CZYNNIKI KSZTAŁTUJĄCE REGIONALNE ZRÓŻNICOWANIE STÓP BEZROBOCIA REJESTROWANEGO W LATACH

Transkrypt

1 Humanes and Socal Scences 2013 HSS, vol. XVIII, 20 (1/2013), pp January March Paweł DYKAS 1 Tomasz MISIAK 2 Tomasz TOKARSKI 3 CZYNNIKI KSZTAŁTUJĄCE REGIONALNE ZRÓŻNICOWANIE STÓP BEZROBOCIA REJESTROWANEGO W LATACH Głównym celem arykułu jes opsowa oraz saysyczna analza podsawowych czynnków kszałujących zróżncowane sóp bezroboca na pozome wojewódzw Polsk w laach W pracy znajdują sę zarówno opsowe analzy przecęnych sóp bezroboca w laach , jak grupy kwarylowe owej zmennej makroekonomcznej w kolejnych laach rozważanego przedzału czasu. Ponado w arykule przedsawony jes prosy model eoreyczny, w kórym przyrosy sóp bezroboca rejesrowanego w kolejnych laach wojewódzwach uzależnone są od przeszłych warośc owych sóp, jak sóp wzrosu realnego PKB w wojewódzwach. Przyjęce założena, ż przyrosy sóp bezroboca są zależne od sopy wzrosu gospodarczego wynka przede wszyskm z nasępujących faków. Po perwsze, popy na pracę jes popyem pochodnym względem zaporzebowana zgłaszanego przez konsumenów na rynku owarowym. Po druge, wynka z ypowo keynesowskego podejśca do syuacj na rynku pracy, gdze Keynes przyczyny podsawowej nesprawnośc rynku pracy jaką jes wysępowane bezroboca przymusowego uparywał w nedosaecznym popyce na dobra usług czyl na rynku owarowym. Uzależnena zaś zman beżących sóp bezroboca od pozomu ych sóp z poprzednego okresu wynka z nercyjnego charakeru zjawska bezroboca w Polsce. Paramery ak skonsruowanego modelu eoreycznego zosały dla porównana oszacowane zarówno meodą najmnejszych kwadraów (MNK), jak uogólnoną meodą momenów (UMM) z wykorzysanem procedury fxed effec oraz w przypadku przeszłych sóp bezroboca zerojedynkowych zmennych przełącznkowych. Wprowadzene do esymowanych równań procedury fxed effec pozwala uwzględnć przesrzenną heerogenczność rozważanych w arykule zmennych makroekonomcznych. Naomas wprowadzene zmennych przełącznkowych wynka sąd, ż pełną one rolę zmennej korygującej oddzaływane sóp bezroboca z poprzednego okresu na zmanę beżącej sopy bezroboca zależy od ego czy przyros ej sopy jes dodan czy ujemny. Słowa kluczowe: regonalne różnce w pozome bezroboca, GDP pozom bezroboca, analza panelowa mejscowego bezroboca, procedura fxed effec. 1 Mgr Paweł Dykas, Kaedra Ekonom Maemaycznej, Unwersye Jagellońsk. 2 Dr Tomasz Msak (auor korespondencyjny), Kaedra Ekonom, Polechnka Rzeszowska, al. Powsańców Warszawy 10, Rzeszów, el. (017) , e-mal: msak@prz.edu.pl 3 Prof. dr hab. Tomasz Tokarsk, Kaedra Ekonom Maemaycznej, Unwersye Jagellońsk 4 Prezenowane opracowane powsało w ramach granu Mnserswa Nauk Szkolncwa Wyższego nr N N kerowanego przez Tomasza Tokarskego.

2 10 P. Dykas, T. Msak, T. Tokarsk 1. WPROWADZENIE Bezroboce sanow jeden z najsonejszych (jeśl ne najsonejszy) problem społeczno-ekonomczny, z jakm boryka sę polska gospodarka. Pojawene sę bezroboca (szczególne na począku la dzewęćdzesąych XX w.) było nezbędne w procese ransformacj gospodark polskej, poneważ w sekorze publcznym wysępowały wówczas sone przerosy zarudnena, będące dzedzcwem gospodark cenralneplanowanej. Dlaego eż redukcje zarudnena, czego skukem było pojawenem sę bezroboca jawnego, były częso jedynym sposobem na racjonalzację zarudnena wzros wydajnośc pracy ak na szczeblu mkro-, jak makroekonomcznym. Jednocześne wysoke bezroboce w Polsce sanowło chyba najważnejszy najbardzej dokuczlwy społeczne kosz (zakończonej sukcesem) ransformacj gospodark polskej 5. Analzując kszałowane sę polskego bezroboca po roku 1990, należy zwrócć uwagę na o, że mmo jego znacznych zman (w okresach szybkego wzrosu gospodarczego oraz spowolnena ego procesu) przesrzenne zróżncowane rozważanego w opracowanu zjawska jedyne neznaczne sę zmenało. Obszary, na kórych na począku la dzewęćdzesąych XX weku pojawło sę wysoke bezroboce o charakerze srukuralnym, nadal są nm doknęe, naomas duże masa aglomeracje mejske (z wyjąkem Łodz oraz znacznej częśc aglomeracj górnośląskej) sosunkowo dobrze radzą sobe z problemem bezroboca zarówno w okrese dobrej konunkury, jak wówczas, gdy gospodarka jes doknęa spowolnenem wzrosu gospodarczego. Co węcej, polske bezroboce (szerzej) rynek pracy częso są sone zróżncowane zarówno na szczeblu regonalnym (wojewódzkm), jak na szczeblu lokalnym (czyl w powaach leżących wewnąrz poszczególnych wojewódzw) 6. Celem prezenowanego opracowana są opsowe saysyczne analzy przesrzennego zróżncowana polskego bezroboca rejesrowanego w wojewódzwach w 5 Waro zauważyć, że wśród wszyskch krajów ransformacj (z wyłączenem doknęych w laach dzewęćdzesąych XX weku wojną krajów byłej Jugosław) bezroboce w Polsce na Słowacj było zdecydowane najwyższe (węcej na en ema por. np. A. Adamczyk Makroekonomczne uwarunkowana bezroboca ransformacyjnego w Polsce, Czechach, Słowacj na Węgrzech, Wydawncwo Akadem Ekonomcznej w Krakowe, Kraków 2005; A. Adamczyk, T. Tokarsk, R.W. Włodarczyk, Bezroboce ransformacyjne w Europe Środkowej Wschodnej, Gospodarka Narodowa nr 9/2006 lub T. Tokarsk, PKB a rynek pracy w nekórych krajach Europy Azj, Wadomośc Saysyczne 2006/4). 6 Najlepszym przykładem wewnęrznej nejednorodnośc wojewódzkch rynków pracy w Polsce wydaje sę rynek pracy w wojewódzwe mazoweckm. Okolce Warszawy charakeryzują sę nskm sopam bezroboca połączonym z wysokm odsekam pracujących w sekorze usług rynkowych, naomas w rolnczych powaach na północy wojewódzwa oraz w posndusralnych obszarach oaczających Radom bezroboce jes znaczne wyższe nż w cenrum wojewódzwa mazoweckego. Węcej na en ema por. np. T. Tokarsk, Przesrzenne zróżncowane bezroboca rejesrowanego w Polsce w laach , [w:] Ekonomera saysyka w procese modelowana, red. T. Walczak, Bbloeka Wadomośc Saysycznych,. 64, GUS, Warszawa 2010; T. Tokarsk, Zróżncowane podsawowych zmennych makroekonomcznych w powaach, [w:] Saysyczna analza przesrzennego zróżncowana rozwoju ekonomczne społecznego Polsk, red. M. Trojak, T. Tokarsk, WUJ, Kraków 2013 (w druku)].

3 Czynnk kszałujące 11 laach W pracy znajdują sę zarówno opsowe analzy przecęnych sóp bezroboca z la , jak grupy kwarylowe owej zmennej makroekonomcznej w kolejnych laach rozważanego przedzału czasu. Ponado w arykule przedsawono prosy model eoreyczny, w kórym przyrosy sóp bezroboca rejesrowanego w kolejnych laach wojewódzwach są uzależnone od przeszłych warośc owych sóp, jak sóp wzrosu realnego PKB w wojewódzwach 8. Paramery ak skonsruowanego modelu eoreycznego oszacowano zarówno meodą najmnejszych kwadraów dla danych panelowych (dalej MNK), jak uogólnoną meodą momenów (dalej UMM). 2. ZRÓŻNICOWANIE STÓP BEZROBOCIA W WOJEWÓDZTWACH Na rysunku 1 zlusrowano przesrzenne zróżncowane sóp bezroboca rejesrowanego w laach Z mapy ej oraz z danych saysycznych doyczących owej zmennej makroekonomcznej płyną nasępujące wnosk 9 : Najwyższym przecęnym sopam bezroboca rejesrowanego w laach charakeryzowały sę wojewódzwa warmńsko-mazurske (średno 24,2%), zachodnopomorske (21,5%) oraz lubuske (20,0%). Są o wojewódzwa, w kórych lkwdacja PGR-ów na począku ransformacj sysemowej w Polsce (począek la dzewęćdzesąych XX weku) doprowadzła do wysokego bezroboca o charakerze srukuralnym. 7 Wybór ego przedzału czasu wynkał z dosępnośc danych saysycznych doyczących zarówno regonalnych sóp bezroboca rejesrowanego, jak wojewódzkego PKB, gdyż zmany sóp bezroboca są w opracowanu uzależnane m.n. od empa wzrosu PKB w wojewódzwach. 8 Przelczono PKB z cen beżących na ceny sałe, korzysając z jednolego dla wszyskch wojewódzw deflaora PKB oblczonego na podsawe danych o nomnalnym realnym PKB w skal całej gospodark. 9 Por. eż np. A. Rogu, T. Tokarsk, Regonal Dversy of Wages n Poland n 90 s, Inernaonal Revew of Economcs and Busness XLVIII/4 (2001); dem, Deermnany regonalnego zróżncowana płac w Polsce, Ekonomsa 2007/1; E. Kwakowsk, L. Kucharsk, T. Tokarsk, Makroekonomczne skuk nadzarudnena w rolncwe polskm, [w:] Zarządzane zasobam ludzkm w warunkach nowej gospodark, red. Z. Wśnewsk, A. Poczowsk, Ofcyna Ekonomczna, Kraków 2004; E. Kwakowsk, T. Tokarsk, Bezroboce regonalne w Polsce w laach , Ekonomsa 2007/4; T. Tokarsk, O zróżncowanu rozwoju ekonomcznego polskch regonów podregonów, Suda Prawno-Ekonomczne 2005/LXXI; dem, Saysyczna analza regonalnego zróżncowana wydajnośc pracy, zarudnena bezroboca w Polsce, Wydawncwo Polskego Towarzyswa Ekonomcznego, Warszawa 2005; dem, Regonalne zróżncowane rynku pracy, Wadomośc Saysyczne 200/11; dem, Przesrzenne zróżncowane bezroboca rejesrowanego w Polsce w laach , Gospodarka Narodowa 2008/7 8; dem, Przesrzenne zróżncowane bezroboca rejesrowanego w Polsce w laach , [w:] Ekonomera saysyka w procese modelowana, red. T. Walczak, Bbloeka Wadomośc Saysycznych,. 64, GUS, Warszawa 2010; T. Tokarsk, Regonalne zróżncowane bezroboca, Wadomośc Saysyczne nr 5/2010; M.W. Szewczyk, T. Tokarsk, Taksonomczne wskaźnk rozwoju ekonomcznego wojewódzw powaów, refera prezenowany na konferencj Wzros gospodarczy rynek pracy nnowacyjność gospodark organzowanej przez Kaedrę Makroekonom Kaedrę Mkroekonom Unwersyeu Łódzkego w czerwcu 2012 r.

4 12 P. Dykas, T. Msak, T. Tokarsk Rys. 1. Przesrzenne zróżncowane sóp bezroboca rejesrowanego w laach do 24,2 (3) 17,1 do 20 (2) 15,9 do 17,1 (4) 14 do 15,9 (3) 11,7 do 14 (4) Źródło: oblczena własne na podsawe danych na srone W grupe wojewódzw o wysokch sopach bezroboca w rozważanym przedzale czasu znalazły sę wojewódzwa kujawsko-pomorske (19,4%) oraz śwęokrzyske (18,2%). Przecęne jak na warunk polske sopy bezroboca noowano w laach w wojewódzwach dolnośląskm (17,1%), podkarpackm (17,0%), opolskm (16,1%) pomorskm (15,9%). W grupe wojewódzw o nskm bezrobocu znalazło sę rolnczoposndusralne wojewódzwo łódzke (15,3%) oraz rolncze wojewódzwa lubelske (15,3%) podlaske (14,0%). Najnższe ponżej 14% sopy bezroboca w laach noowano w wojewódzwach śląskm (12,8%), welkopolskm (12,1%), małopolskm (12,0%) mazoweckm (11,7%). W ej grupe wojewódzw znajdują sę zarówno wojewódzwa o bardzo slnych ośrodkach mejskch oaczających je powaach o charakerze w dużej merze rolnczym (małopolske, mazowecke welkopolske), jak posndusralne wojewódzwo śląske. Płyne sąd równeż bardzej ogólny wnosek, że regonalne zróżncowane sóp bezroboca wynkało w głównej merze ze zróżncowana regonalnych rynków pracy. Najwyższe sopy bezroboca noowano na obszarach popegeerowskch, najnższe zaś w wojewódzwach, w kórych znajdowały sę prężne masa będące

5 Czynnk kszałujące 13 ośrodkam rozwoju ekonomcznego o znaczenu ogólnokrajowym 10. Względne nske sopy bezroboca wysępowały równeż w wojewódzwach rolnczych (z wyjąkem wojewódzwa śwęokrzyskego), gdze nske sopy bezroboca rejesrowanego połączone były z wysokm bezrobocem ukryym w rolncwe 11. Rozważając przesrzenne zróżncowane sóp bezroboca rejesrowanego w wojewódzwach w laach , nadano w kolejnych laach rang od 1 do 16 w en sposób, że w każdym z analzowanych la rangę 1 przypsano wojewódzwu o najwyższej warośc rozważanej zmennej makroekonomcznej, 16 zmennej o najwyższej waroścowej zmennej. Nasępne wojewódzwa podzelono na czery grupy kwarylowe. W perwszej grupe kwarylowej znalazły sę wojewódzwa o najwyższych sopach bezroboca, w osanej czwarej wojewódzwa o najnższych waroścach ej zmennej. Zesawene doyczące przynależnośc wojewódzw do kolejnych grup kwarylowych oraz średnej warośc rang w laach znajduje sę w abel 1. Z danych w abel 1 wynka: We wszyskch badanych laach najwyższym sopam bezroboca rejesrowanego charakeryzowało sę wojewódzwo warmńsko-mazurske. Równeż w każdym z analzowanych la do perwszej grupy kwarylowej należały wojewódzwa zachodnopomorske (średna rang 2,333) kujawskopomorske (3,444). Ponado w skład grupy kwarylowej wchodzło wojewódzwo lubuske (3,889) w laach oraz śwęokrzyske (5,333) w laach W drugej grupe kwarylowej najczęścej we wszyskch badanych laach (poza rokem 2008) znajdowało sę wojewódzwo opolske (8,111). Ponado sedmokrone do grupy ej należało wojewódzwo śwęokrzyske (5,333), sześcokrone dolnośląske (6,778), pęcokrone podkarpacke (7,333), czerokrone pomorske (9,222), rzykrone lubelske (9,333), dwukrone lubuske (3,889) oraz jednokrone podlaske (11,333). Wojewódzwo łódzke (10,222) należało w każdym z badanych la do rzecej grupy kwarylowej ze względu na sopę bezroboca rejesrowanego. Ponado w grupe ej sześcokrone znalazły sę wojewódzwa lubelske (9,333) podlaske (11,333), pęcokrone pomorske (9,222), czerokrone podkarpacke (7,333), rzykrone dolnośląske (6,778), dwukrone śląske (13,222) oraz jednokrone opolske (8,111). Tabela 1. Przynależność wojewódzw do grup kwarylowych ze względu na sopę bezroboca rejesrowanego oraz średna rang w laach Wojewódzwo Laa Średna rang Warmńskomazurske , Por. eż np. T. Tokarsk, Zróżncowane podsawowych zmennych makroekonomcznych w powaach Węcej na en ema por. np. E. Kwakowsk, L. Kucharsk, T. Tokarsk, Makroekonomczne skuk nadzarudnena w rolncwe polskm, [w:] Zarządzane zasobam ludzkm w warunkach nowej gospodark, red. Z. Wśnewsk, A. Poczowsk, Ofcyna Ekonomczna, Kraków 2004.

6 14 P. Dykas, T. Msak, T. Tokarsk Zachodnopomorske ,333 Kujawskopomorske ,444 Lubuske ,889 Śwęokrzyske ,333 Dolnośląske ,778 Podkarpacke ,333 Opolske ,111 Pomorske ,222 Lubelske ,333 Łódzke ,222 Podlaske ,333 Śląske ,222 Małopolske ,444 Welkopolske ,778 Mazowecke ,222 Źródło: oblczena własne na podsawe danych na srone We wszyskch badanych laach do grupy kwarylowej o najnższych sopach bezroboca rejesrowanego należały wojewódzwa małopolske (14,444), welkopolske (14,778) mazowecke (15,222). Ponado sedmokrone (poza laam ) w grupe ej znajdowało sę wojewódzwo śląske (13,222), dwukrone zaś (w laach ) do czwarej grupy kwarylowej należało wojewódzwo podlaske (11,333). Rozważając zaś sablność grup kwarylowych ze względu na sopy bezroboca rejesrowanego w laach , po perwsze można posłużyć sę współczynnkam korelacj Pearsona pomędzy owym sopam w roku 1 oraz po druge owym współczynnkam pomędzy rangam wojewódzw ze względu na sopy bezroboca. Współczynnk e dla kolejnych la zesawono w abel 2. Z podanych w abel 2 współczynnków korelacj wycągnąć można nasępujące wnosk: Współczynnk korelacj Pearsona pomędzy wojewódzkm sopam bezroboca w laach były ne mnejsze nż 0,962, analogczne współczynnk korelacj mędzy rangam owych sóp zaś ne mnejsze nż 0,953. Śwadczy o o ym, że grupy kwarylowe ze względu na sopy bezroboca rejesrowanego w analzowanym przedzale czasu z roku na rok zmenały sę w newelkm sopnu.

7 Czynnk kszałujące 15 Tablca 2. Współczynnk korelacj pomędzy sopam bezroboca rangam wojewódzw ze względu na sopy bezroboca w laach Laa Współczynnk korelacj mędzy sopam bezroboca Współczynnk korelacj mędzy rangam wojewódzw ze względu na sopy bezroboca 2002/2003 0,995 0, /2004 0,995 0, /2005 0,995 0, /2006 0,986 0, /2007 0,962 0, /2008 0,982 0, /2009 0,977 0, /2010 0,989 0, /2010 0,888 0,841 Źródło: oblczena własne na podsawe danych na srone Współczynnk korelacj pomędzy sopam bezroboca lub rangam ze względu na e sopy w roku 2010 względem roku 2002 przekraczały 0,84, co sugeruje, że przesrzenne zróżncowane bezroboca na począku końcu badanego przedzału czasu równeż było względne sablne. 3. STATYSTYCZNE ANALIZY ZMIAN PRZYROSTÓW STÓP BEZROBOCIA W WOJEWÓDZTWACH 3.1. Prose ujęce eoreyczne Przyrosy sóp bezroboca rejesrowanego na pozome wojewódzw można uzależnć od pozomu regonalnych sóp bezroboca rejesrowanego oraz sopy wzrosu PKB na pozome wojewódzkm. W ym celu należy sę posłużyć defncją sopy bezroboca 12 : u U U L L N 1, gdze u () oznacza sopę bezroboca w wojewódzwe w momence ; U () lczbę bezrobonych w wojewódzwe w momence ; L () lczbę pracujących; N () zaś podaż pracy. Różnczkując równane (1) względem czasu, orzymuje sę przyros sopy bezroboca dany wzorem: L N L N L N N N L L u, 2 N (1) 12 O wszyskch wysępujących w punkce 3.1 zmennych zakłada sę, że są różnczkowalnym funkcjam czasu [0; ). Zaps x dx / d będze oznaczał pochodną zmennej x po czase, czyl ekonomczne rzecz borąc przyros warośc owej zmennej w momence.

8 16 P. Dykas, T. Msak, T. Tokarsk a sąd oraz z równana (1) wynka, że przyros sopy bezroboca można zapsać nasępująco: N L u 1 u. N L Nasępne jeśl założyć, że sopa wzrosu lczby pracujących L L (2) jes rosnącą funkcją sopy wzrosu produkcj g, okazuje sę, że przyros sopy bezroboca dany jes zależnoścą: gdze L df f g, przy czym 0 L dg N u 1 u f g, N (3). Z równana (3) wynka, że przyros sopy bezroboca jes malejącą funkcją sopy wzrosu produku g oraz jeśl sopa wzrosu podaży pracy jes wększa (mnejsza) od sopy wzrosu lczby pracujących, o przyros sopy bezroboca jes malejącą (rosnącą) funkcją sopy bezroboca Oszacowane paramerów modelu Analzując wpływ przeszłych sóp bezroboca oraz sopy wzrosu realnego PKB na zmany sóp bezroboca, wynkający z przedsawonego w punkce 3.1 prosego modelu eoreycznego, oszacowano paramery nasępującego równana 13 : u 0 1u 1 2d u 1 lny, (4) gdze: u sopa bezroboca w wojewódzwe w roku ; d Δ przełącznkowa zmenna zero-jedynkowa, kóra przyjmuje warość 1 w syuacj, w kórej sopa bezroboca w wojewódzwe w roku była wyższa nż w roku 1, zero w pozosałych wypadkach; Y PKB w wojewódzwe w roku (mln zł, ceny sałe z 2009 r.), skąd wynka, że ln Y jes sopą wzrosu PKB; 0 jes sałą nerpreowaną jako wzros sopy bezroboca, kóry wysąpłby przy założenu zerowych sóp bezroboca w poprzednm okrese oraz przy zerowej sope wzrosu realnego PKB; 1 0 merzy słę oddzaływana sopy bezroboca na przyros sopy bezroboca, wówczas gdy sopa a ne rośne; 13 Por. np. T. Msak, T. Tokarsk, Wzros PKB a zmany zarudnena bezroboca w krajach Un Europejskej, Aca Unversas Lodzenss Fola Oeconomca 2011/248.

9 Czynnk kszałujące merzy słę oddzaływana sopy bezroboca na wzros ej sopy przy założenu rosnących sóp bezroboca; 3 opsuje wpływ sopy wzrosu realnego PKB na przyros sopy bezroboca. Inerpreacja paramerów 1 2 wynka z ego, że przełącznkowa zmenna zero-jedynkowa d w równanu (4) odgrywa rolę zmennej korygującej oddzaływane sopy bezroboca z poprzednego okresu na przyros beżącej sopy bezroboca zależy od ego, czy przyros ej sopy jes dodan, czy eż ujemny. W wynku analzy przyrosu sopy bezroboca przy założenu zerowej sopy wzrosu gospodarczego oraz akch samych sopach bezroboca w poprzednm okrese na podsawe równana (4) okazuje sę, że wszyske wojewódzwa charakeryzowałyby sę akm samym przyrosam sopy bezroboca. Założene o wydaje sę zby resrykcyjne. Dlaego równane (4) rozszerzono, uwzględnając przesrzenną heerogenczność rozważanych zmennych, sosując procedurę uzmennana sałej (fxed effec). W ym celu oszacowano paramery nasępującego równana 14 : gdze: 0 u 16 d u lny 0 j j , j 2 o sała jedyne dla wojewódzwa bazowego nerpreowana jako wzros sopy bezroboca, kóry wysąpłby w wojewódzwe bazowym przy założenu zerowych sóp bezroboca w poprzednm okrese oraz przy zerowej sope wzrosu gospodarczego w ym wojewódzwe; d zmenna zero-jedynkowa dla j-ego wojewódzwa nebazowego; j j o paramer, kóry pozwala usalć, o le j-e wojewódzwo nebazowe osągało ceers parbus wyższe (nższe) przyrosy sóp bezroboca od wojewódzwa bazowego przy założenu, że analzowane wojewódzwo charakeryzowałoby sę akm samym waroścam zmennych objaśnających jak wojewódzwo bazowe. Oszacowana paramerów równań (4) (5) zesawono w abel 3. Tabela 3. Oszacowane paramery równań (4 5) Zmenna objaśnająca Meoda esymacj MNK UMM Równane (4) Równane (5) Równane (4) Równane (5) Sała 0,0144 (3,339) 0,0163 (2,542) 0,01803 (1,015) 0,0194 (1,291) Dolnośląske 0,00271 ( 0,399) 0,0003 ( 0,054) Kujawsko-pomorske 0,00473 ( 0,667) 0,0061 ( 0,929) Lubelske 0,00149 ( 0,220) 0,0077 ( 1,355) 14 Węcej na ema procedury uzmennana sałej por. R.S. Pndyck, Rubnfeld D. L., Economerc Models and Economc Forecas, McGraw-Hlls, New York 1991, s d u (5)

10 18 P. Dykas, T. Msak, T. Tokarsk Lubuske 0,00503 ( 0,707) 0,0036 ( 0,469) Łódzke 0,00549 ( 0,818) 0,0076 ( 1,624) Małopolske 0, (0,0237) 0,0041 ( 1,099) Opolske 0,00463 ( 0,685) 0,0088 ( 1,141) Podkarpacke 0,00374 (0,544) 0,0007 ( 0,106) Podlaske 0, ( 0,0197) 0,0033 ( 0,491) Pomorske 0,00635 ( 0,942) 0,0064 ( 0,680) Śląske 0,00600 ( 0,905) 0,0075 ( 0,991) Śwęokrzyske 0, ( 0,0285) 0,0108 ( 1,753) Warmńsko-mazurske 0,00373 (0,487) 0,0010 (0,106) Welkopolske 0,00323 ( 0,489) 0,0010 (0,131) Zachodnopomorske 0,00667 ( 0,903) 0,0058 ( 0,654) u - 1 0,0942 ( 4,553) 0,0952 ( 3,301) 0,1033 ( 3,874) 0,0858 ( 1,897) d Δ u - 1 0,130 (7,338) 0,140 (7,363) 0,1643 (1,672) 0,1693 (2,475) ΔlnY 0,327 ( 6,318) 0,320 ( 5,633) 0,3902 ( 1,149) 0,376 ( 1,523) R 2 Skor. R 2 0,618 0,609 0,643 0,584 0,665 0,656 0,667 0,603 Lczba obserwacj Próba Wojewódzwo bazowe Mazowecke mazowecke Dolnośląske, kujawsko-pomorske d. o zmenne zero-jedynkowe dla kolejnych wojewódzw. W nawasach podano odpowedne saysyk -Sudena. R 2 o współczynnk deermnacj, skor. R 2 zaś skorygowany współczynnk deermnacj. Z przedsawonych oszacowań paramerów równań (4 5) wycągnąć można nasępujące wnosk: Zmenność sóp bezroboca na pozome wojewódzw w Polsce w analzowanym okrese była objaśnana przez zmenność przeszłych sóp bezroboca oraz przez sopy wzrosu gospodarczego w około 58 61% w zależnośc od specyfkacj szacowanego równana oraz meody esymacj. W warunkach nerosnących sóp bezroboca każdy kolejny punk procenowy sopy bezroboca w roku poprzednm obnżał przyrosy sóp bezroboca na pozome wojewódzw o około 0,09 0,10 punku procenowego. Zakładając naomas rosnące sopy bezroboca każdy kolejny punk procenowy sopy

11 Czynnk kszałujące 19 bezroboca podnosł przyros ej zmennej o około 0,13 0,17 punku procenowego. Na ej podsawe można wycągnąć wnosek, że na ogół w laach, w kórych sopy bezroboca rosły, ch wzros był najwyższy w ych wojewódzwach, w kórych były one uprzedno wysoke. Podobne równeż najwyższe spadk sóp bezroboca w okresach dobrej konunkury na ogół noowano w wojewódzwach o ch wysokm pozome. Wzros sopy wzrosu realnego PKB na pozome wojewódzw o 1 punk procenowy powodował spadek sopy bezroboca o około 0,32 0,33 punku procenowego w esymacjach MNK o około 0,38 0,39 punku procenowego (na podsawe UMM). Oszacowane paramery zmennych zero-jedynkowych wojewódzw nebazowych okazały sę nesone saysyczne. Można o nerpreować w en sposób: przyros sopy bezroboca w wojewódzwach nebazowych ne różnłby sę saysyczne od przyrosu sopy bezroboca w wojewódzwe mazoweckm, gdyby wysąpł zerowy wzros realnego PKB oraz ake same sopy bezroboca w poprzednch okresach. 4. PODSUMOWANIE Prowadzone w pracy rozważana można podsumować nasępująco: 1. Przesrzenne zróżncowane polskego bezroboca w znacznej merze ukszałowało sę na począku ransformacj sysemowej. Do regonów o najwyższych sopach bezroboca zalczały sę nadal sę zalczają obszary popegeerowske. Względne nske bezroboce noowane jes zaś na obszarach wejskch Polsk wschodnej oraz w okolcach dużych aglomeracj mejskch z wyjąkem Łodz. 2. Grupy kwarylowe sóp bezroboca rejesrowanego w laach były dość sablne, co śwadczy o nercyjnym charakerze ego zjawska w Polsce. 3. Z prowadzonych analz saysycznych, oparych na prosej funkcj przyrosów sóp bezroboca, płyną nasępujące wnosk. Po perwsze w okresach dobrej konunkury spadk sóp bezroboca były zazwyczaj najwyższe w ych wojewódzwach, w kórych kszałowały sę one na wysokm pozome. Po druge równeż najwyższe przyrosy sóp bezroboca w warunkach dekonunkury noowano na ogół w wojewódzwach o wysokch waroścach owej zmennej makroekonomcznej. Po rzece zmany wojewódzkch sóp bezroboca rejesrowanego w laach były sone saysyczne, ujemne zwązane ze sopam wzrosu wojewódzkego PKB. Po czware opóźnone o rok sopy bezroboca sopy wzrosu PKB objaśnały przyrosy wojewódzkch sóp bezroboca w około 60%. LITERATURA [1] Adamczyk A., Makroekonomczne uwarunkowana bezroboca ransformacyjnego w Polsce, Czechach, Słowacj na Węgrzech, Wydawncwo Akadem Ekonomcznej w Krakowe, Kraków [2] Adamczyk A., Tokarsk T., Włodarczyk R.W., Bezroboce ransformacyjne w Europe Środkowej Wschodnej, Gospodarka Narodowa nr 9/2006. [3] Ekonomera saysyka w procese modelowana, red. T. Walczak, Bbloeka Wadomośc Saysycznych,. 64, GUS, Warszawa 2010.

12 20 P. Dykas, T. Msak, T. Tokarsk [4] Kwakowsk E., Kucharsk L., Tokarsk T., Makroekonomczne skuk nadzarudnena w rolncwe polskm, [w:] Zarządzane zasobam ludzkm w warunkach nowej gospodark, red. Z. Wśnewsk, A. Poczowsk, Ofcyna Ekonomczna, Kraków [5] Kwakowsk E., Tokarsk T., Bezroboce regonalne w Polsce w laach , Ekonomsa 2007/4. [6] Kwakowsk E., Tokarsk T., Deermnany przesrzennego zróżncowana wydajnośc pracy, Wadomośc Saysyczne 2009/10. [7] Msak T., Tokarsk T., Wzros PKB a zmany zarudnena bezroboca w krajach Un Europejskej, Aca Unversas Lodzenss Fola Oeconomca 2011/248. [8] Pndyck R.S., Rubnfeld D.L., Economerc Models and Economc Forecas, McGraw-Hlls, New York [9] Rogu A., Tokarsk T., Regonal Dversy of Wages n Poland n 90 s, Inernaonal Revew of Economcs and Busness XLVIII/4 (2001). [10] Rogu A., Tokarsk T., Deermnany regonalnego zróżncowana płac w Polsce, Ekonomsa 2007/1. [11] Saysyczna analza przesrzennego zróżncowana rozwoju ekonomcznego społecznego Polsk, red. M. Trojak, T. Tokarsk, WUJ, Kraków 2013 (w druku). [12] Szewczyk M.W., Tokarsk T., Taksonomczne wskaźnk rozwoju ekonomcznego wojewódzw powaów, refera prezenowany na konferencj Wzros gospodarczy rynek pracy nnowacyjność gospodark organzowanej przez Kaedrę Makroekonom Kaedrę Mkroekonom Unwersyeu Łódzkego w czerwcu 2012 r. [13] Tokarsk T., O zróżncowanu rozwoju ekonomcznego polskch regonów podregonów, Suda Prawno-Ekonomczne 2005/LXXI [14] Tokarsk T., Saysyczna analza regonalnego zróżncowana wydajnośc pracy, zarudnena bezroboca w Polsce, Wydawncwo Polskego Towarzyswa Ekonomcznego, Warszawa [15] Tokarsk T., Regonalne zróżncowane rynku pracy, Wadomośc Saysyczne 2005/11. [16] Tokarsk T., PKB a rynek pracy w nekórych krajach Europy Azj, Wadomośc Saysyczne 2006/4. [17] Tokarsk T., Przesrzenne zróżncowane bezroboca rejesrowanego w Polsce w laach , Gospodarka Narodowa 2008/7 8. [18] Tokarsk T., Przesrzenne zróżncowane bezroboca rejesrowanego w Polsce w laach , [w:] Ekonomera saysyka w procese modelowana, red. T. Walczak, Bbloeka Wadomośc Saysycznych,. 64, GUS, Warszawa [19] Tokarsk T., Regonalne zróżncowane bezroboca, Wadomośc Saysyczne nr 5/2010. [20] Tokarsk T. Zróżncowane podsawowych zmennych makroekonomcznych w powaach, [w:] Saysyczna analza przesrzennego zróżncowana rozwoju ekonomcznego społecznego Polsk, red. M. Trojak, T. Tokarsk, WUJ, Kraków 2013 (w druku).

13 Czynnk kszałujące 21 [21] Zarządzane zasobam ludzkm w warunkach nowej gospodark, red. Z. Wśnewsk, A. Poczowsk, Ofcyna Ekonomczna, Kraków THE FACTORS SHAPING THE REGIONAL DIFFERENCES OF REGISTERED UNEMPLOYMENT RATE BETWEEN THE YEARS The man objecve of he paper s descrpve and sascal analyss of key facors nfluencng he varably n he level of unemploymen rae n he Polsh provnces n The work ncludes boh a descrpve analyss of he average unemploymen raes n , as well as quarle groups of hs macroeconomc varable n subsequen years upon he me nervals. In addon, n he arcle a smple heorecal model s presened n whch he growh raes of regsered unemploymen n he comng years and provnces depend on he pas values of hese raes and he real growh of GDP n he provnces. Assumng ha he ncreases n he unemploymen raes depend on he rae of economc growh resuls manly from he followng facs. Frsly, he demand for labor s a derved demand requesed by he consumer n he commody marke. Secondly, s he resul of he ypcal Keynesan approach o he suaon on he labor marke, where Keynes as he reasons of unemploymen saw n nsuffcen demand for goods and servces,.e. on he commody marke. Thus he dependence of he curren unemploymen raes on he level of hese raes from he prevous perod resuls from he neral naure of unemploymen n Poland. Parameers of such a consruced heorecal model were esmaed boh by he ordnary leas squares mehod (OLS) and he generalzed mehod of momens (GMM) applyng he fxed effec procedure and effec and dummy varables whch ac as swches n case of he pas unemploymen rae. Inroducon of he fxed effec procedure o he esmaed equaons allows o ake no accoun he spaal heerogeney of he macroeconomc varables consdered n he arcle. However, he nroducon of he dummy varables sems from he fac ha hey are as a correcve varable of he mpac of unemploymen raes from he prevous perod on he change of he curren unemploymen rae and hs depends on wheher he rae of growh s posve or negave. Keywords: regonal dfferences n unemploymen rae, GDP and he unemploymen rae, he panel analyss of regonal unemploymen, fxed effec procedure. DOI: /rz.2013.hss.1 Teks złożono w redakcj: luy Przyjęo do druku: czerwec 2013.