyjny i oszacowane paramery modelu en fak ujmuj. Na bazie wykorzysywanych uaj informacji nie porafimy jednak efeków ych zmian oddzieli 5. WNIOSKI Z przeprowadzonej w arykule analizy wynika, e gospodarka Polski w laach weszła na now ciek zmian. Cech charakerysyczn ych zmian był sosunkowo szybki wzros PKB w warunkach coraz wyszej dynamiki nakładów inwesycyjnych przy jednoczesnym spadku sopy bezrobocia oraz zmniejszajcej si inflacji. Procesy e mogły zaj przy okrelonych relacjach dososowawczych pomidzy wydajnoci pracy i poziomem wynagrodze. Z przeprowadzonej analizy wynika, e w laach przecinemu rocznemu wzrosowi wydajnoci wynoszcemu 6,56% owarzyszył przeciny roczny przyros wynagrodze realnych rzdu 3,81%. Ponado wykazano, e jednoprocenowy wzros wydajnoci w danym kwarale prowadził do wzrosu wynagrodze w ym samym kwarale o 0,337%, co przy urzymaniu si wydajnoci na ym samym poziomie dawało osaeczny przyros wynagrodze o około 0,665%. Z drugiej srony swierdzono, e aby sopa bezrobocia nie uległa wzrosowi, o w warunkach sałoci cen, dynamika wzrosu wynagrodze sanowi 17

18 powinna mniej ni 0,81% dynamiki wzrosu wydajnoci. Relacja a w 1997 roku zosała przekroczona na skuek lekkiego obnienia si dynamiki wzrosu wydajnoci przy jednoczesnym wzrocie dynamiki wynagrodze. Syuacja a moe by wyrazem poczku zmian w charakerze procesów dososowawczych pomidzy wydajnoci pracy i wynagrodzeniami. W konekcie rozwaanego w arykule modelu eoreycznego, oznaczałoby o odejcie od warianu A do warianu B procesów dososowawczych. Rezulaem ego byłoby odwrócenie doychczasowych korzysnych endencji spadku inflacji i sopy bezrobocia. BIBLIOGRAFIA [1] Begg D., Fischer S., Dornbusch R.: Ekonomia.2, PWE, Warszawa 1992 [2] Goldberger A.S.:Teoria Ekonomerii, PWN, Warszawa 1972 [3] Hall R. E., Taylor J.B.: Makroekonomia - eoria, funkcjonowanie i poliyka, PWN, Warszawa 1995 [4] Hardwick P., Khan B.: Langmead J. An Inroducion o Modern Economics, Longman, London and New York 1994 [5] Layard R., Nickell S., Jackman R.: Unemploymen, Macroeconomic Performance and he Labour Marke, Oxford Universiy Press, Oxford 1993 [6] Ossowski J. : Własnoci inerpreacyjne składnika zakłócajcego w modelu mulyplikaywnym, Przegld Saysyczny, nr 2, 1989, s [7] Ossowski J. Cz.: Dynamika bezrobocia a dynamika produkcji sprzedanej polskiego przemysłu, w Dynamiczne Modele Ekonomeryczne, Insyu Wydawniczy Gravis, Toru 1995, s [8] Ossowski J.Cz.: Sezonowo w modelach dynamicznych - problemy inerpreacyjne, w Dynamiczne modele ekonomeryczne, Kaedra Ekonomerii i Saysyki, Uniwersye M.Kopernika, Toru 1997, s [9] Ossowski J.Cz.: Produkywno pracy a wynagrodzenia w polskim przemyle w laach , Gospodarka w prakyce i eorii, Nr , s [10] Sewar M.B., Wallis K.F (1981), Inroducory Economerics,Basil Blackwel Oxford. [11] Theil H.: Zasady ekonomerii, PWN, Warszawa [12] Biuleyny saysyczne GUS z la , GUS, Warszawa [13] Poland Quarerly Saisics z la , GUS, Warszawa. [14] Rocznik saysyczny 1997, GUS, Warszawa