Model segmentowy bezzatrudnieniowego wzrostu gospodarczego

Transkrypt

1 Maria Jadamus-Hacura * Krysyna Melich-Iwanek ** Model segmenowy bezzarudnieniowego wzrosu gospodarczego Wsęp Wzros gospodarczy jes jednym z podsawowych czynników kszałujących rynek pracy. Rynek en jes szczególnie wrażliwy na zakłócenia wynikające ze zmienności koniunkury gospodarczej, zarówno krajowej, jak i globalnej. Dodania zależność rynku pracy i wzrosu gospodarczego jes oczywisa, ale przedmioem zaineresowania wielu ekonomisów jes problem zróżnicowania ilościowych relacji między nimi zachodzących. Owo zróżnicowanie jes jedną z cech charakeryzujących współczesne rynki pracy. Wzros gospodarczy zależy z jednej srony od zmian wielkości zarudnienia i jakości kapiału ludzkiego, a z drugiej od zmian w nakładach i jakości kapiału rzeczowego, a przede wszyskim od ich produkywności. Dlaego eż, przy odpowiednio wysokim empie wzrosu wydajności pracy, wzrosowi gospodarczemu może owarzyszyć zerowa lub ujemna sopa wzrosu zarudnienia. Zjawisko o w lieraurze znane jes jako bezzarudnieniowy wzros gospodarczy (jobless growh) [Kwiakowski, Tokarski, 2004 b, s. 268]. Przedmioem badań auorek była zależność obu sóp wzrosu w warunkach polskiej gospodarki, nie ylko w ujęciu ogólnym, ale również w wybranych jej sekcjach. Ponado podjęa zosała próba zasosowania pewnej modyfikacji powszechnie sosowanego, a jednocześnie dość częso kryykowanego, liniowego modelu opisującego zależność sóp wzrosu zarudnienia i produku krajowego bruo. Modyfikacja a polega na wykorzysaniu modelu segmenowego, uwzględniającego punky zwrone analizowanych szeregów czasowych. Przy okazji ineresujące było zbadanie czy momen akcesji Polski do UE można uznać za punk zmiany srukury modelu. * Dr, Kaedra Ekonomerii, Wydział Zarządzania, Uniwersye Ekonomiczny w Kaowicach, mhacura@ue.kaowice.pl, ul. Bogucicka 14, Kaowice ** Prof. UE, dr hab., Kaedra Ekonomerii, Wydział Zarządzania, Uniwersye Ekonomiczny w Kaowicach, melich@ue.kaowice.pl, ul. Bogucicka 14, Kaowice

2 156 Maria Jadamus-Hacura, Krysyna Melich-Iwanek Problem oceny bezzarudnieniowego wzrosu gospodarczego nabiera szczególnego znaczenia w warunkach posępującego spowolnienia polskiej gospodarki i dlaego rozważania zakończone zosały obliczeniem oczekiwanej sopy wzrosu zarudnienia, w warunkach założonego w budżecie pańswa na 2013 rok wzrosu gospodarczego. 1. Tradycyjny model sopy wzrosu zarudnienia 1.1. Model liniowy Badania bezzarudnieniowego wzrosu gospodarczego najczęściej prowadzone są na podsawie modelu liniowego wywodzącego się keynesisowskich modeli; wzrosu gospodarczego ypu Harroda-Domara oraz rynku pracy 1 o posaci [Kwiakowski, Tokarski, 2004 b, s ; Kwiakowski, Rogu, Tokarski, 2004 a]: r = α + β r + ε, (1) Z Y gdzie: rz sopa wzrosu liczby zarudnionych w roku ; ry sopa wzrosu PKB w roku ; α hipoeyczne empo zmian liczby pracujących przy zerowym wzroście PKB, β elasyczność zarudnienia względem PKB, ε składnik losowy modelu. Na podsawie oszacowanych warości paramerów modelu 1 wyznacza się empo wzrosu gospodarczego nie powodującego wzrosu liczby zarudnionych, zgodnie z formułą: a r Y0 b =. (2) Oznacza o, że wzros zarudnienia jes możliwy dopiero wedy, gdy empo wzrosu gospodarczego jes większe od ry Wyniki szacowania wskaźnika bezzarudnieniowego wzrosu gospodarczego Celem przeprowadzonych badań było oszacowanie warości wskaźnika 3, czyli empa wzrosu gospodarczego nie powodującego wzrosu liczby zarudnionych dla całej gospodarki oraz dla wybranych 1 Pierwony model o posaci poęgowej poddany zosał linearyzacji (przez logarymowanie), nasępnie rozważane były pierwsze różnice logarymów obu zmiennych. Osaecznie przyjęo założenie że różnice e są w przybliżeniu równe sopom wzrosu zarudnienia i PKB.

3 Model segmenowy bezzarudnieniowego wzrosu gospodarczego 157 sekcji gospodarki narodowej. W analizowanych modelach zmiennymi są sopy wzrosu warości nasępujących zmiennych: Z zarudnienie w gospodarce narodowej. ZSP zarudnienie w sekorze przedsiębiorsw. ZP zarudnienie w przemyśle. ZG zarudnienie w górnicwie i wydobywaniu. ZPP zarudnienie w przewórswie przemysłowym. ZE zarudnienie w wywarzaniu i zaoparywaniu w energię elekryczną, gaz, parę wodną i gorącą wodę. ZB zarudnienie w budownicwie. ZH zarudnienie w handlu i naprawach. ZZG zarudnienie w zakwaerowaniu i gasronomii. ZT zarudnienie w ransporcie, gospodarce magazynowej i łączności. PKB produk krajowy bruo (ceny sałe). P warość dodana bruo w przemyśle (ceny sałe). G warość dodana bruo w górnicwie i wydobywaniu (ceny sałe). PP warość dodana bruo w przewórswie przemysłowym (ceny sałe). E warość dodana bruo w sekorze wywarzanie i zaoparywanie w energię elekryczną, gaz, parę wodną i gorącą wodę (ceny sałe). B warość dodana bruo w budownicwie (ceny sałe). H warość dodana bruo w sekcji: handel i naprawy (ceny sałe). T warość dodana bruo w sekcji: ranspor, gospodarka magazynowa i łączność (ceny sałe). ZG warość dodana bruo w sekcji zakwaerowanie i gasronomia (ceny sałe). Dla uproszczenia zapisu i prezenacji wyników sopę wzrosu wybranej zmiennej oznaczono ym samym symbolem co samą zmienną. Modele oszacowano na podsawie danych rocznych z la , (N=15) [PKB w Polsce w 2013 roku, 2013; Polska wskaźniki, 2013; Zarudnienie i wynagrodzenia, ]. Dla całej gospodarki oszacowano dwa modele zadane równaniem 1, w kórych zmiennymi objaśnianymi były odpowiednio sopy wzrosu: 1) przecięnego zarudnienia w gospodarce, 2) przecięnej liczby zarudnionych w sekorze przedsiębiorsw. Zmiany rozważanych sóp wzrosu w badanym okresie przedsawia rysunek 1.

4 158 Maria Jadamus-Hacura, Krysyna Melich-Iwanek Rysunek 1. Sopy wzrosu PKB i zarudnienia w laach Źródło: Opracowanie własne. Wyniki oszacowania ych modeli przedsawiono w ablicy 1. Jak wynika z danych zamieszczonych w ablicy, dopiero empo wzrosu gospodarczego w laach wyższe od 4,3% 4,5% gwaranowało poprawę syuacji na rynku pracy w Polsce. Tablica 1. Wyniki oszacowania modeli dla całej gospodarki Zmienna Zmienna Współ- Błąd - Warość Isoność Wskaźnik zależna niezależna czynnik sandardowy Sudena p (-a/b) Z cons -3,933 1,714-2,295 0,0390 ** 4,47 PKB 0,880 0,371 2,375 0,0337 ** ZSP cons -4,917 2,188-2,247 0,0427 ** 4,35 PKB 1,131 0,473 2,389 0,0327 ** * isoność saysyczna na poziomie p<0,1; ** isoność saysyczna na poziomie p<0,05; *** isoność saysyczna na poziomie p<0,01. Źródło: Opracowanie własne. Dla obu wersji modelu orzymano zbliżone warości współczynników deerminacji: dla modelu zarudnienia; R 2 = 0,3025 i R 2 = 0,3051 dla modelu zarudnionych w sferze przedsiębiorsw. Zbliżone są również orzymane na podsawie obu modeli warości wskaźników ry0. Nasępnie oszacowane zosały paramery modelu 1 dla wybranych sekcji gospodarki. Wyniki zosały zaprezenowane w ablicy 2. Oczekiwano dość znacznego zróżnicowania warości wskaźnika (-a/b) i rzeczywiście dla przemysłu uzyskano warość 8,4, dla przewórswa przemysłowego 9,6, zaś dla budownicwa 5,1. Ze względu na nieisone

5 Model segmenowy bezzarudnieniowego wzrosu gospodarczego 159 paramery pozosałych modeli wyznaczanie granicy bezzarudnieniowego wzrosu gospodarczego na ich podsawie nie miało sensu. Ponado modele e charakeryzowały się niskim sopniem dopasowania do danych empirycznych. W ych warunkach nie można jednak przyjmować, że związek między sopą wzrosu zarudnienia a sopą wzrosu gospodarczego nie zachodzi, a jedynie że nie ma on charakeru liniowego. Tablica 2. Wyniki esymacji modeli dla wybranych sekcji gospodarki Zmienna Zmienna Współ- Błąd - Warość Isoność Wskaźnik zależna niezależna czynnik sand. Sudena p (-a/b) ZP cons -4,965 1,388-3,577 0,0034 *** 8,38 P 0,592 0,205 2,897 0,0125 ** ZG cons -5,553 1,299-4,276 0,0009 *** G -0,191 0,210-0,909 0,3799 ZPP cons -5,795 1,997-2,901 0,0124 ** 9,59 PP 0,604 0,220 2,741 0,0168 ** ZE cons -4,023 2,016-1,995 0,0674 * E 0,209 0,290 0,720 0,4846 ZB cons -6,505 1,417-4,591 0,0005 *** 5,11 B 1,273 0,191 6,667 0,0000 *** ZH cons 0,271 2,618 0,104 0,9191 H 0,540 0,500 1,080 0,2997 ZZG cons 1,385 2,022 0,685 0,5054 ZG -0,022 0,312-0,071 0,9443 ZT cons -3,718 1,325-2,806 0,0149 ** T 0,331 0,213 1,550 0,1450 Źródło: Opracowanie własne. W lieraurze można znaleźć różne propozycje rozwiązania ego problemu, np. poprzez poszukiwanie odpowiedniej posaci modelu nieliniowego lub dodawanie do posaci liniowej dodakowych zmiennych np. sopy inwesycji [Kwiakowski, Tokarski, 2004, s ] 2. Wspomniane rozwiązania skukują jednak ym, że raci się możliwość jasnej inerpreacji paramerów w sensie relacji 2. Można również zaproponować nasępujące rozwiązanie: nie negując całkowicie przydaności modelu 1 uznać, że nie ma on charakeru uniwersalnego a realne zależności mają bardziej skomplikowany charaker wykazując załamania srukuralne w wyniku wysępowania 2 Dyskusję na en ema można znaleźć również w pracy [Łyko, 2008, s ].

6 160 Maria Jadamus-Hacura, Krysyna Melich-Iwanek punków zwronych i powinny być opisywane między innymi za pomocą modeli segmenowych. 2. Wykorzysanie modeli segmenowych 2.1. Koncepcja modelu segmenowego Uzyskane warości 3 wskaźnika (-b/a) są wypadkową realizacji badanych zmiennych pochodzących z okresu, w kórym w polskiej gospodarce wysąpiły isone zmiany, wśród kórych najisoniejszą było przysąpienie do Unii Europejskiej. Należało przypuszczać, że spowodują one wysąpienie punków zwronych w badanych relacjach, np. już w 2005 roku. W celu idenyfikacji i weryfikacji wysąpienia punków zmian srukury modelu wykorzysany zosał es ilorazu wiarygodności Quanda (QLR Quand likelihood raio) [Kufel 2007, s ]. Tes en pozwala zidenyfikować momen *, w kórym wysąpiła isona zmiana badanej srukury. Hipoeza zerowa esu głosi, że w punkcie * nie wysępuje punk zmiany srukury, wobec hipoezy alernaywnej, że * jes akim punkem. Wyniki badania isoności punków zwronych za pomocą esu ilorazu wiarygodności Quana zosały zamieszczone w ablicy 3. Tablica 3. Wyniki badania wysąpienia punków zwronych Zmienna zależna Punk zmiany srukury Warość saysyki F Isoność punku zmiany srukury Z ,17 ** - isony ZSP ,01 ** - isony ZP ,15 nieisony ZG ,68 *** - isony ZPP ,40 nieisony ZE ,88 *** - isony ZB ,13 nieisony ZH ,24 nieisony ZZG ,20 nieisony ZT ,97 nieisony Źródło: Opracowanie własne. 3 Zamieszczone w ablicy 3.

7 Model segmenowy bezzarudnieniowego wzrosu gospodarczego 161 W roku 2005 zaobserwowano dwa isone punky zwrone w modelach doyczących całej gospodarki, j. zarudnienia ogółem i w sferze przemysłu, co można uznać za efek polskiej akcesji do UE. W przypadku górnicwa zmiana srukury miała miejsce w 2004 roku, co z kolei mogło być skukiem zmieniającej się koniunkury świaowej i począkiem okresu wzrosu popyu na polski węgiel. W energeyce zmiany nasąpiły sosunkowo niedawno, bo w roku Okazuje się, że w pozosałych sekcjach nie zaobserwowano isonych zmian srukury, a ym samym należy dalej poszukiwać innego skuecznego narzędzia opisującego badane zmienne. W przypadkach wysąpienia punków zwronych szacowano modele segmenowej regresji liniowej z jednym punkem zmiany srukury o posaci: Y = α + α D + β x + β x D + ε (3) gdzie : D o zmienna zerojedynkowa zdefiniowana nasępująco: 1dla * D =, (4) 0dla > * * oznacza punk zmiany srukury. Model en można zapisać w równoważnej posaci: (α * 1 α 2 ) (β 1 β 2 )x ε dla Y = α + β x + ε dla > * (5) 1 1 Sosowanie modelu segmenowego może sanowić warościową alernaywę dla modelu 1, pozwalającą na wyodrębnienie bardziej jednorodnych okresów ze względu na skalę zależności sopy wzrosu zarudnienia i wzrosu gospodarczego Model segmenowy sopy wzrosu zarudnienia w sferze przedsiębiorsw Przydaność modelu segmenowego posanowiono zweryfikować na przykładzie sopy wzrosu zarudnienia w sferze przedsiębiorsw. Po oszacowaniu paramerów modelu 5 dla zmiennej zależnej ZSP i zmiennej objaśniającej PKB orzymano: 2

8 162 Maria Jadamus-Hacura, Krysyna Melich-Iwanek 5,22 + 0,84PKB dla 9 ZSP = 2,65 + 1,12 PKB dla > 9 gdzie: =9 (rok 2005) jes punkem zmiany srukury. Powyższe wyniki w posaci graficznej zaprezenowano na rysunku 2. Rysunek 2. Segmeny modelu sopy wzrosu zarudnienia w sferze przedsiębiorsw 6,0 Sopa wzrosu liczby zarudnionych 4,0 2,0 - -2,0-4,0-6,0-8,0-10, Źródło: Opracowanie własne. Sopa wzrosu PKB Z przeprowadzonych obliczeń wynika, że do roku 2005 zarudnienie w sferze przedsiębiorsw mogło wzrasać przy sopie wzrosu gospodarczego wyższej od 6,2 %, a począwszy od 2006 roku wyższej od 2,4 %. Świadczy o zapewne o dojrzałości polskiej gospodarki, o ym, że skończył się okres ransformacji charakeryzujący się między innymi redukcją nadmiernego zarudnienia oraz konwergencją ekonomiczną, powodującą szybszy wzros polskiej gospodarki niż gospodarek bardziej rozwinięych 4. Niesey dla pozosałych sekcji modelowanie segmenowe nie zawsze dawało zadowalające wyniki. 3.Prognozy sopy zarudnienia Oba porównywane modele wykorzysano w celu budowy prognoz sopy zarudnienia na rok W założeniach budżeowych na 2013 rok przyjęo pierwonie, że sopa wzrosu PKB będzie równa 2,2 %, jednak rzeczywisy wzros w pierwszym kwarale był równy jedynie 0,5%, 4 O przyczynach wysokiego bezzarudnieniowego wzrosu gospodarczego piszą między innymi E. Kwiakowski i T. Tokarski [Kwiakowski, Tokarski, 2004, s ].

9 Model segmenowy bezzarudnieniowego wzrosu gospodarczego 163 co spowodowało konieczność dokonania koreky rocznej sopy do poziomu 1,5%. Mamy więc do czynienia z dalszym spowolnieniem gospodarki. Ineresujące było sprawdzenie, jakie w ych warunkach są prognozy dla rynku pracy w Polsce. W ym celu wykorzysane zosały oba rozważane modele. Do obliczeń przyjęo planowaną w usawie budżeowej oraz skorygowaną sopę wzrosu PKB czyli odpowiednio 2,2 i 1,5 (warian A i warian B). Warości obliczonych prognoz sopy zarudnienia w Polsce dla roku 2013 zamieszczono w ablicy 4. Prognozy doyczyły zarudnienia ogółem oraz w sferze przedsiębiorsw. Tablica 4. Prognozy sopy zarudnienia na rok 2013 Zmienna Z ZSP Model Warian A Warian B Warian A Warian B Model liniowy -2,00-2,61-2,43-3,22 Model segmenowy ,19-0,97 Źródło: Opracowanie własne. Ponieważ oba planowane wariany sopy wzrosu gospodarczego są niższe od warości granicznych wyznaczonych na podsawie modeli 1 i 5 ujemne warości prognoz sopy zarudnienia są zrozumiałe. Jednocześnie, zgodnie z oczekiwaniami korzysniejsze prognozy uzyskano dla warranu A, opowiadającego wyższemu wzrosowi gospodarczemu. Silniejszy spadek zarudnienia ogółem, jak i w sferze przedsiębiorsw, j. w granicach 2 3%, wynika z prognoz uzyskanych na podsawie modeli liniowych (dla obu warianów wzrosu gospodarczego). Należy jednak pamięać, że prognozy e obliczone zosały na podsawie modeli słabo dopasowanych do danych empirycznych. Bardziej opymisyczne są prognozy sopy zarudnienia uzyskane na podsawie modelu segmenowego. Prognozowany spadek sopy zarudnienia dla obu warianów sopy wzrosu gospodarczego jes zdecydowanie niższy. Na korzyść ych prognoz przemawiają również lepsze własności wykorzysanego modelu. Zakończenie Przeprowadzone badanie powierdziło wysępowanie bezzarudnieniowego wzrosu polskiej gospodarki. Wykorzysany w badaniu

10 164 Maria Jadamus-Hacura, Krysyna Melich-Iwanek model liniowy 5 okazał się przydany jedynie do analiz na szczeblu całej gospodarki i ylko dwóch jej sekcji, przemysłu i budownicwa. W pozosałych sekcjach zależności są prawdopodobnie bardziej skomplikowane. W świele ych wyników oraz wobec niezby wysokiego sopnia dopasowania modeli do danych empirycznych przeprowadzono pogłębioną analizę rozparywanych zależności wykorzysując modele segmenowej regresji liniowej. Modele e okazały lepszym narzędziem opisującym badane zmiennie, choć podobnie jak w przypadku modeli liniowych doyczyły całej gospodarki. Modele e umożliwiły również wyznaczenie prognoz sopy wzrosu zarudnienia na rok Lieraura 1. Kufel T. (2007), Ekonomeria. Rozwiązywanie problemów z wykorzysaniem programu GRETL, WN PWN, Warszawa. 2. Kwiakowski E., Rogu A., Tokarski T. (2004a), Czy cele zarudnieniowe sraegii lizbońskiej są realisyczne?, dosępny na sronie: hp:// pdf, dosęp dnia Kwiakowski E., Tokarski T. (2004b), Bezzarudnieniowy wzros gospodarczy: Polska i Unia Europejska endencje i oczekiwania na przyszłość, w: Przyszłość pracy w XXI wieku, Borkowska S. (red.), IPiSS, Warszawa. 4. Łyko J. (2008), Szacowanie bezzarudnieniowego wzrosu gospodarczego, w: Problemy gospodarki świaowej, Noga M., Sawicka M. (red.), Prace Naukowe nr 1191,Wydawnicwo Akademii Ekonomicznej im. Oskara Langego we Wrocławiu, Wrocław. 5. MF: obniżenie prognozy wzrosu PKB na 2013 rok (2013), dosępny na sronie: hp:// dowe_gospodcze_resc/mf_obnizenie_prognozy_wzrosu_pkb_ na_2013_rok/pl/2099, dosęp dnia PKB w Polsce w 2013 roku. Są nowe prognozy (2013), dosępny na sronie: hp:// dosęp dnia Polska wskaźniki makroekonomiczne (PKD 2007) (2013), dosępny na sronie: hp://www. sa.gov.pl/gus/wskazniki_makroekon_ PLK_HTML.h, dosęp dnia Powszechnie sosowany w analizach w skali makroekonomicznej, por. wszyskie wskazane w bibliografii pozycje lieraury.

11 Model segmenowy bezzarudnieniowego wzrosu gospodarczego Zarudnienie i wynagrodzenia w gospodarce narodowej ( ), GUS, Warszawa. Sreszczenie W arykule przedsawiono wyniki badań doyczących zależności pomiędzy sopami wzrosu PKB i zarudnienia w polskiej gospodarce w celu oszacowania poziomu zw. bezzarudnieniowego wzrosu gospodarczego. Analizę przeprowadzono dla całej gospodarki oraz w wybranych jej sekcjach wykorzysując w ym celu modele liniowe oraz segmenowe modele regresji liniowej. Słowa kluczowe rynek pracy, model regresji segmenowej A Segmened Regression Model of The Jobless Growh (Summary) This paper invesigaes he relaionship beween employmen and economic growh raes in he Polish economy. The main focus of our research was he esimaion of i.e. hreshold growh rae of jobless growh. The analysis was conduced for he Polish economy as a whole as well as for seleced secors using linear models and regression segmened linear models. Keywords labour marke, segmened regression model

12

13