A C T A U N I V E R S I T A T I S L O D Z I E N S I S FOLIA OECONOMICA 248, 2011

Transkrypt

1 A C T A U N I V E R S I T A T I S L O D Z I E N S I S FOLIA OECONOMICA 248, 2011 Paweł Kubak * OCZEKIWANIA PŁACOWE BEZROBOTNYCH I ICH DETERMINANTY ANALIZA EMPIRYCZNA Konec perwszej dekady XXI w dyskusj dotycz cej rynku pracy w Polsce zdomnowany został przez problem oceny stanu wdro ena modelu flexcurty. Model ten składa s z czterech głównych komponentów: elastycznych form zatrudnena, kształcena ustawcznego, aktywnej poltyk rynku pracy nowoczesnego systemu zabezpeczena społecznego. W badanach dotycz cy systemu zabezpeczena społecznego zwraca s uwag na oddzaływana zasłków dla bezrobotnych na zachowane bezrobotnych na rynku pracy. 1 W tym kontek ce wa nym problem jest okre lene oczekwa płacowych bezrobotnych ch determnanty, ze szczególnym uwzgl dnenem wpływu zasłków dla bezrobotnych, co wła ne zostało przyj te jako cel tego opracowana. RÓWNANIE OCZEKIWANYCH PŁAC PRZEZ BEZROBOTNYCH W pracy przyj to zało ene, e oczekwana płacowe bezrobotnych mo na opsywa w podobny sposób jak płace osób zatrudnonych. Za podstaw konstrukcj modelu przyj to w c równane płac postac: gdze: w, S ln[ w ( S, X )] = α + α S + α X + α X + U (1) o 1 2 X to odpowedno: płaca, lata edukacj do wadczene α, α, α α to szacowane zawodowe zdobyte w trakce wykonywana pracy; parametry równana, a U to składnk losowy , * Dr, Katedra Makroekonom, Unwersytet Łódzk. 1 Problem ten został podj ty m. n. w pracach: E. Kwatkowsk, Cz. Doma sk, P. Kubak, Forms, Prncples and Effects of the Labour Market Polces n Poland n Transton, Statstcs n Transoton, vol 4, nr 3, 1999, s ; E. Kry ska, (red.), Flexcurty w Polsce. Dagnoza rekomendacje, MPPS, Warszawa 2009.

2 192 Paweł Kubak Równane (1) jest najcz stsz specyfkacj modelu Mncera pokazuj cego zw zek m dzy pozomem oczekwanych płac a wykształcenem do wadczenem zawodowym. 2 W naszym zastosowanu jako zmenn obja nan przyjmemy logarytm oczekwanego przez bezrobotnych mes cznego wynagrodzena netto. Wysoko oczekwanych płac zale y od pozomu wykształcena bezrobotnego oraz od zgromadzonego przez nego do wadczena zawodowego. Oczekwane zarobk b d tym wy sze, m wy szy jest pozom wykształcena. Sta pracy tak e dodatno oddzałuje na pozom oczekwanych płac. Wpływ weku bezrobotnego na pozom płac ne jest jednak lnowy. Wyst puj tu dwa efekty wzajemne s znosz ce: efekt wzrostu do wadczena zawodowego efekt spadku mo lwo c jednostk wywołanej starzenem s. Wzrost do wadczena zawodowego jednostk przekłada s na wzrost oczekwa płacowych. Efekt spadku mo lwo c jednostk z czasem coraz slnej je jednak ograncza 3. Dodatkowo do równana tego dodamy jeszcze płe redn pozom płac w mejscu zameszkana. Oba te czynnk bezsprzeczne wpływaj na oczekwana płacowe bezrobotnych. Kobety zazwyczaj uzyskuj n sze wynagrodzene n m czy n. Oczekwana płacowe bezrobotnych kobet pownny tak e ró n s od oczekwa płacowych bezrobotnych m czyzn. Ich wysoko wnna by tak e mocno skorelowana z wysoko c płac os ganych na danym obszarze. Ostatn determnant oczekwa płacowych bezrobotnych cz sto wskazywan w lteraturze s zasłk dla bezrobotnych. Zazwyczaj uwa a s, e bezrobotn poberaj cy zasłek oczekuj wy szych płac n bezrobotn pozbawena prawa do zasłku. DANE I MODEL Dane wykorzystane w analze pochodz z przeprowadzonego w I kwartale 2008 r. badana aktywno c ekonomcznej ludno c (BAEL). Do analzy przygotowano prób obejmuj c osoby zarejestrowane jako bezrobotne w PUP w momence badana. Próba zawera dane ndywdualne dotycz ce płc, wykształcena, weku, mejsca zameszkana, stanu cywlnego, faktu poberana zasłku oraz oczekwanej przez respondenta wysoko c płacy mes cznej netto. 2 J. Mncer, Schoolng, Experence and Earnngs, New York 1974: Natonal Bureau of Economc Research. Przegl d zastosowa równana Mncera jego dekompozycj zawera praca: A. Kunze, The Determnaton Wage Gap: A Survey, Dscusson Paper No. 193, 2000, IZA. 3 K. Cchy, K. Malaga, Kaptał ludzk w modelach teor wzrostu gospodarczego, [w:] Kaptał ludzk kaptał społeczny a rozwój regonalny, Herbst M. (red.), Wydawnctwo Naukowe SCHOLAR, Warszawa 2007, s

3 Oczekwana płacowe bezrobotnych ch determnanty Ilo lat edukacj respondenta została okre lona na podstawe deklarowanego pozomu wykształcena, według nast puj cego schematu: nepełne podstawowe podstawowe 8 lat, zasadncze zawodowe 11 lat, redne ogólnokształc ce 12 lat, redne zawodowe polcealne 13 lat, wy sze 17 lat. Do wadczene zawodowe bezrobotnych zostało uj te w kategor weku. Zmenna okre laj ca płe przyjmuje warto 1 dla m czyzn 0 dla kobet. Dodatkowo do próby dodano zmenn zaweraj c nformacj o rednm pozome płac w poszczególnych województwach w 2007 r. Wysoko oczekwanych płac w przygotowanej próbe ne jest znana dla wszystkch respondentów. Zarejestrowan bezrobotn wykonuj cy prac na czarno lub pozostaj cy bern zawodowo ne okre laj oczekwanej płacy. To czy konkretna osoba zarejestrowana jako bezrobotna jest faktyczne osob poszukuj c pracy czy te ne trudno uzna za zjawsko losowe. Z tego powodu postanowono wykorzysta model Heckmana. W modelu tym dodatkowo wyst puje równane doboru obserwacj do próby. Równane to pozwala okre l, z jakm prawdopodobe stwem dana jednostka trafa do badanej próby, tzn. jest ne tylko zarejestrowana jako bezrobotna, ale faktyczne jest osob pozostaj c bez pracy jej poszukuj c. Nast pne prawdopodobe stwa te zostaj przekształcone wykorzystane w głównym równanu modelu jako dodatkowa zmenna 4. Podstawowe równane opsane jest wzorem (2). W równanu selekcj do zmennych wykorzystanych w równanu głównym doł czono dwe zmenne okre laj ce stan cywlny mejsce zameszkana. Zmenna okre laj ca stan cywlny przyjmuje warto 1 dla osób pozostaj cych w zw zku 0 w pozostałych przypadkach. Zmenna mejsce zameszkana przyjmuje warto 1 dla meszka ców ws 0 dla meszka ców mast. Model oszacowano metod najw kszej warygodno c. 4 Zob. W. H. Greene, Econometrc Analyss, Prentce Hall Internatonal, (UK) Lmted, London 2000, s. 935 nast pne.

4 194 Paweł Kubak REZULTATY BADA gdze: Równane oczekwa płacowych bezrobotnych przyjmuje posta : ln[ ew ] α AW + U (2) 2 = o + α1s + α 2 X + α 3 X + α 4Z + α 5 ew to oczekwana płaca, zawodowe zdobyte w trakce wykonywana pracy, S - lata edukacj, X to do wadczene Z to płe, AW to redna α, α, α, α, α α to płaca w mejscu zameszkana -tego bezrobotnego; szacowane parametry równana, a U to składnk losowy. 0, y równana α 1, α 2, α 3 okre laj stop zwrotu z nwestycj odpowedno w wykształcene do wadczene zawodowe, a ch nterpretacja jest nast puj ca: α 1 wzrost lczby lat edukacj o 1 rok powoduje wzrost pozomu oczekwanej płacy netto o α 1 100% α 2 wzrost do wadczena zawodowego o kolejny rok powoduje wzrost pozomu oczekwanej płacy netto o α 2 100% α 3 wskazuje jak slne wyhamowywany jest wzrost pozomu oczekwanej płacy netto z tytułu wzrostu do wadczena zawodowego wraz z wekem. α okre la ró nc w pozome oczekwanych płac w przekroju 4 α płc, a ostatn parametr 5 - okre la jak wysoko przec tnych płac w mejscu zameszkana bezrobotnego wpływa na wysoko jego oczekwa płacowych. Wynk regresj zestawono w tabel 1. Badana próba lczyła 2515 obserwacj, z czego 1196 zostało u yte w równanu oczekwanych płac przez bezrobotnych. Wszystke oszacowane parametry głównego równana s stotne statystyczne maj znak zgodne z oczekwanam. W badanej próbe redna oczekwana prema za dodatkowy rok nauk wynosła 3,95%, a za ka dy kolejny rok zdobywana do wadczena zawodowego 3%. Oczekwana płacowe bezrobotnych s dodatno skorelowane ze rednm pozomem płac w województwe, a bezrobotn m czy n oczekuj płac o 31% wy szych ceters parbus n bezrobotne kobety.

5 Oczekwana płacowe bezrobotnych ch determnanty Tabela 1 Oszacowana parametrów modelu Heckmana (dla ogółu bezrobotnych) Równane główne modelu statystyka t P> t lata edukacj 0,040 0,005 8,370 0,000 wek 0,030 0,007 4,070 0,000 kwadrat weku -0,000 0,000-4,320 0,000 m czyzna/kobeta 0,315 0,023 13,450 0,000 redna płaca w województwe 0,000 0,000 2,940 0,003 stała 5,453 0,169 32,210 0,000 Równane doboru próby statystyka t P> t lata edukacj 0,053 0,011 4,920 0,000 wek 0,052 0,017 3,110 0,002 kwadrat weku -0,001 0,000-3,310 0,001 m czyzna/kobeta 0,450 0,053 8,460 0,000 redna płaca w województwe -0,121 0,044-2,750 0,006 stan cywlny -0,059 0,039-1,490 0,137 we /masto -1,610 0,337-4,780 0,000 stała 0,053 0,011 4,920 0,000 Lczba obserwacj = 2515 Lczba obserwacj neocenzurowanych = 1196 Statystyka Walda ch2(5) = 240,36 ródło: BAEL, opracowane własne. Determnant, któr pomn l my w równanu 2 s zasłk dla bezrobotnych. Chc c okre l ch wpływ postanowono porówna oszacowana równa oczekwa płacowych dla zasłkoborców bezrobotnych bez prawa do zasłku (nezasłkoborców).

6 196 Paweł Kubak Tabela 2 Oszacowana parametrów modelu Heckmana (dla bezrobotnych z prawem do zasłku) Równane główne modelu Statystyka t P> t lata edukacj 0,042 0,013 3,350 0,001 wek 0,070 0,020 3,400 0,001 kwadrat weku -0,001 0,000-3,370 0,001 m czyzna/kobeta 0,312 0,059 5,260 0,000 redna płaca w województwe 0,000 0,000 1,550 0,121 stała 4,658 0,496 9,390 0,000 Równane doboru próby Statystyka t P> t lata edukacj 0,065 0,033 1,990 0,046 wek 0,166 0,055 3,030 0,002 kwadrat weku -0,002 0,001-2,960 0,003 m czyzna/kobeta 0,395 0,149 2,660 0,008 redna płaca w województwe -0,435 0,155-2,810 0,005 stan cywlny -0,106 0,135-0,780 0,433 we /masto -3,624 1,136-3,190 0,001 stała 0,065 0,033 1,990 0,046 Lczba obserwacj = 326 Lczba obserwacj neocenzurowanych = 140 Statystyka Walda ch2(5) = 39,78 ródło: BAEL, opracowane własne. W tabel 2 zestawono wynk szacunków równana (2) dla zasłkoborców. W badanej próbe 326 bezrobotnych posadało prawo do zasłku, z czego nformacje o 186 osobach zostały u yte w równanu głównym modelu Heckmana. W tej próbe redna oczekwana prema za dodatkowy rok nauk wynosła 4,23%, a za ka dy kolejny rok zdobywana do wadczena zawodowego 6,95%. Oczekwana płacowe bezrobotnych z prawem do zasłku s dodatno skorelowane ze rednm pozomem płac w województwe, ale oszacowany parametr jest nestotny statystyczne. Bezrobotn m czy n

7 Oczekwana płacowe bezrobotnych ch determnanty poberaj cy zasłek oczekuj płac o 31% wy szych ceters parbus n bezrobotne kobety. Tabela 3 Oszacowana parametrów modelu Heckmana (dla bezrobotnych bez prawa do zasłku) Równane główne modelu Statystyka t P> t lata edukacj 0,037 0,005 7,150 0,000 wek 0,025 0,008 2,990 0,003 kwadrat weku 0,000 0,000-3,340 0,001 m czyzna/kobeta 0,310 0,026 12,040 0,000 redna płaca w województwe 0,000 0,000 2,750 0,006 stała 5,570 0,182 30,610 0,000 Równane doboru próby Statystyka t P> t lata edukacj 0,050 0,011 4,420 0,000 wek 0,037 0,017 2,110 0,035 kwadrat weku -0,001 0,000-2,380 0,017 m czyzna/kobeta 0,463 0,057 8,140 0,000 redna płaca w województwe -0,073 0,044-1,660 0,097 stan cywlny -0,050 0,039-1,290 0,196 we /masto -1,339 0,351-3,810 0,000 stała 0,050 0,011 4,420 0,000 Lczba obserwacj = 2189 Lczba obserwacj neocenzurowanych = 1010 Statystyka Walda ch2(5) = 194,6 ródło: BAEL, opracowane własne. Porównajmy te wynk z wynkam estymacj modelu na próbe bezrobotnych pozbawonych prawa do zasłku zawartych w tabel 3. Osób takch w badanej próbe było 2189, z czego 1010 obserwacj wykorzystano przy szacowanu parametrów równana oczekwa płacowych. W tej próbe redna oczekwana prema za dodatkowy rok nauk wynosła 3,73%, a za ka dy kolejny rok zdobytego do wadczena zawodowego 2,45%. Oczekwana płacowe

8 198 Paweł Kubak bezrobotnych bez prawa do zasłku s dodatno skorelowane ze rednm pozomem płac w województwe. Bezrobotn m czy n bez prawa do zasłku oczekuj płac o 31% wy szych ceters parbus n bezrobotne kobety. Prema oczekwana za wykształcene do wadczene zawodowe jest slne zró ncowana w zale no c od tego czy bezrobotny pobera zasłek czy te ne. Ogólne mo na stwerdz, e zasłkoborcy oczekuj wy szej prem z tytułu wykształcena o 0,5 punktu procentowego a o 4,5 punktu procentowego wy szej z tytułu do wadczena zawodowego. W oczekwanych płacach zasłkoborców slnej uwdocznony jest te negatywny efekt utraty mo lwo c wraz z wekem (parametr dla kwadratu weku jest, co do modułu wyra ne wy szy n u bezrobotnych bez prawa do zasłku). Ostatnm etapem bada była próba okre lena skal wpływu zasłków na oczekwana płacowe bezrobotnych na polskm rynku pracy. Dokonano tego poprzez dekompozycj ró nc w oczekwanach płacowych metod Oaxaca- Blndera (1973) m dzy zasłkoborcam bezrobotnym bez prawa do zasłku przedstawonych wcze nej 5. Je l W UB W nub oznaczaj faktyczne oczekwane płace bezrobotnych z prawem do zasłku bez prawa do zasłku, to całkowt ró nc oczekwanych płac m dzy tym dwoma grupam mo emy okre l wska nkem: WUB G = 1. (3) W nub Ró nc w oczekwanach płacowych wynkaj c tylko z ró nc w obserwowanych charakterystykach bezrobotnych nale cych do obu grup tj. redn pozom wykształcena, czy do wadczena zawodowego okre la wska nk: * WUB Q = 1. (4) * W nub Stosunek relacj faktycznych oczekwanych płac bezrobotnych z prawem do zasłku bez prawa do zasłku (G) do relacj rednch oczekwanych płac hpotetycznych (Q) potraktujemy, analogczne do koncepcj Oaxaca Bndera, jako mar wpływu zasłków na oczekwana płacowe (D), czyl: G + 1 D + 1 =. (5) Q por. Oaxaca, Ronald, Male-female wage dfferentals n urban labor markets, Internatonal Economc Revew, 14(3), 1973, s Santos Clementna, González Plar, Gender Wage Dfferentals n the Portuguese Labor Market, DP , [dost p ] dost pny w Internece: <[

9 Oczekwana płacowe bezrobotnych ch determnanty Logarytmuj c równane (5) otrzymujemy: ln G + 1 = ln Q ln D + 1 (6) czyl: ( ) ( ) ( ) ( Q + 1) + ln( D 1) ln WUB lnwnub = ln + (7) Równane (7) przedstawa standardow dekompozycj Oaxaca-Bndera (1973). Perwszy element po prawej strone równana (7) merzy obja nan cz ró nc oczekwa płacowych. Jest on ró ny od zera zawsze wtedy, gdy grupa zasłkoborców ró n s od grupy nezasłkoborców cecham stotnym dla rynku pracy (np. zasobem kaptału ludzkego). Drug element merzy ne obja nan cz ró nc w oczekwanach płacowych. Jest to mara ró nc w oczekwanach płacowych m dzy zasłkoborcam a nezasłkoborcam, która wyst płaby nawet wówczas, gdy charakterystyk tych dwóch grup byłyby dentyczne. W naszym zastosowanu jest to mara sły wpływu zasłków na oczekwana płacowe bezrobotnych. Wynk przeprowadzonej dekompozycj zawera tabela 4. Zasłkoborcy redno oczekwal płac wy szych od nezasłkoborców o 23%. Ich oczekwana płacowe ze wzgl du na ró nce w obserwowanych charakterystykach pownny by wy sze o 9%. Pozostał cz faktycznej ró ncy mo na przypsa wpływow zasłków. Przeprowadzone badana potwerdzaj hpotez o dodatnm wpływe systemu zasłkowego na oczekwana płacowe. Tabela 4 Dekompozycja Oaxaca-Blndera Wyszczególnene Ró nca (w %) Całkowta ró nca w oczekwanych płacach (G) 23,3 Ró nca wynkaj ca z ró nc w charakterystykach (Q) 9,0 Ró nca wynkaj ca z ró nc oszacowanych parametrów (wpływ zasłków na oczekwana płacowe) (D) Procent całkowtej ró ncy 14,3 Ró nca obja nana (Q/G) 38,8 Ró nca neobja nana(d/g) 61,2 ródło: tabela 2 3, opracowane własne

10 200 Paweł Kubak WNIOSKI Przeprowadzone badana potwerdzaj wpływ szeregu czynnków na wysoko oczekwa płacowych bezrobotnych. Czynnk te to, wykształcene, do wadczene zawodowe, płe, pozom płac w mejscu zameszkana. Ponadto potwerdzono wpływ systemu zasłkowego na wysoko oczekwa płacowych. To ostatne ustalene wydaje s najwa nejsz obserwacj nnejszej pracy. Zasłkoborcy poszukuj ofert pracy zw zanych z wy szym płacam. To z jednej strony mo e wadczy o zw kszanu presj płacowej przez system zasłkowy, a z drugej o tym, e zasłkoborcy szukaj lepszej pracy. Dokładna analza statystyczna uzyskanych wynków ne jest zadowalaj ca. Co prawda wszystke przeprowadzone testy potwerdzały celowo zastosowanej procedury Heckamana do opsu badanej zale no c, ale zastosowane równane selekcj ne okazało s zbyt trafne. Wynk tej nedoskonało c przekładaj s na oszacowane parametry model. Do ch nterpretacj nale y podchodz ostro ne, traktuj c je bardze jako wskazane kerunku zw zku n precyzyjnej mary sły zw zku. Zastosowana metoda wydaje s by jednak bardzo obecuj ca. Zastosowane znanych metod analzy równa płac do analzy oczekwa płacowych bezrobotnych oraz wpływu systemu zasłkowego na ne pozwala na bardzej dogł bne poznane tych zjawsk. Paweł Kubak THE UNEMPLOYED WAGE EXPECTATIONS AND THEIR DETERMINANTS EMPIRICAL ANALYSIS (Summary) The man goal of the paper s to show, emprcally, what s the mnmum monthly gross salary that would encourage unemployed to take up employment and ndcate some determnants of ths. In partcular we try to examne the mpact of unemployment benefts on the level of threshold salary. The studes demonstrated that persons who receve benefts usually have hgher salary expectatons than the unemployed wthout the rght to benefts. Ths may on one hand ndcate that the beneft system puts a hgher pressure on salary ncreases. On the other hand, ths may also ndcate that persons who receve benefts search for a better job.