Zróżnicowanie stóp bezrobocia rejestrowanego w układzie powiatowym w latach

Transkrypt

1 GOSPODARKA NARODOWA 9 (265) Rok LXXXIII/XXIV wrzeseń 2013 s Aleksandra MAJCHROWSKA * Katarzyna MROCZEK ** Tomasz TOKARSKI *** Zróżncowane stóp bezroboca rejestrowanego w układze powatowym w latach Streszczene: Celem artykułu są opsowe statystyczne analzy przestrzennego zróżncowana bezroboca rejestrowanego w Polsce w przekroju powatów, jego determnantów oraz zman w latach Dokonano analzy wpływu czynnków geografcznych, hstorycznych admnstracyjnych na kształtowane sę różnc w pozome bezroboca w przekroju powatów, jak też, na grunce modelu teoretycznego, przedstawone zostały analzy dynamk zman bezroboca w badanym okrese. W analzach wykorzystano podstawowe metody ekonometr przestrzennej oszacowana parametrów równana regresj z efektam ndywdualnym (fxed effect). Przeprowadzone badana wskazały, że część utrzymujących sę różnc w stopach bezroboca w przekroju powatów wynka z czynnków admnstracyjnych (odległość powatu od stolcy województwa, grodzk lub zemsk rodzaj powatu) hstorycznych (położene na terenach dawnych zaborów). Powaty położone blżej centrów admnstracyjnych województw oraz powaty grodzke cechowały sę przecętne nższym stopam bezroboca. Nższe nż w pozostałych regonach były równeż (ceters parbus) stopy bezroboca na terenach danych zaborów austrackego nemeckego. Mamy doczynena z dynamcznym asymetrycznym charakterem dostosowań na powatowych rynkach pracy. Wskazały one, że przeszły pozom stóp bezroboca ma stotne znaczene dla jego przyrostu w kolejnych okresach oraz, że skala zman bezroboca jest asymetryczna. Spadek stóp bezroboca był (ceters parbus) slnejszy, nż jego wzrost. Przeprowadzone analzy wskazały równeż na stotne znaczene dla dynamk zman bezroboca czynnków * Unwersytet Łódzk, Katedra Makroekonom oraz Narodowy Bank Polsk, e-mal: arogut@ un.lodz.pl ** Unwersytet Jagellońsk, Katedra Ekonom Matematycznej, e-mal: mroczekka@gmal.com *** Unwersytet Jagellońsk, Katedra Ekonom Matematycznej, e-mal: tomtok@tlen.pl

2 70 GOSPODARKA NARODOWA Nr 9/2013 admnstracyjnych. Elastyczność zman stóp bezroboca względem produkcj sprzedanej przemysłu w powatach grodzkch była nższa nż w powatach zemskch. Ponadto w przypadku powatów grodzkch mocnej nż w powatach zemskch uwdocznła sę asymetryczność zman zachodzących na rynku pracy. Słowa kluczowe: rynek pracy, bezroboce regonalne lokalne, powatowe urzędy pracy, asymetryczność zman bezroboca, prawo Okuna Kody JEL: R23, J64 Artykuł wpłynął do druku 2 serpna 2013 r. Wstęp Bezroboce stanow jeden z najstotnejszych (jeśl ne najstotnejszy) problem społeczno-ekonomczny, z jakm boryka sę gospodarka polska. Pojawene sę bezroboca (szczególne na początku lat dzewęćdzesątych XX weku) było nezbędne w procese transformacj gospodark polskej, gdyż w sektorze publcznym występowały wówczas stotne przerosty zatrudnena, będące dzedzctwem gospodark centralne-planowanej. Dlatego też redukcje zatrudnena, czego skutkem było pojawenem sę bezroboca jawnego, były często jedynym sposobem na racjonalzację zatrudnena wzrost wydajnośc pracy tak na szczeblu mkro-, jak makroekonomcznym. Jednocześne wysoke bezroboce w Polsce stanowło chyba najważnejszy najbardzej dokuczlwy społeczne koszt (zakończonej sukcesem) transformacj gospodark polskej 1. Analzując kształtowane sę polskego bezroboca po roku 1990 należy zwrócć uwagę na to, że mmo jego znacznych zman w skal całej gospodark (w okresach szybkego wzrostu gospodarczego oraz spowolnena tego procesu) przestrzenne zróżncowane rozważanego w opracowanu zjawska ulegało jedyne neznacznym zmanom. Obszary, na których na początku lat dzewęćdzesątych XX weku pojawło sę wysoke bezroboce o charakterze strukturalnym, nadal są nm dotknęte, natomast duże masta aglomeracje mejske (z wyjątkem Łodz oraz częśc aglomeracj górnośląskej) stosunkowo dobrze radzą sobe z problemem bezroboca zarówno w okrese dobrej konunktury, jak wówczas, gdy gospodarka polska dotknęta jest spowolnenem wzrostu gospodarczego. Co węcej, polske bezroboce (szerzej) rynek pracy są stotne zróżncowane zarówno na szczeblu regonalnym (wojewódzkm), jak równeż na szczeblu lokalnym (tj. w powatach leżących wewnątrz poszczególnych województw) 2. 1 Warto w tym mejscu zauważyć, że wśród wszystkch krajów transformacj (z wyłączenem dotknętych w latach dzewęćdzesątych XX weku wojną krajów byłej Jugosław) bezroboce w Polsce na Słowacj było zdecydowane najwyższe (szerzej na ten temat por. np. [Adamczyk, 2005], [Adamczyk, Tokarsk, Włodarczyk, 2006] lub [Tokarsk, 2006]). 2 Najlepszym przykładem wewnętrznej nejednorodnośc wojewódzkch rynków pracy w Polsce wydaje sę rynek pracy w województwe mazoweckm, gdze okolce Warszawy charakteryzują sę nskm stopam bezroboca połączonym z wysokm odsetkam pracujących w sektorze

3 Aleksandra Majchrowska, Katarzyna Mroczek, Tomasz Tokarsk, Zróżncowane stóp Celem prezentowanego opracowana są opsowe statystyczne analzy przestrzennego zróżncowana polskego bezroboca rejestrowanego w przekroju powatów w latach Struktura opracowana jest następująca. W częśc drugej omówone zostało zróżncowane stóp bezroboca w przekroju powatów w Polsce oraz wpływ czynnków geografcznych, hstorycznych admnstracyjnych na kształtowane sę powyższych różnc. W częśc trzecej, na grunce modelu teoretycznego, przedstawone zostały analzy dynamk zman bezroboca w przekroju powatów. Część czwarta zawera podsumowane najważnejsze wnosk. Zróżncowane stóp bezroboca w Polsce według powatów w latach Na mape 1 oraz w tablcy 1 zlustrowano dane statystyczne opsujące przestrzenne zróżncowane stóp bezroboca rejestrowanego w powatach w latach W tablcy 1 zestawone są lczby powatów w kolejnych grupach kwntylowych ze względu na stopy bezroboca rejestrowanego w poszczególnych województwach. W perwszej grupe kwntylowej znajduje sę 20% powatów o najwyższych wartoścach owej zmennej makroekonomcznej, w ostatnej zaś 20% powatów o najnższych stopach bezroboca rejestrowanego. Rozważając przestrzenne zróżncowane owej zmennej makroekonomcznej przecętne w latach można wycągnąć następujące wnosk (por. też np. [Rogut, Tokarsk, 2001, 2007], [Kwatkowsk, Tokarsk, 2007], [Tokarsk, 2005abc, 2008, 2010ab] lub [Szewczyk, Tokarsk, 2012]): najwyższym, przekraczającym 30%, stopam bezroboca rejestrowanego charakteryzowały sę powaty szydłoweck (województwo mazowecke, 35,97%), branewsk (warmńsko-mazurske, 35,05%), bartoszyck (warmńsko-mazurske, 34,58%), łobesk (zachodnopomorske, 34,39%), psk (warmńsko-mazurske, 33,84%), bałogardzk (zachodnopomorske, 33,20%), węgorzewsk (warmńsko-mazurske, 32,99%), nowodworsk gdańsk (pomorske, 32,61%), śwdwńsk (zachodnopomorske, 32,09%), drawsk (zachodnopomorske, 31,98%), krośneńsk odrzańsk (lubuske, 31,31%), choszczeńsk (zachodnopomorske, 30,79%), gołdapsk (warmńsko-mazurske, 30,71%), radomsk (mazowecke, 30,62%), gryfck (zachodnopomorske, 30,57%), koszalńsk (zachodnopomorske, 30,49%), ldzbarsk (warmńsko-mazurske, 30,34%), szczecneck (zachodnopomorske, 30,23%) kętrzyńsk (warmńsko-mazurske, 30,11%). Są to główne powaty popegeerowske, usług rynkowych, zaś w rolnczych powatach na północy województwa oraz na postndustralnych obszarach otaczających Radom bezroboce jest znaczne wyższe, nż w centrum województwa mazoweckego. Szerzej na ten temat por. np. [Tokarsk, 2010a, 2013]. 3 Wybór tego przedzału czasu wynkał z dostępnośc danych statystycznych w przekroju powatów dotyczących zarówno stóp bezroboca rejestrowanego, jak produkcj sprzedanej przemysłu, gdyż zmany stóp bezroboca są w opracowanu uzależnane m.n. od tempa produkcj sprzedanej przemysłu w powatach.

4 72 GOSPODARKA NARODOWA Nr 9/2013 Mapa 1 Przestrzenne zróżncowane stóp bezroboca w powatach (w %, przecętne w latach ) 23,4 do 36,3 (78) 18,6 do 23,4 (73) 15,6 do 18,6 (68) 11,9 do 15,6 (80) 4,3 do 11,9 (79) Źródło: oblczena własne na podstawe danych na strone w perwszej grupe kwntylowej pod względem stóp bezroboca rejestrowanego (a zatem w grupe kwntylowej o najwyższych wartoścach owej zmennej makroekonomcznej) domnowały powaty leżące w województwach popegeerowskch. Znajdowało sę tam bowem 17 powatów leżących w województwe warmńsko-mazurskm, 14 w zachodnopomorskm, 11 w kujawsko-pomorskm, 10 w dolnośląskm, 8 w pomorskm, 5 w mazoweckm, 4 w lubuskm, 3 w podkarpackm oraz po 2 powaty z województw opolskego śwętokrzyskego. Ne było tam zaś żadnego powatu pochodzącego z województw lubelskego, łódzkego, małopolskego, podlaskego, śląskego welkopolskego, Tablca 1 Lczby powatów w grupach kwntylowych stóp bezroboca w latach Województwo Grupa kwntylowa perwsza druga trzeca czwarta pąta Dolnośląske Kujawsko-pomorske Lubelske Lubuske Łódzke Małopolske

5 Aleksandra Majchrowska, Katarzyna Mroczek, Tomasz Tokarsk, Zróżncowane stóp cd. tabel 1 Województwo Grupa kwntylowa perwsza druga trzeca czwarta pąta Mazowecke Opolske Podkarpacke Podlaske Pomorske Śląske Śwętokrzyske Warmńsko-mazurske Welkopolske Zachodnopomorske Źródło: oblczena własne na podstawe danych na strone w drugej grupe kwntylowej (czyl w grupe o wysokch stopach bezroboca rejestrowanego) najwęcej powatów pochodzło z województw mazoweckego (11) kujawsko-pomorskego (9). Ponadto do grupy tej należało równeż po 8 powatów leżących w województwe podkarpackm, 7 w dolnośląskm, 6 powatów z województwa lubuskego, po 5 powatów z województw śląskego welkopolskego, po 4 z lubelskego łódzkego, po 3 z małopolskego, pomorskego śwętokrzyskego oraz po 2 powaty reprezentujące województwa opolske, podlaske, warmńsko-mazurske zachodnopomorske, w czwartej grupe kwntylowej (a węc w grupe kwntylowej o nskch stopach bezroboca rejestrowanego w latach ) najwęcej powatów pochodzło z województwa śląskego (11). Znalazło sę tu także po 9 powatów leżących w województwach lubelskm, łódzkm welkopolskm, 4 w śwętokrzyskm, po 3 reprezentowały województwa dolnośląske, opolske, podkarpacke śląske, po 2 powaty podlaske zachodnopomorske oraz 1 powat z województwa lubuskego. W grupe tej ne mały swoch reprezentantów województwa kujawsko-pomorske warmńsko-mazurske, natomast w grupe kwntylowej o najnższych stopach bezroboca zdecydowane domnowały powaty leżące w województwach welkopolskm (13) śląskm (12). Do grupy tej należało też po 8 powatów z województw małopolskego mazoweckego, 7 z podlaskego, 5 z łódzkego, po 3 powaty z województw dolnośląskego, lubelskego, opolskego, pomorskego śwętokrzyskego, po 2 z kujawsko-pomorskego, lubuskego podkarpackego oraz po 1 powece z warmńsko-mazurskego zachodnopomorskego, najnższe (nższe od 10%) średne stopy bezroboca rejestrowanego w rozważanym przedzale czasu notowane były w powatach: Tarnów (małopolske, 9,93%), Rybnk (śląske, 9,89%), oleskm (opolske, 9,77%), Leszno (welkopolske, 9,63%), Glwce (śląske, 9,59%), nowotomyskm (welkopolske,

6 74 GOSPODARKA NARODOWA Nr 9/2013 9,54%), wysokomazoweckm (podlaske, 9,41%), skernewckm (łódzke, 9,13%), Bydgoszcz (kujawsko-pomorske, 9,05%), grodzskm welkopolskm (welkopolske, 9,00%), belskm podlaskm (podlaske, 8,95%), Tychy (śląske, 8,94%), pszczyńskm (śląske, 8,71%), grodzskm mazoweckm (mazowecke, 8,61%), pruszkowskm (mazowecke, 8,52%), sematyckm (podlaske, 8,43%), wolsztyńskm (welkopolske, 8,41%), Rzeszów (podkarpacke, 8,19%), grójeckm (mazowecke, 8,16%), warszawskm wschodnm (mazowecke, 8,13%), Olsztyn (warmńsko-mazurske, 8,12%), Wrocław (dolnośląske, 7,97%), Opole (opolske, 7,70%), paseczyńskm (mazowecke, 7,66%), Belsko-Bała (śląske, 7,64%), Krosno (podkarpacke, 7,50%), Gdańsk (pomorske, 7,49%), beruńsko-lędzńskm (śląske, 7,44%), kępńskm (welkopolske, 6,94%), Gdyna (pomorske, 6,47%), poznańskm (welkopolske, 6,09%), Kraków (małopolske, 5,69%), Sopot (pomorske, 5,42%), Katowce (śląske, 5,33%), Poznań (welkopolske, 4,69%) Warszawa (mazowecke, 4,36%), z mapy 1 płyną równeż trzy następujące, bardzej ogólne wnosk. Po perwsze, nższym stopam bezroboca rejestrowanego w latach zazwyczaj charakteryzowały sę powaty leżące w dużych aglomeracjach mejskch (z wyjątkem aglomeracj łódzkej). Dzeje sę tak dlatego, że aglomeracje te są centam rozwoju ekonomcznego na pozome ogólnokrajowym. Po druge, w powatach grodzkch stopy bezroboca rejestrowanego są zazwyczaj nższe od otaczających je powatów zemskch, gdyż powaty te są nadal centram rozwoju ekonomcznego na pozome regonalnym (np. Rzeszów) lub lokalnym (np. Krosno). Po trzece, na skutek wysokego bezroboca ukrytego w rolnctwe stopy bezroboca na terenach rolnczych (leżących w znacznej merze w Polsce wschodnej) są zazwyczaj nższe od tych, które są notowane na terenach nerolnczych (szerzej na ten temat por. też [Kwatkowsk, Kucharsk, Tokarsk, 2004]). Rozważając przestrzenne zróżncowane polskego bezroboca warto równeż spojrzeć na owo zjawsko w podzale powatów na grodzke (będące centram rozwoju ogólnokrajowego, regonalnego lub lokalnego) zemske oraz w podzale na powaty leżące na zemach byłych zaborów austrackego, rosyjskego, nemeckego oraz zem włączonych do Polsk w 1945 roku 4. Drug z proponowanych tu podzałów wydaje sę szczególne stotny z punktu wdzena polskego rynku pracy, gdyż szczególne w powatach zemskch na terenach byłych zaborów austrackego rosyjskego domnowało w 1989 roku nsko produktywne rolnctwo rodznne, a na zemach byłego zaboru nemeckego (w szczególnośc w Welkopolsce) rolnctwo było znaczne lepej rozwnęte, nż na terenach zaboru austrackego rosyjskego. Natomast na terenach włączonych do Polsk w 1945 roku utworzono PGR-y, które zlkwdowano na 4 Poneważ ne zawsze grance obecnych powatów leżących na grancach byłych zaborów pokrywały sę z grancam owych zaborów, zatem podzelono powaty według tego, w jakm zaborze leżała w 1914 roku (w przypadku zem zaborów austrackego, rosyjskego nemeckego) lub w 1939 roku (w przypadku zem włączonych do Polsk w 1945 roku) stolca obecnego powatu.

7 Aleksandra Majchrowska, Katarzyna Mroczek, Tomasz Tokarsk, Zróżncowane stóp początku transformacj systemowej, co było nadal jest przyczyną utrzymującego sę tam wysokego bezroboca o charakterze strukturalnym. Dane statystyczne dotyczące stóp bezroboca rejestrowanego w podzale na powaty grodzke zemske oraz powaty zem byłych zaborów zem włączonych do Polsk zestawone są na wykresach 1-2 oraz w tablcy 2. Z wykresów tych oraz wspomnanej tablcy płyną następujące wnosk: Wykres 1 Średne neważone stóp bezroboca rejestrowanego w powatach grodzkch zemskch w latach (w %) Grodzke Zemske Źródło: oblczena własne na podstawe danych na strone Wykres 2 Średne neważone stóp bezroboca rejestrowanego w powatach byłego zaboru austrackego (A), rosyjskego (R), nemeckego (N) oraz zemach włączonych do Polsk w 1945 roku (W) w latach (w %) A R N W Źródło: oblczena własne na podstawe danych na strone

8 76 GOSPODARKA NARODOWA Nr 9/2013 zarówno w powatach grodzkch, jak zemskch trajektore stóp bezroboca rejestrowanego przypomnały te, które występowały w całej gospodarce polskej, w powatach grodzkch stopy bezroboca rejestrowanego w latach były średno o ok. 5,7 punktu procentowego nższe od tych, które notowano w powatach zemskch. Najnższą różncę pomędzy owym stopam zanotowano w 2002 roku (3,7 punktu procentowego), najwyższą zaś w roku (6,5 punktu procentowego), powaty grodzke w latach należały główne do grup kwntylowych o najnższych (29 powatów) nskch (15 powatów) stopach bezroboca. Natomast powaty zemske znajdowały sę najczęścej w grupach kwntylowych o najwyższych (74 powaty) wysokch (68 powatach) wartoścach owej zmennej makroekonomcznej, trajektore stóp bezroboca rejestrowanego w grupach powatów utworzonych ze względów hstorycznych, były (kształtem) zblżone do trajektor stopy bezroboca w Polsce, najwyższym stopam bezroboca rejestrowanego w latach charakteryzowały sę powaty leżące na zemach włączonych do Polsk w 1945 roku. Stopy bezroboca w tych powatach były przecętne o ok. 5,4 punktu procentowego wyższe od tych obserwowanych w powatach byłego zaboru rosyjskego, ok. 5,9 punktu procentowego wyższe od powatów byłego zaboru nemeckego ok. 6,0 punktu procentowego wyższe od powatów byłego zaboru austrackego. średne stopy bezroboca w analzowanym w opracowanu przedzale czasu w powatach zem włączonych do Polsk w 1945 roku wynosły ok. 21,7%, w powatach byłego zaboru rosyjskego 16,3%, austrackego nemeckego 15,7%, Tablca 2 Lczby powatów w grupach kwntylowych ze względu na typy powatów z punktu wdzena stóp bezroboca w latach Typy powatów Grupa kwntylowa perwsza druga trzeca czwarta pąta Grodzke Zemske Zeme byłego zaboru austrackego Zeme byłego zaboru rosyjskego Zeme byłego zaboru nemeckego Zeme włączone do Polsk w 1945 roku Źródło: oblczena własne na podstawe danych na strone tylko 3 powaty leżące na zemach byłego zaboru austrackego znajdowały sę w latach w grupe kwntylowej o najwyższych stopach bez-

9 Aleksandra Majchrowska, Katarzyna Mroczek, Tomasz Tokarsk, Zróżncowane stóp roboca. Pozostałe 46 powatów z tych zem dość równomerne rozłożyło sę w pozostałych grupach kwntylowych, powaty zem byłego zaboru rosyjskego w marę równomerne rozłożyły sę w grupach kwntylowych o wysokch (33 powaty), średnch (37 powatów) nskch (równeż 37 powatów) stopach bezroboca rejestrowanego. Ponadto 27 powatów z tej grupy powatów znalazło sę w grupe kwntylowej o najnższych stopach bezroboca, zaś 9 powatów w grupe o najwyższych stopach bezroboca, 22 spośród 69 powatów byłego zaboru nemeckego należało w latach do grupy kwntylowej o najnższych stopach bezroboca, pozostałe powaty leżące na tych zemach dość równomerne rozłożyły sę w pozostałych grupach kwntylowych, natomast powaty leżące na zemach włączonych do Polsk w 1945 roku najczęścej znajdowały sę w perwszej grupe kwntylowej ze względu na stopy bezroboca rejestrowanego (aż 53 powaty). 21 powatów należało do drugej grupy kwntylowej, 15 do trzecej, 13 do czwartej 14 powatów do pątej grupy kwntylowej. Analzując przecętne pozomy stóp bezroboca rejestrowanego w latach można równeż dokonać prostego oszacowana parametrów równana regresj, w którym przecętne pozomy owych stóp zależne będą od czynnków admnstracyjnych (powaty grodzke zemske), hstorycznych (powaty zem byłych zaborów oraz zem włączonych do Polsk w 1945 roku), geografcznych (odległość stolcy powatu od stolcy województwa, w którym powat leży oraz od Warszawy) 5 oraz czynnków urbanstycznych. Oddzaływane czynnków admnstracyjnych może wynkać stąd, że jak wcześnej wspomnano powaty grodzke stanową zazwyczaj centra rozwoju ekonomcznego na pozome ogólnokrajowym (np. Warszawa, Kraków, Poznań, Wrocław, Trójmasto czy aglomeracja śląsko-dąbrowska), regonalnym (np. Rzeszów czy Kelce) bądź lokalnym (np. Tarnów lub Nowy Sącz). Oddzaływane czynnków hstorycznych można uzasadnć różną strukturą rolnctwa. Wpływ czynnków geografcznych wynkać może stąd, ż m dalej oddalony jest dany powat od centrum rozwoju ogólnokrajowego (Warszawy) lub regonalnego (stolca województwa), tym nższy jest pozom aktywnośc ekonomcznej ludnośc tam meszkającej, co może sę przekładać na nższe zatrudnene wyższe bezroboce. Natomast oddzaływane czynnka urbanstycznego może wynkać z tzw. efektu aglomeracj. Efekt ów zaś polega na tym, że we współczesnych gospodarkach wększość aktywnośc ekonomcznej koncentruje sę w dużych aglomeracjach, co prowadz do wnosku, ż właśne tam zatrudnene pownno być wysoke, zaś bezroboce nske (szerzej na temat efektu aglomeracj por. np. [Gajewsk, 2002, 2003, 2007]). 5 W przypadku powatów, które mają dwe stolce (jak np. powat ropczycko-sędzszowsk w województwe podkarpackm) polczono średną odległość obu stolc powatu od stolcy województwa oraz od Warszawy.

10 78 GOSPODARKA NARODOWA Nr 9/2013 Równane przecętnej stopy bezroboca rejestrowanego, uwzględnające wspomnane uprzedno czynnk, w powatach w latach zapsać można następująco 6 : u = a+ a G + b A + b R + b N + c ln^1+ S h+ c ln^1+ W h + durb, (1) G A R N S W gdze: u oznacza przecętną stopę bezroboca rejestrowanego w latach w powece, G zmenne zerojedynkowa przyjmująca wartość 1 wówczas, gdy -ty powat jest powatem grodzkm, 0 w pozostałych przypadkach, A zmenna zerojedynkowa przyjmująca wartość 1 wówczas, gdy stolca -tego powatu leżała w 1914 roku w monarch austro-węgerskej, 0 w pozostałych przypadkach, R zmenna zerojedynkowa przyjmująca wartość 1 wówczas, gdy stolca -tego powatu leżała w 1914 roku w cesarstwe rosyjskm, 0 w pozostałych przypadkach, N zmenna zerojedynkowa przyjmująca wartość 1 wówczas, gdy stolca -tego powatu leżała w 1914 roku w cesarstwe nemeckm, 0 w pozostałych przypadkach 7, S odległość drogowa (wyrażona w km) stolcy -tego powatu od stolcy województwa, w którym powat ten leży, W odległość drogowa (wyrażona w km) stolcy -tego powatu od Warszawy, urb stopa urbanzacj w powece -tym. Parametry a, a G, b A, b R, b N, g S, g W, d Î R nterpretuje sę ekonomczne następująco: a jest stałą, która ne ma bezpośrednej nterpretacj ekonomcznej, a G oznacza (wyrażone w punktach procentowych) odchylene przecętnych stóp bezroboca w powatach grodzkch od owych stóp w powatach zemskch, 6 W równanu (1) berze sę pod uwagę wyrażena ln(1 + S ) oraz ln(1 + W ) z tego względu, ż jeśl weźme sę funkcję (x) = ln(1 + x), dla dowolnego x ³ 0, to: oraz: f^0h = 0, fl x 1 ^ h = > 0 6x > 0, 1 + x fm x 1 ^ h =- 2 < 06x > 0 ^1 + xh lm fx ^ h =+3. x " + 3 Wynka stąd, że jeśl wartość zmennej x rośne od 0 do +, to wartośc funkcj (x) rośną coraz wolnej od 0 do +. 7 Płyne stąd wnosek, że powatam bazowym, z hstorycznego punktu wdzena są powaty, których stolce zostały włączone do Polsk w 1945 roku.

11 Aleksandra Majchrowska, Katarzyna Mroczek, Tomasz Tokarsk, Zróżncowane stóp b A, b R oraz b N przecętne odchylene (wyrażone w punktach procentowych) stóp bezroboca na zemach byłego zaboru austrackego, rosyjskego nemeckego od tych, które były notowane na zemach włączonych do Polsk w 1945 roku, poneważ przy warunku ceters parbus: du = c 1 1 S ds S. c + S ds S oraz: du 1 d d, W W W = cw 1. c + W W zatem parametry g S g W oznaczają (wyrażone w punktach procentowych) przyrosty lokalnych stóp bezroboca du powstałe na skutek wzrostu oddalena stolcy -tego powatu od stolcy województwa Warszawy o 1% (czyl o ds / S dw / W ); natomast parametr d merzy słę oddzaływana stopy urbanzacj w -tym powece na stopę bezroboca w owym powece. Oszacowane metodą najmnejszych kwadratów (dalej MNK) parametry równana (1) przedstawono w tablcy 4. Z przestawonych w tej tablcy oszacowań wycągnąć można następujące wnosk 8 : Tablca 3 Oszacowane MNK wartośc parametrów równana (1) Zmenna objaśnająca: Oszacowany parametr: Stała 0,140 * G -0,0481 * A -0,0583 * R -0,0480 * N -0,0520 * ln(1 + S ) 0,0132 * ln(1 + W ) 0,00438 urb 0,00982 Skor. R 2 0,311 Lczba obserwacj 379 Skor. R 2 skorygowany współczynnk determnacj, * zaznaczono zmenne stotne statystyczne na 1% pozome stotnośc. Pozostałe zmenne ne są stotne statystyczne nawet na 20% pozome stotnośc. Źródło: oblczena własne spośród zmennych objaśnających przecętne stopy bezroboca rejestrowanego w latach na lokalnych rynkach pracy jedyne odległość 8 Interpretacje oszacowań parametrów równana (1) wymagają klauzul ceters parbus.

12 80 GOSPODARKA NARODOWA Nr 9/2013 stolcy powatu od Warszawy oraz stopa urbanzacj ne okazały sę zmennym stotne statystyczne oddzałującym na zmenną objaśnaną, wydaje sę, ż brak oddzaływana odległośc od Warszawy na powatowe stopy bezroboca można tłumaczyć w ten sposób, że na sytuację na lokalnym rynku pracy (szczególne z dala od centrów rozwoju ogólnokrajowego) znaczne slnej oddzałuje sytuacja w najblższym centrum rozwoju regonalnego (stolcy województwa) lub lokalnego (stolcy starego województwa). Natomast brak oddzaływana stóp urbanzacj na stopy bezroboca wynka zaś z wysokej współlnowośc pomędzy stopą urbanzacj (która w powatach grodzkch wynos zazwyczaj 100%) a zmenną zerojedynkową dla powatów grodzkch, w powatach grodzkch stopa bezroboca rejestrowanego była średno o ok. 4,8 punktu procentowego nższa nż w powatach zemskch, w powatach leżących na zemach byłego zaboru austrackego stopy bezroboca były średno o ok. 5,8 punktu procentowego nższe, nż w powatach zem włączonych do Polsk w 1945 roku. W powatach byłego zaboru rosyjskego stopy te były zaś średno nższe o ok. 4,8 punktu procentowego, w powatach byłego zaboru nemeckego o ok. 5,2 punktu procentowego nższe, nż w powatach, które zostały włączone do Polsk w 1945 roku, wzrost odległośc stolcy powatu od stolcy województwa o 1% powodował przecętny wzrost stopy bezroboca na lokalnym rynku pracy o ok. 1,32 punktu procentowego. Analzy dynamk zman stóp bezroboca w przekroju powatów w latach Teoretyczne ujęce dynamk zman bezroboca na lokalnych rynkach pracy Do analz dynamk zman stóp bezroboca na powatowych rynkach pracy wykorzystany został prosty model teoretyczny (por. np. [Tokarsk, 2005b, s ]), w którym przyrosty stóp bezroboca rejestrowanego na pozome regonów można uzależnć od pozomu regonalnych stóp bezroboca rejestrowanego oraz stóp wzrostu produkcj. W tym celu należy posłużyć sę defncją stopy bezroboca 9 : () t U() t L () t u 1 U () t L () t N () t, = = - (2) + gdze u (t) oznacza stopę bezroboca w powece w momence t, U (t) lczbę bezrobotnych w powece w momence t, L (t) lczbę pracujących, zaś N (t) podaż pracy (utożsamaną z sumą lczby pracujących bezrobotnych). 9 O wszystkch występujących w punkce 3.1 zmennych makroekonomcznych zakłada sę, ż są różnczkowalnym funkcjam czasu t Î [0; + ). Zaps ẋ(t) = dx/dt oznaczał będze pochodną zmennej x po czase t, czyl ekonomczne rzecz borąc przyrost wartośc owej zmennej w momence t.

13 Aleksandra Majchrowska, Katarzyna Mroczek, Tomasz Tokarsk, Zróżncowane stóp Różnczkując równane (2) wyglądem czasu t otrzymuje sę przyrost stopy bezroboca dany wzorem: Lo () () () () () () () () t tn t- L tno t L t No t Lo t uo =- 2 = > - H, ^N () t h N() t N() t L() t a stąd oraz z równana (2) wynka, że przyrost stopy bezroboca można zapsać następująco: No () t Lo () t uo () t = ^1 -u() t hf - p. (3) N () t L () t Lo () t Następne zakładając, że stopa wzrostu lczby pracujących jest rosnącą L() t funkcją stopy wzrostu produkcj g, okazuje sę, że przyrost stopy bezroboca dany jest zależnoścą: No () t uo () t = ^1 -u() t h> -f c, N () t ^ hh (4) Lo () t df gdze = f c, L() t ^ h przy czym > 0. Z równana (4) wynka, ż przyrost dc stopy bezroboca jest malejącą funkcją stopy wzrostu produktu g oraz, jeżel stopa wzrostu podaży pracy jest wększa (mnejsza) od stopy wzrostu lczby pracujących, to przyrost stopy bezroboca jest malejącą (rosnącą) funkcją stopy bezroboca. Analzując wpływ stopy bezroboca oraz stopy wzrostu produkcj na przyrosty stóp bezroboca w powatach oszacowano parametry równana nawązującego do zależnośc (4) postac: (por. też np. [Dykas, Msak, 2013]): Tut = a0-btln Yt - a1ut-1+ a2dw ut- 1, (5) u t (u t 1 ) stopa bezroboca w powece w roku t (t 1) wyrażona w %, Y t welkość produkcj w powece w roku t, d W przełącznkowa zmenna zerojedynkowa, która przyjmuje wartość 1 w sytuacj, gdy u t > u t 1, 0 gdy u t u t-1, b parametr, który merzy wpływ zman welkośc produkcj na zmany stopy bezroboca, a 0 jest stałą, która ne ma bezpośrednej nterpretacj ekonomcznej, a 1 > 0 merzy słę oddzaływana opóźnonej o rok stopy bezroboca na przyrost stopy bezroboca wówczas, gdy stopa ta ne rośne, a 2 > 0 koryguje słę oddzaływana opóźnonej o rok stopy bezroboca na wzrost tej stopy w sytuacj rosnących stóp bezroboca.

14 82 GOSPODARKA NARODOWA Nr 9/2013 Równane (5) może być traktowane jako pewna modyfkacja prawa Okuna 10, w przypadku której uwzględnony został dynamczny asymetryczny charakter dostosowań na rynku pracy. Welkość zman stopy bezroboca jest malejącą funkcją jego przeszłych wartośc. Im wyższy był pozom bezroboca w poprzednm okrese, tym skala dostosowań jest (ceters parbus) słabsza. Ponadto, obserwacja zman zachodzących na rynkach pracy wskazuje na ch asymetryczność. Te same zmany welkośc produkcj, co do modułu, ale o różnych znakach (wzrost lub spadek) przekładać sę będą na różne, co do skal, zmany bezroboca. Źródłem asymetrycznośc dostosowań na rynku pracy są w dużym stopnu czynnk nstytucjonalne (koszty zatrudnana zwalnana, dostępność elastycznych form zatrudnena, możlwość dostosowywana wynagrodzeń do zman konunktury etc.). Przeprowadzone wcześnej analzy dynamk zman bezroboca w przekroju województw w Polsce w latach (por. [Dykas, Msak, Tokarsk, 2013]) potwerdzły, że (po perwsze) zmany welkośc produkcj mały stotny wpływ na zmany stóp bezroboca, przy czym elastyczność zman bezroboca względem zman welkośc PKB była zblżona do szacunków wynkających z prawa Okuna wynosła ok. 0,3. Po druge analzy te pokazały, że dostosowana na wojewódzkch rynkach pracy przebegają asymetryczne. W warunkach nerosnących stóp bezroboca każdy kolejny punkt procentowy stopy bezroboca w roku poprzednm obnżał przyrosty stóp bezroboca na pozome województw o (w zależnośc od przyjętej metody) ok. 0,09-0,1 punktu procentowego. Natomast gdy stopy bezroboca rosły, to każdy kolejny punkt procentowy stopy bezroboca podnosł przyrost tej zmennej o ok. 0,04-0,08 punktu procentowego. Podjęte w opracowanu badana są kontynuacją podjętych tam analz, które zostały rozszerzone na pozom powatów, analzowany okres to lata Oszacowane parametrów modelu w przekroju powatów Równane (5) było punktem wyjśca do przeprowadzonych analz dynamk zman bezroboca w Polsce w przekroju powatów: Tut = a0-btln Yt - a1ut-1+ a2dw ut- 1+ pt, (6) gdze: u t stopa bezroboca w powece ( = 1, 2,, 379) w roku t (t = 2002, 2003,, 2011), Y t produkcja sprzedana przemysłu 11 w powece w roku t (mln zł, ceny stałe z 2009 roku), skąd wynka, ż D ln Y t jest stopą wzrostu owej produkcj, x t składnk losowy. 10 Prawo Okuna to zależność pomędzy zmanam stopy bezroboca a zmanam welkośc produkcj. Zależność tę można zapsać jako: Du = a + bd lny, gdze Du zmany stopy bezroboca, D ln Y względne zmany welkośc produkcj, b elastyczność zman stopy bezroboca względem zman produkcj. 11 Ze względu na brak dostępnych danych dotyczących PKB w przekroju powatów, zdecydowano sę wykorzystać dane o produkcj sprzedanej przemysłu (które obejmuje jedyne podmoty

15 Aleksandra Majchrowska, Katarzyna Mroczek, Tomasz Tokarsk, Zróżncowane stóp Parametry równana (6) nterpretuje sę analogczne, jak parametry równana (4); Parametry równana (6) oszacowane zostały MNK oraz metodą efektów ndywdualnych (fxed effects, por. np. [Pndyck, Rubnfeld, 1991, s ]). Jednakże przeprowadzone testy (test F pokazujący, czy efekty ndywdualne są równe zero) wskazały na nestotność efektów ndywdualnych. Wartośc oszacowanych parametrów równana (6) dla całej próby (379 powatów w latach ) znajdują sę w tablcy Z przedstawonych tam oszacowań wynka co następuje: zmany welkośc produkcj sprzedanej przemysłu ne były kluczową zmenną objaśnającą zmany stóp bezroboca na powatowych rynkach pracy w Polsce (objaśnały one ok. 2,5% zmennośc stóp bezroboca w analzowanym okrese). Tak nske objaśnene wynka z nedoskonałośc wykorzystanej mary (w nektórych powatach udzał przemysłu w tworzenu wartośc dodanej jest newelk, dodatkowo wykorzystana mara obejmuje tylko podmoty zatrudnające co najmnej 10 osób). Przecętna elastyczność zman stóp bezroboca względem zman produkcj sprzedanej przemysłu wynosła 0,13-0,14, była zatem (ze względu na zastosowaną marę) znaczne nższa nż wartość wynkająca z prawa Okuna, stotne znaczene mały natomast zmenne uwzględnające dynamczny asymetryczny charakter dostosowań na powatowych rynkach pracy. Wskazują one na to, że (po perwsze) pozom stóp bezroboca ma stotne znaczene dla welkośc jego przyrostu w kolejnym okrese oraz (po druge), że skala zman bezroboca jest asymetryczna. Spadek stóp bezroboca był (ceters parbus) slnejszy, nż jego wzrost. Gdy stopy bezroboca na powatowych rynkach pracy ne rosły (spadały lub pozostawały na tym samym co w poprzednm okrese pozome) każdy dodatkowy punkt procentowy stopy bezroboca przekładał sę przecętne na spadek bezroboca w kolejnym okrese o ok. 0,10 punktu procentowego. W przypadku rosnących stóp bezroboca, wzrost ten był przecętne na pozome ok. 0,014-0,030 punktu procentowego, stotna w rozważanym równanu okazała sę zmenna określająca, czy analzowany powat jest powatem grodzkm, czy zemskm. W powatach grodzkch, przecętne w całym badanym okrese, przyrosty stóp bezroboca rejestrowanego były o ok. 0,33 punktu procentowego nższe, nż w powatach zemskch. gospodarcze zatrudnające co najmnej 10 osób) zdając sobe sprawę, że stanow ona tylko pewną część łącznej produkcj w danym powece. 12 W tablcy 4 znajdują sę równeż oszacowana równana (6) uwzględnenem zmennej zerojedynkowej dla powatów grodzkch.

16 84 GOSPODARKA NARODOWA Nr 9/2013 Tablca 4 Oszacowane wartośc parametrów równana (6) dla całej próby Zmenna Metoda estymacj objaśnająca MNK efekty ndywdualne Stała -0,450 *** 0,026 0,166 ** -0,444 *** 0,483 *** Grodzke -0,332 *** DlnY t -2,329 *** -1,376 *** -1,398 *** -2,439 *** -1,354 *** u t 1-0,099 *** -0,104 *** -0,125 *** d W u t 1 0,113 *** 0,107 *** 0,088 *** Skor. R 2 0,025 0,584 0,586 0,025 0,580 Lczba obserwacj 3411 Test F (prob.>f) 0,30 (1,000) 0,80 (0,997) *** zmenne stotne statystyczne przy 1% pozome stotnośc, ** zmenne stotne statystyczne przy 5% pozome stotnośc, * zmenne stotne statystyczne przy 10% pozome stotnośc, skor. R 2 skorygowany współczynnk determnacj, Test F (Prob.>F) wartośc testu F (prawdopodobeństwo prawdzwośc hpotezy zerowej o nestotnośc efektów ndywdualnych). Źródło: oblczena własne Dlatego też w kolejnym etape badana podjęto próbę odpowedz na pytane, czy dostosowana na powatowych rynkach pracy różną sę w przypadku powatów grodzkch zemskch. W tym celu parametry równana (6) oszacowano oddzelne dla każdej z powyższych podgrup. Podobne, jak dla całej próby zastosowano MNK oraz metodę efektów ndywdualnych, jednakże wartośc testu F wskazują na brak podstaw do wyodrębnena efektów ndywdualnych. Wynk tych analz zestawone w tablcy 5 wskazują, że: zarówno w przypadku powatów grodzkch, jak zemskch przeszłe pozomy bezroboca mały stotny wpływ na dynamkę tej zmennej, jednakże skala zman była różna. W przypadku powatów grodzkch spadek stóp bezroboca w okresach dobrej konunktury był slnejszy, nż w przypadku powatów zemskch (0,12 wobec 0,10 punktów procentowych), wolnejsze były natomast przyrosty stóp bezroboca. Oznacza to, że na terenach mejskch (powaty grodzke to duże średne masta) przedsęborcy łatwej zatrudnają w okrese dobrej konunktury, natomast wstrzymują sę ze zwalnanem pracownków w przypadku osłabena popytu. W powatach zemskch osłabene konunktury przekładało sę na slnejszy wzrost bezroboca, po częśc mogło być zwązane z rejestrowanem sę w urzędach pracy osób pracujących w okrese dobrej konunktury w szarej strefe, nższa była w powatach grodzkch elastyczność zman bezroboca względem zman produkcj sprzedanej przemysłu (0,12 wobec 0,15), co może potwerdzać postawoną wcześnej tezę o różnym wpływe osłabena konunktury na zmany zatrudnena bezroboca. Należy równeż pamętać, że udzał produkcj sprzedanej w łącznej produkcj jest różny w poszczególnych typach powatów.

17 Aleksandra Majchrowska, Katarzyna Mroczek, Tomasz Tokarsk, Zróżncowane stóp Tablca 5 Oszacowane wartośc parametrów równana (6) oddzelne dla powatów grodzkch zemskch Typ powatów Zmenna grodzke zemske grodzke zemske objaśnająca metoda estymacj MNK efekty ndywdualne Stała 0,116 0,111 0,602 *** 0,427 *** DlnY t -1,218*** -1,469*** -1,222*** -1,432*** u t 1-0,119*** -0,101*** -0,155*** -0,119*** d W u t 1 0,071*** 0,112*** 0,032* 0,097*** Skor. R 2 0,499 0,596 0,492 0,595 Lczba obserwacj Test F (prob.>f) 0,61 (0,992) 0,79 (0,997) *** zmenne stotne statystyczne przy 1% pozome stotnośc, ** zmenne stotne statystyczne przy 5% pozome stotnośc, * zmenne stotne statystyczne przy 10% pozome stotnośc, skor. R 2 skorygowany współczynnk determnacj, Test F (Prob.>F) wartośc testu F (prawdopodobeństwo prawdzwośc hpotezy zerowej o nestotnośc efektów ndywdualnych) Źródło: oblczena własne Kolejnym krokem w prowadzonych w pracy analzach była próba odpowedz na pytane o zróżncowane procesów dostosowań na rynku pracy pomędzy poszczególnym województwam. W tym celu oszacowane zostały parametry równana (6) oddzelne dla powatów każdego z 16 województw przy zastosowanu MNK, gdyż efekty ndywdualne równeż w przypadku ponższych estymacj ne okazały sę stotne statystyczne. Wynk tych oszacowań zestawone są w tablcy 6. Wycągnąć z nch można następujące wnosk: oddzaływane powatowej stopy wzrostu produkcj DlnY t na przyrost powatowej stopy bezroboca rejestrowanego Du t okazało sę stotne statystyczne na lokalnych rynkach pracy tylko w 7 z 16 województw. Były to województwa welkopolske (oszacowana wartość parametru b równa ok. 3,189), dolnośląske (2,875), warmńsko-mazurske (2,523), pomorske (2,422), kujawsko-pomorske (1,783), małopolske (1,486) łódzke (1,449), jeśl chodz o oszacowana parametru stojącego przy opóźnonej stope bezroboca (bez zmennej przełącznkowej), to oszacowana te okazały sę stotne statystyczne w przypadku każdego z województw. Wartość oszacowanego parametru była najwyższa, co do wartośc bezwzględnej, w województwe opolskm (0,133), najnższa zaś w mazoweckm (0,065), równeż oszacowana parametru przy d w u t 1 były stotne statystyczne we wszystkch województwach. Najwyższą wartoścą oszacowana owego parametru charakteryzowało sę województwo małopolske (0,205) a najnższą opolske (0,090),

18 86 GOSPODARKA NARODOWA Nr 9/2013 Tablca 6 Oszacowane wartośc parametrów równana (6) dla poszczególnych województw Zmenna objaśnająca Województwo dolnośląske kujawsko-pomorske lubelske lubuske łódzke małopolske mazowecke opolske Stała -0,149-0,167-0,146-0,324-0,002-0,449* -0,565** 0,302 DlnY t -2,875*** -1,783*** -0,382-0,788-1,449** -1,486*** -0,402-0,974 u t 1-0,099*** -0,083*** -0,075*** -0,089*** -0,106*** -0,075*** -0,065*** -0,133*** d W u t 1 0,122*** 0,107*** 0,129*** 0,123*** 0,152*** 0,205*** 0,168*** 0,090*** Skor. R 2 0,606 0,632 0,623 0,533 0,669 0,687 0,593 0,602 Lczba obserwacj cd. tablcy 6 Zmenna objaśnająca Województwo podkarpacke podlaske pomorske śląske śwętokrzyske warmńsko-mazurske welkopolske zachodnopomorske Stała -0,011 0,306 0,111 0,189-0,061-0,388 0,161-0,233 DlnY t -0,988-0,474-2,422** -0,601-0,464-2,523*** -3,189*** -1,396 u t 1-0,068*** -0,116*** -0,120*** -0,127*** -0,076*** -0,070*** -0,126*** -0,092*** d W u t 1 0,155*** 0,097*** 0,091*** 0,106*** 0,135*** 0,109*** 0,128*** 0,092*** Skor. R 2 0,620 0,599 0,547 0,559 0,602 0,628 0,549 0,586 Lczba obserwacj *** zmenne stotne statystyczne przy 1% pozome stotnośc, ** zmenne stotne statystyczne przy 5% pozome stotnośc, * zmenne stotne statystyczne przy 10% pozome stotnośc, skor. R 2 skorygowany współczynnk determnacj. Źródło: oblczena własne

19 Aleksandra Majchrowska, Katarzyna Mroczek, Tomasz Tokarsk, Zróżncowane stóp zmenne objaśnające w równanach (6) dla poszczególnych województw objaśnały zmenność Du t pomędzy 53,3% (województwo lubuske) a 68,7% (województwo małopolske). Podsumowane Z przeprowadzonej w opracowanu analzy płyną następujące wnosk: wśród powatów o najwyższych stopach bezroboca rejestrowanego w latach domnowały powaty leżące w województwe warmńsko-mazurskm, zachodnopomorskm oraz kujawsko-pomorskm. Z kole najwęcej powatów, które wyróżnały sę najnższym wartoścam omawanej zmennej makroekonomcznej, leżało w województwach welkopolskm oraz śląskm. Warto zaznaczyć, że skrajne wartośc stopy bezroboca zostały odnotowane w powatach województwa mazoweckego najwyższa w powece szydłoweckm (35,97%), a najnższa w powece Warszawa (4,36%), zebrane dane pozwolły na sformułowane tezy, że pozom stóp bezroboca w powatach był determnowany mędzy nnym przez czynnk admnstracyjne hstoryczne. W centrach rozwoju ogólnokrajowego, regonalnego lokalnego (czyl w powatach grodzkch) w latach zostały odnotowane średno o około 5,7 punktu procentowego nższe stopy bezroboca, nż w pozostałych regonach Polsk (tj. powatach zemskch). Z kole uwarunkowana hstoryczne mają znaczny wpływ na strukturę rolnctwa w Polsce, co przekłada sę na sytuację na lokalnych rynkach pracy. Przeprowadzona analza pokazała, że najwyższym stopam bezroboca charakteryzowały sę powaty leżące na zemach włączonych do Polsk po 1945 roku. Na wspomnanych terenach stnały PGR-y, których lkwdacja była przyczyną wystąpena bezroboca o charakterze strukturalnym, problemu nerozwązanego do chwl obecnej. Średne stopy bezroboca w powatach leżących na zemach włączonych do Polsk po roku 1945 wynosły ok. 21,7% były przecętne wyższe od stóp bezroboca w powatach byłego zaboru rosyjskego, nemeckego austrackego o (kolejno) 5,4; 5,9 6,0 punktu procentowego, oszacowana parametrów równana regresj, w którym badano czynnk wpływające na przecętny pozom stóp bezroboca w powatach, potwerdzły stotny wpływ na zmenną objaśnaną czynnków admnstracyjnych hstorycznych. Dodatkowo na różnce w pozome stóp bezroboca w polskch powatach stotny statystyczne wpływ mała odległość stolcy powatu od stolcy województwa, do którego określony powat przynależy. Może być to nterpretowane w następujący sposób m dalej powat znajdował sę od centrum rozwoju regonalnego (którym z reguły są stolce nowych województw), tym nższa była w nm aktywność ekonomczna ludnośc, co wpływało na nższe zatrudnene wyższe bezroboce, przeprowadzone w opracowanu badane dynamk zman stopy bezroboca w przekroju powatów pokazało, że zarówno zmany welkośc produkcj

20 88 GOSPODARKA NARODOWA Nr 9/2013 sprzedanej przemysłu, jak równeż wysokość stopy bezroboca odnotowanej w roku wcześnejszym, mały stotny statystyczne wpływ na przyrost powatowych stóp bezroboca. Oszacowana potwerdzły także, że dostosowana na powatowych rynkach pracy w Polsce mają charakter asymetryczny. Stopa bezroboca slnej obnżała przyrost stopy bezroboca w kolejnym okrese w czase dobrej konunktury, nż podnosła przyrost stopy bezroboca w okrese złej konunktury, stotny wpływ na zróżncowane dynamk zman stopy bezroboca w polskch powatach mały czynnk admnstracyjne. Elastyczność zman stóp bezroboca względem produk cj sprzedanej przemysłu w powatach grodzkch była nższa, nż w powatach zemskch. Ponadto w przypadku powatów grodzkch mocnej nż w powatach zemskch uwdocznła sę asymetryczność zman zachodzących na rynku pracy. W dużych średnch mastach pracodawcy chętnej zwększają zatrudnene w okrese dobrej konunktury oraz wolnej redukują etaty w sytuacj obnżena popytu w porównanu z pracodawcam z terenów powatów zemskch, zmany zachodzące na powatowych rynkach pracy różnły sę pomędzy poszczególnym województwam. Otrzymane oszacowana parametrów równań pokazały, że wpływ stopy bezroboca na przyrost owej stopy w okrese kolejnym był stotny statystyczne we wszystkch województwach. Z kole stotność statystyczna stopy wzrostu produkcj (jako zmennej objaśnającej w omawanym modelu) została odnotowana jedyne w 7 z 16 województw. Wspomnana zmenna najslnej oddzaływała na zmenną objaśnaną w województwe welkopolskm. Bblografa Adamczyk A., [2005], Makroekonomczne uwarunkowana bezroboca transformacyjnego w Polsce, Czechach, Słowacj na Węgrzech, Wydawnctwo Akadem Ekonomcznej w Krakowe, Kraków. Adamczyk A., Tokarsk T., Włodarczyk R.W., [2006], Bezroboce transformacyjne w Europe Środkowej Wschodnej, Gospodarka Narodowa nr 9. Dykas P., Msak T., [2013], Determnanty przestrzennego zróżncowana wybranych zmennych makroekonomcznych w M. Trojak, T. Tokarsk [2013]. Dykas P., Msak T., Tokarsk T., [2013], Czynnk kształtujące regonalne zróżncowane stóp bezroboca rejestrowanego w Polsce w latach , opracowane powstałe w ramach grantu Mnsterstwa Nauk Szkolnctwa Wyższego nr N N kerowanego przez T. Tokarskego. Gajewsk P., [2002], Regonalne zróżncowane pozomu rozwoju gospodarczego Polsk w latach dzewęćdzesątych, praca magsterska napsana w Instytuce Ekonom Unwersytetu Łódzkego pod kerunkem E. Kwatkowskego. Gajewsk P., [2003], Zróżncowane rozwoju gospodarczego w latach 90., Wadomośc Statystyczne nr 11. Gajewsk P., [2007], Konwergencja regonalna w Polsce, praca magsterska napsana w Instytuce Ekonom Unwersytetu Łódzkego pod kerunkem T. Tokarskego. Kwatkowsk E., Kucharsk L., Tokarsk T., [2004], Makroekonomczne skutk nadzatrudnena w rolnctwe polskm w Z. Wśnewsk, A. Pocztowsk [2004].

21 Aleksandra Majchrowska, Katarzyna Mroczek, Tomasz Tokarsk, Zróżncowane stóp Kwatkowsk E., Tokarsk T., [2007], Bezroboce regonalne w Polsce w latach , Ekonomsta nr 4. Pndyck R.S., Rubnfeld D.L., [1991], Econometrc Models and Economc Forecast, McGraw-Hlls, New York etc. Rogut A., Tokarsk T., [2001, December], Regonal Dversty of Wages n Poland n 90 s, Internatonal Revew of Economcs and Busness Vol. XLVIII, No. 4. Rogut A., Tokarsk T., [2007], Determnanty regonalnego zróżncowana płac w Polsce, Ekonomsta nr 1. Szewczyk M.W., Tokarsk T., [2012], Taksonomczne wskaźnk rozwoju ekonomcznego województw powatów, referat prezentowany na konferencj Wzrost gospodarczy rynek pracy nnowacyjność gospodark organzowanej przez Katedrę Makroekonom Katedrę Mkroekonom Unwersytetu Łódzkego w czerwcu 2012 roku. Tokarsk T., [2005a], O zróżncowanu rozwoju ekonomcznego polskch regonów podregonów, Studa Prawno-Ekonomczne tom LXXI. Tokarsk T., [2005b], Statystyczna analza regonalnego zróżncowana wydajnośc pracy, zatrudnena bezroboca w Polsce, Wydawnctwo Polskego Towarzystwa Ekonomcznego, Warszawa. Tokarsk T., [2005c], Regonalne zróżncowane rynku pracy, Wadomośc Statystyczne nr 11. Tokarsk T., [2006], PKB a rynek pracy w nektórych krajach Europy Azj, Wadomośc Statystyczne nr 4. Tokarsk T., [2008], Przestrzenne zróżncowane bezroboca rejestrowanego w Polsce w latach , Gospodarka Narodowa nr 7-8. Tokarsk T., [2010a], Przestrzenne zróżncowane bezroboca rejestrowanego w Polsce w latach w T. Walczak [2010]. Tokarsk T., [2010b], Regonalne zróżncowane bezroboca, Wadomośc Statystyczne nr 5. Tokarsk T., [2013], Zróżncowane podstawowych zmennych makroekonomcznych w powatach w M. Trojak, T. Tokarsk [2013]. Trojak M., Tokarsk T. (red.), [2013], Statystyczna analza przestrzennego zróżncowana rozwoju ekonomczne społecznego Polsk, WUJ, Kraków (w druku). Walczak T. (red.), [2010], Ekonometra statystyka w procese modelowana, Bbloteka Wadomośc Statystycznych, tom 64, GUS, Warszawa. Wśnewsk Z., Pocztowsk A. (red.), [2004], Zarządzane zasobam ludzkm w warunkach nowej gospodark, Ofcyna Ekonomczna, Kraków.

22 90 GOSPODARKA NARODOWA Nr 9/2013 UNEMPLOYMENT RATE VARIATIONS IN POLAND IN Summary The artcle offers a descrptve and statstcal analyss of the dfferentaton of regstered unemployment across local areas n Poland. The author looks at the determnants of regstered unemployment and changes n the trend from 2002 to The artcle analyzes the mpact of geographcal, hstorcal and admnstratve factors on dfferences n unemployment at the county level. Moreover, on the bass of a theoretcal model, the author analyzes changes n unemployment n the studed perod. The research makes use of several basc methods used n spatal econometrcs, ncludng a fxed-effects regresson model. The study shows that some of the dfferences n unemployment rates by county are due to admnstratve factors, such as the dstance from a county to the largest cty n a specfc provnce and the type of county: whether t s an urban or rural area. Countes located closer to the admnstratve centers of ther respectve provnces and countes located n urban areas tended to have lower average unemployment rates durng the studed perod, the authors say. Hstorcal factors also play a role, accordng to the authors: unemployment rates n areas of Poland formerly under Austran and German rule tended to be lower than n other regons. The analyss of changes n unemployment rates n the studed perod shows that labor market adjustments at the county level are dynamc and asymmetrcal, the authors say. The analyss also shows that past unemployment rates have a sgnfcant mpact on the growth of unemployment n future perods and that the scope of changes n unemployment s asymmetrcal. Generally, labor market adjustments n urban countes were more asymmetrcal than n rural countes, the authors say. Keywords: labor market, unemployment, fxed-effects regresson, Okun s law JEL classfcaton codes: R23, J64