Adaptacyjność gospodarki polskiej do szoków makroekonomicznych. Maciej Bukowski, Grzegorz Koloch, Piotr Lewandowski Instytut Badań Strukturalnych

Transkrypt

1 Adapacyjność gospodarki polskiej do szoków makroekonomicznych Maciej Bukowski, Grzegorz Koloch, Pior Lewandowski Insyu Badań Srukuralnych października 28

2 Wprowadzenie W przeciągu osanich dwóch dekad Polska i inne kraje Europy Środkowo- Wschodniej w ym zwłaszcza pańswa NMS8, dokonały ransformacji od gospodarki cenralnie planowanej do gospodarki rynkowej i zinegrowały się w sysem gospodarki świaowej. Z czasem począkowe, specyficzne dla szoku ransformacyjnego cechy charakerysyczne ich gospodarek usępowały na znaczeniu prawidłowościom i procesom makroekonomicznym ypowym dla pańsw rozwinięych. W szczególności, zmiany na rynkach pracy krajów regionu, począkowo odzwierciedlające dososowania srukury gospodarczej do wymagań rynkowych, sopniowo w coraz większym sopniu deerminowane były przez zaburzenia makroekonomiczne oraz konwergencję obudowy insyucjonalnej rynków pracy do rozwiązań obserwowanych w krajach Europy Zachodniej. Od roku 996, gdy pierwony szok ransformacyjny spadku produku i zarudnienia w krajach NMS8 zosał zaabsorbowany, doświadczyły one oscylacji dynamiki empa wzrosu gospodarczego oraz wahań poziomów zarudnienia i bezrobocia. Przy ym, choć oscylacje e były w znacznej mierze skoordynowane pomiędzy rozważanymi krajami, w poszczególnych z nich nasępowały wokół nieco innych przecięnych wielkości średniookresowych, a ponado miały zróżnicowaną głębokość. W szczególności, Polska w laach wyróżniała się jako kraj o najwyższej sopie bezrobocia oraz wskaźniku zarudnienia nie ylko w ramach grupy NMS8, lecz również w Unii Europejskiej (UE25), choć jeszcze w roku 997 wielkości ych wskaźników w Polsce były zbliżone do średniej dla NMS8. Z kolei poprawa syuacji na polskim rynku pracy w laach pozwoliła na osiągnięcie najwyższego poziomu wskaźnika zarudnienia i najniższej sopy bezrobocia od roku 998, a akże na znaczne zniwelowanie dysansu względem pozosałych krajów europejskich pod kąem bezrobocia i pewne domknięcie luki pod kąem zarudnienia (por. Bukowski, Koloch, Lewandowski, 27). Zróżnicowanie ewolucji rynków pracy krajów NMS8, czy eż innymi słowy, pewna odmienność Polski w ym zakresie, mogła być spowodowana zróżnicowaniem sekwencji (charakeru i siły) szoków makroekonomicznych doykających e gospodarki na przesrzeni la , jak eż odmienną zdolnością absorpcji ych zaburzeń przez poszczególne z nich. NMS8: Czechy, Esonia, Liwa, Łowa, Polska, Słowacja, Słowenia, Węgry.

3 Dla syuacji na rynku pracy isoną rolę odgrywają również insyucje rynku pracy. Jednak za wahaniami zarudnienia i bezrobocia w horyzoncie cyklu koniunkuralnego, a za akie należy uznać zarysowane powyżej procesy na polskim rynku pracy, soją z reguły czynniki o charakerze makroekonomicznym (por. Blanchard, 25), naomias insyucje deerminują z jednej srony średniookresowe wielkości zarudnienia i bezrobocia (por. Layard, Nickell, Jackman, 99; Nickell, Nunziaa, Ochel, 25), zaś z drugiej - głębokość i rwałość szoków na danym rynku pracy (por. Blanchard, Wolfers, 2; Bassanini, Duval, 26). W nieniejszym opracowaniu podejmujemy próbę idenyfikacji zaburzeń, kóre wywarły największy wpływ na zmiany syuacji na rynku pracy w Polsce i pozosałych krajach NMS8 w laach , oraz oszacowania paramerów reakcji poszczególnych rynków pracy na konkrene zaburzenia makroekonomiczne. Wyróżniamy przy ym, konwencjonalnie, szoki: podażowe (produkywności, podaży pracy i szoki cenowe); popyowe (zaburzenia popyu zagranicznego na dobra krajowe oraz szoki popyu na pracę). Z kolei w powsającej równolegle pracy Lewandowski, Koloch, Regulski (28) rozwijają analizę podjęą w niniejszym arykule, na jej podsawie proponując dla gospodarek rozważanej grupy miary elasyczności, czyli zdolności do absorpcji poszczególnych szoków, oraz analizują powiązania między elasycznością, a kszałem zaplecza insyucjonalnego rynku pracy oraz rynku dóbr w ych krajach. W celu odpowiedzi na posawione pyania badawcze posługujemy się ekonomerycznym srukuralnym wekorowym modelem koreky błędem (SVECM). Zasosowanie wekorowych modeli auoregresyjnych do analizy dynamicznych zależności na rynku pracy wywodzi się od Blancharda, Quah (989), kórzy esymując model złożony z dwóch zmiennych - empa wzrosu realnego produku i sopy bezrobocia w gospodarce amerykańskiej - oszacowali znaczenie agregaowych szoków podażowych oraz popyowych dla hisorycznych ewolucji obu ych zmiennych. W kolejnych arykułach podejmowano próby doprecyzowania inerpreacji zaburzeń idenyfikowanych w danych (Gamber, Jouz, 993) oraz rozszerzenia zakresu analizy dzięki rozbudowaniu modelu o inne zmienne makroekonomiczne, w szczególności wynagrodzenia, co zaproponowali Jacobson, Vredin, Warne (993). Począwszy od ej pracy, idenyfikację szoków zapewniano poprzez srukuralizację modelu VAR w oparciu o prosy eoreyczny model rynku pracy i dóbr. Model SVAR dla czerech zmiennych - produku na pracującego, wynagrodzeń realnych, zarudnienia i bezrobocia - w kórym resrykcje idenyfikujące wyprowadzono ze sylizowanego modelu, dla gospodarki hiszpańskiej oszacowali Dolado, Jimeno (997), zaś dla 6 gospodarek OECD - Balmaseda, Dolado, Lopez-Salido (2). Jacobson, Vredin, Warne (997) wyesymowali nao- 2

4 mias dla rzech krajów skandynawskich analogicznie skonsruowany model rynku pracy, jednak z niesacjonarnością (pewnych) analizowanych zmiennych radząc sobie nie poprzez uwzględnienie w modelu ich przyrosów, lecz dzięki wykorzysaniu modelu klasy VECM. Podobną specyfikację prezenują dla Niemiec Bruggemann (23), a dla Kanady - Breiung, Bruggemann, Lukepohl (24). W niniejszym arykule prezenujemy model SVECM czerech zmiennych realnych, 2 skonsruowany w sposób nawiązujący do wskazanych powyżej arykułów i oszacowany dla gospodarki polskiej oraz pozosałych krajów NMS8. Proponujemy przy ym rzy główne innowacje: Model esymujemy z wykorzysaniem echnik panelowych, umożliwiających poprawę wiarygodności oszacowań, kóra w przypadku modeli esymowanych odrębnie dla poszczególnych krajów NMS8 jes relaywnie niska, z yułu (nadal) krókich szeregów czasowych dosępnych dla ych krajów; W modelu uwzględniamy explicie wahania popyu zagranicznego, w szczególności ze srony krajów UE5 oraz WNP, będących głównymi parnerami handlowymi krajów NMS8 w rozważanym okresie, co pozwala na odseparowanie wpływu szoków zewnęrznych oddziałujących na analizowane gospodarki; Zesaw resrykcji idenyfikujących srukuralną reprezenację modelu VECM uzyskujemy na podsawie prosego modelu równowagi ogólnej (DSGE) z niedoskonale konkurencyjnym rynkiem pracy. Analiza adapacyjności gospodarki polskiej do szoków makroekonomicznych w oparciu o esymacje panelowe dla grupy NMS8 jes zdaniem auorów uzasadniona i korzysna po pierwsze dlaego, że oszacowania panelowe, wykorzysujące informację zawarą w przekroju krajów doświadczających podobnych ewolucji sysemu rozważanych zmiennych makroekonomicznych, umożliwiają zwiększenie precyzji szacunku odpowiednich paramerów charakeryzujących gospodarkę Polski. Po drugie, adapacyjność rynków, rozumiana jako zdolność powrou do równowagi po wysąpieniu zaburzeń, jes w prakyce koncepem relaywnym i może być oceniana jedynie w odniesieniu do adapacyjności gospodarek innych niż rozważana, a doświadczających analogicznych szoków. 3 Zbliżona hisoria szoków zewnęrznych, w głównej 2 Produk na pracującego, wynagrodzenia realne, wskaźnik zarudnienia i wskaźnik bezrobocia. 3 Perspekywa aka jes powszechna w ekonomii pracy począwszy od prac analizujących absorpcję szoków nafowych przez rynki pracy krajów OECD (por. Blanchard, Summers, 986, Bean, 994), przez badania zróżnicowania międzynarodowego syuacji na rynku pracy w osanich dekadach ubiegłego wieku (por. Layard, Nickell, Jackman, 99, Blanchard, Wolfers, 2), aż po późniejsze arykuły synezujące usalenia w ym obszarze (Blanchard, 25) oraz najnowsze prace empiryczne (Bassanini, Duval, 26, 3

5 mierze związanych z wahaniami koniunkury świaowej, oraz przekszałceń insyucjonalnych (określających ooczenie makroekonomiczne, w kórym realizują się szoki krajowe) w krajach NMS8, pozwala uznać je za relaywnie jednorodną grupę, sanowiącą de faco jedyną możliwą homogeniczną grupę odniesienia dla gospodarki polskiej. Srukura arykułu jes nasępująca. Rozdział pierwszy prezenuje prosy model równowagi ogólnej z frykcjami na rynku pracy, sanowiący eoreyczny fundamen dla kaalogu długookresowych resrykcji idenyfikujących modelu SVECM. W rozdziale ym omawiamy również wykorzysane szeregi czasowe i ich własności pod kąem sacjonarności. W rozdziale drugim prezenujemy funkcje reakcji gospodarek NMS na szoki srukuralne oraz dekompozycje wariancji agregaów ich rynków pracy w oparciu o oszacowany model. W rozdziale rzecim omawiamy symulacje modelu, w posaci hipoeycznych rajekorii rynków pracy NMS8 w laach przy założeniu nie wysępowania pewnych szoków makroekonomicznych w wybranych momenach analizowanego okresu. Pozwala o ocenić względną rolę poszczególnych szoków dla rzeczywisych, obserwowanych w laach , ewolucji rynku pracy Polski i pozosałych krajów grupy NMS8. Przeprowadzając e eksperymeny zwracamy szczególną uwagę dla roli szywności wynagrodzeń dla inensyfikacji/niwelowania skuków szoków popyowych na rynku pracy w Polsce i pozosałych krajach NMS8. Arykuł wieńczy podsumowanie, zaś w dodakach prezenujemy wyprowadzenie zasosowanej procedury esymacji oraz funkcje reakcji na impuls wraz z przedziałami ufności uzyskanymi poprzez symulacje boosrap. OECD, 26). Przyjmuje się ją również w analizach wpływu szywności rynku pracy na inne zagadnienia makroekonomiczne, np. mechanizmy ransmisji poliyki monearnej (por. Drew, Kennedy, Slock, 24). 4

6 Rozdział Model eoreyczny rynku pracy. Wprowadzenie Sednem niniejszego badania jes idenyfikacja szoków srukuralnych, jakie oddziaływały na rynki pracy krajów NMS8 w laach , oraz kwanyfikacja adapacyjności do ych szoków gospodarek Polski i pozosałych krajów regionu. Wyodrębnienie ych szoków w modelu empirycznym wymaga nałożenia szeregu długo- i krókookresowych resrykcji idenyfikujących. W ym rozdziale prezenujemy prosy, eoreyczny model gospodarki, klasy DSGE, z niewalrasowskim rynkiem pracy, kórego zadaniem jes wskazanie kaalogu poencjalnych resrykcji długookresowych, kóre mogą posłużyć do idenyfikacji szoków srukuralnych w modelu SVECM. Osaecznego wyboru resrykcji długookresowych z ego kaalogu dokonujemy w rozdziale nasępnym po przeprowadzeniu niezbędnych esów sacjonarności oraz liczby wysępujących relacji koinegrujących. Wyznaczenie wachlarza możliwych długookresowych resrykcji idenyfikujących w oparciu o eoreyczny model rynku pracy ma dobre oparcie w lieraurze. Co do zasady posępujemy w ym względzie podobnie co m.in. Jacobson, Vredin, Warne (997), Dolado, Jimeno (997), Balmaseda, Dolado, Lopez-Salido (2), kórzy konsruując modele wekorowej auoregresji do ego celu posiłkują się małymi modelami rynku pracy. W odróżnieniu od ych auorów, nie posługujemy się jednak modelem ad-hoc j. niewielkim modelem wielorównaniowym, w kórym wzajemne relacje między poszczególnymi zmiennymi 4 są de-faco posulowane, lecz w pełni srukuralnym modelem eoreycznym, w kórym zarówno gospodarswa domowe, jak i firmy, dokonują opymalnych wyborów przy zadanych ograniczeniach, w sposób umożliwiający usalenie równowagi na poszczególnych rynkach. Model eoreyczny zosał skonsruowany w en sposób by isniała bezpośrednia korespondencja między jego zmiennymi a zmiennymi modelu empirycznego będącego podsawowym przedmioem niniejszego opracowania. Dzięki emu 4 A właściwie, między logarymami zmiennych. 5

7 długookresowe własności modelu DSGE zn. długookresowa reakcja poszczególnych jego zmiennych na wysępujące w modelu szoki, pozwalają na bezpośrednie narzucenie na model SVECM odpowiednich długookresowych resrykcji idenyfikujących. Pozwala o naszym zdaniem na znacznie lepsze powiązanie modelu empirycznego z fundamenem eoreycznym współczesnej makroekonomii jaki worzą sochasyczne, dynamiczne modele równowagi ogólnej, a przez o precyzyjniejsze wyznaczenie odpowiednich resrykcji idenyfikujących, niż o byłoby możliwe gdyby punkem wyjścia był wielorównaniowy model ad-hoc. Dodakowe uzasadnienie oparcia specyfikacji modelu empirycznego VECM na modelu DSGE wynika z formalnego związku łączącego obie klasy modeli. Czyelnika zaineresowanego formalnym przedsawieniem korespondencji między posacią zredukowaną modelu klasy DSGE a reprezenacją VAR procesu sochasycznego odsyłamy do pracy Ravenna (27). 5.2 Srukura modelu Prezenowany mały, srukuralny model gospodarki i rynku pracy jes ograniczony do sfery realnej zn. nie rozparujemy w nim pieniądza. Jes o uzasadnione ym, że akże będący głównym przedmioem arykułu model SVECM jes sformułowany w erminach realnych. 6 Prezenowany model DSGE różni się od podsawowego modelu realnego cyklu koniunkuralnego (RBC) uwzględnieniem mechanizmu poszukiwań i dopasowań na rynku pracy, wprowadzonego do lieraury przedmiou przez Morensena i Pisaridesa (994). Mechanizm en pozwalając na modelowanie bezrobocia, kóre na doskonale konkurencyjnym rynku pracy, właściwym dla modelu RBC, nie isnieje, wyznacza główny nur współczesnej eorii ekonomii w obszarze rynku pracy. Podaż pracy jes w modelu egzogeniczna. 7 Modelowana gospodarka składa się z gospodarsw domowych maksymalizujących dożywonią oczekiwaną użyeczność z konsumpcji i czasu wolnego 5 Ravenna (27) prezenuje akże kaalog, dość resrykcyjnych, założeń, przy kórych żądane przekszałcenie isnieje. Należy podkreślić ograniczenia akiego posępowania. Po pierwsze, log-liniowa reprezenacja modelu DSGE sanowi ylko jego aproksymację w ooczeniu sanu usalonego, po drugie rzuowanie posaci zredukowanej akiego modelu na przesrzeń procesów VAR nie musi oznaczać projekcji na proces skończonego rzędu. 6 Specyfikowanie modelu SVECM w posaci realnej jes sandardową procedurą, por. Blanchard, Quah (989), Gamber, Jouz (993), Jacobson, Vredin, Warne (993), Balmaseda, Dolado, Lopez-Salido (2), Amisano, Serai (22), Bruggemann (23), Breiung, Bruggemann, Lukepohl (24). 7 Egzogeniczna podaż pracy jes ypowa dla spoykanych w lieraurze modeli DSGE z niewalrasowskim rynkiem pracy. Wyjąkowym przykładem modelu endogenizującego nie ylko decyzje o zarudnieniu i bezrobociu, lecz akże decyzję o wielkości zgłaszanej podaży pracy na poziomie gospodarswa domowego, jes dużej skali model DSGE opisany w pracy Bukowski, Dyrda, Kowal (28). 6

8 w posaci U = E β [N e u(ce, he ) + U u(c u, hu )] = gdzie N e jes liczbą osób pracujących, a U liczbą osób bezrobonych. Jeśli N oznacza całkowią, eksensywną podaż pracy, kórą w sanie usalonym normalizujemy do jedynki. Zakładamy, że rynek pracy się oczyszcza zn. N e + U = N N = e ξn gdzie ξ N jes szokiem podaży pracy, o kórym zakładamy, że w sanie usalonym jes równy zero. Z kolei c e i c u oznaczają konsumpcję zarudnionego i bezrobonego członka gospodarswa domowego, zaś h e oraz h u są liczbami godzin poświęcanymi odpowiednio na pracę lub jej poszukiwanie. Maksymalizacja dożywoniej użyeczności odbywa się w obecności ograniczeń posaci A + N e c e + U c u = A ( + r ) + N e W h e + Π + ψ V W N e = ( δ e) N e + Φ h u U gdzie A jes (w równowadze równym zero) sanem oszczędności neo gospodarswa domowego, oprocenowanych względem pozbawionej ryzyka sopy r. Z kolei W oznacza godzinową płacę, Π jes zyskiem ransferowanym z sekora przedsiębiorsw (gospodarswa domowe są właścicielami firm), zaś czynnik, ψ V W, oznacza koszy uworzenia wakaów przez firmy, przekazywane przez nie gospodarswom domowym. 8 Zauważmy, że w naszej specyfikacji całkowie dochody z pracy gospodarswa domowego wynoszą, N e W h e + ψ V W. Składają się na nie dochody osiągane z pracy przy produkcji dobra finalnego oraz dochody z dodakowej pracy wynikającej z obsługi owieranych w firmie wakaów (por. niżej). Paramer δ e oznacza egzogeniczną sopę desrukcji miejsc pracy w firmach, zaś Φ jes prawdopodobieńswem podjęcia zarudnienia przez osobę poszukującą pracy z jednoskową inensywnością, kóre o prawdopodobieńswo jes z punku widzenia pojedynczego bezrobonego niezależne od jego indywidualnej decyzji. Zmiennymi serującymi gospodarswa domowego są, h u, N e, c e, c u oraz A. Eksensywna podaż pracy, h e, usalana jes w drodze negocjacji Nasha z firmami (por. niżej). Drugą sronę rynku pracy worzą firmy, będące właścicielami kapiału K i posługujące się funkcją produkcji Coba-Douglasa przy maksymalizacji zdyskonowanego zysku posaci Π A = E Λ Π 8 Alernaywnie, co jednak jes mniej uzasadnione inerpreacyjnie, można założyć, że ψ V W jes koszem uraconych możliwości, zmniejsza więc produk finalny Y w równaniu bilansowym Y = C + I. = 7

9 gdzie Λ jes zw. pricing kernel indukowanym przez preferencje gospodarswa domowego co odzwierciedla obserwację, że o gospodarswa domowe są właścicielami firm. Maksymalizując zysk, firma podejmuje decyzje o nakładach inwesycyjnych, I, inensywnym popycie na pracę, N d oraz liczbie owieranych wakaów V, biorąc pod uwagę nasępujące ograniczenia budżeowe Π = P Y N d h e W I ψ V W Y = e ξy K α (Nd hd ) α K = ( δ k )K + I N d = ( δ e ) N d + Ψ V gdzie, Ψ, jes zewnęrznym z punku widzenia pojedynczej firmy prawdopodobieńswem zapełnienia jednego wakau, zaś, ξ Y, jes, przesuwającym funkcję produkcji modelowanego przedsiębiorswa, szokiem echnologicznym. Firma ponosi kosz uworzenia wakaów - ψ V N N dhe dhe W - proporcjonalny do iloczynu liczby zgłaszanych ofer pracy przypadających na jedną roboczogodzinę wykonywaną w przedsiębiorswie - - oraz koszu V N d he opłacenia ej dodakowej pracy - N d he W. Zakładamy więc, że usługi pośrednicwa pracy są pracochłonne, a czynnik, ψ V, jes wyrażony w osobogodzinach niezbędnych do uworzenia jednego wakau. Numeraire w modelowej gospodarce sanowi cena dobra finalnego, P, będącego akże dobrem konsumpcyjnym i inwesycyjnym. 9 Usalamy ją na poziomie P =. Negocjacje doyczące płacy i wymiaru godzinowego czasu pracy, odbywają się między bezrobonymi a przedsiębiorswami i oczone są zgodnie z mechanizmem Nasha. Zadaniem negocjacji jes sformułowanie konraku, określającego oczekiwany godzinowy wymiar pracy oraz płacę w okresie nasępnym. Obie srony dążą do zmaksymalizowania całkowiej nadwyżki z zawarej umowy. Niech, odpowiednio, nadwyżka gospodarswa domowego z posiadania dodakowego zarudnionego (mierzona w jednoskach dożywoniej użyeczności), Γ, oraz nadwyżka firmy związana z zapełnieniem wakau dzięki zarudnieniu dodakowego pracownika Σ zdefiniowane będą nasępująco: Γ = E U N e, Σ = E Π A N d. Maksymalizacja nadwyżki przez obie srony negocjacji bierze pod uwagę warunki pierwszego rzędu, wynikające z indywidualnych zagadnień opymalizacji firmy i gospodarswa domowego względem odpowiednio: (i) pożądanego przez gospodarswo domowe poziomu zarudnienia, N e, oraz (ii) zgłaszanego 9 Zakładamy więc isnienie liniowej echnologii przekszałcającej dobro finalne, Y w dobro konsumpcyjne, C lub inwesycyjne, I. 8

10 przez firmy popyu na pracę N d. Dodakowo uwzględnia ona wpływ, jaki zmiana płac i godzinowego wymiaru pracy odniesie dla konsumpcji gospodarswa oraz zysku firmy, a pośrednio akże na poziom użyeczności osób pracujących i gospodarsw domowych jako właścicieli firm. Problem opymalizacyjny związany z negocjacjami między pracodawcą a pracownikiem można więc zdefiniować nasępująco gdzie maxυ (Γ,Σ ) W,h e p.w. Γ = E U N e Σ = E Π A N d. Υ = (Γ λ ) ξw (Σ ) ξw jes, zdefiniowaną w jednoskach użyeczności gospodarswa domowego (co zapewnia cena cień λ ), łączną nadwyżką z zawarego konraku pary pracownikpracodawca, przy czym zmienna ξ W odpowiada za względną siłę negocjacyjną pracowników wobec pracodawców. Wahania ej siły można rakować jako, orogonalne względem szoku echnologicznego, zaburzenia do procesu usalania płac, a więc w kaegoriach szoków wynagrodzeń. Dopełnieniem rynku pracy jes mechanizm pośrednicwa pracy ujęy za Morensenem, Pisaridesem (994) w prosą formę funkcji Coba-Douglasa: M = e ξm (V ) θ (U ) θ kóra liczbę zapełnionych miejsc pracy M wiąże z liczbą owarych przez firmy wakaów V i liczbą osób bezrobonych poszukujących pracy U, przy czym paramer θ konroluje względną wagę obu czynników. Zmienna M pozwala na zdefiniowanie prawdopodobieńsw zapełnienia jednego wakau, Ψ, oraz znalezienia pracy przez jednego bezrobonego, Φ Ψ = M V, Φ = M U. Szok ξ M, w sanie usalonym równy, może być inerpreowany jako szok popyowy na rynku pracy - odpowiada on bowiem za przesunięcia krzywej Beveridge a względem układu współrzędnych (U, V ). Domknięciem modelu jes specyfikacja procesów sochasycznych serujących (i) poziomem echnologii, ξ Y, (ii) eksensywną podażą pracy, ξn, (iii) 9

11 popyem na pracę, ξ M, oraz (iv) siłą przeargową firm w negocjacjach płacowych, ξ W. Zakładamy, że dla X {Y,N,M,W } każdy z ych procesów zadany jes przez proces auoregresji pierwszego rzędu w formie: ξ X = ρ X ξ X + εx gdzie zaburzenie ε X jes pochodzi z rozkładu normalnego o warości oczekiwanej µ X i odchyleniu sandardowym σ X, przy czym dla usalenia uwagi przyjmujemy, że µ Y = µ L = µ M =, zaś µ W =.5. Oznacza o, że w sanie usalonym poziom echnologii, podaż i popy na pracę są znormalizowane do, a siła przeargowa pracowników i pracodawców są sobie równe. Tak sformułowany model gwaranuje oczyszczanie się rynków dóbr i pracy j. spełnienie równań Y = C + I N e = Nd N = N e + U przy czym spełnienie dwóch pierwszych ożsamości możliwe jes dzięki odpowiedniemu usaleniu się płac W. Z kolei rzecie równanie zachodzi na mocy definicji bezrobocia. Oczyszcza się eż rynek akywów na mocy warunku, A =, co pozwala usalić sopę procenową r..3 Długookresowe własności modelu Zauważmy, że model DSGE ograniczyliśmy do sfery realnej gospodarki, a poziom cen w modelu, P, jes sały i równy. Pozwala o nam określić w modelu nasępujące zmienne: lp = log(y ) log(n e ) e = log(n e ) log(n ) u = log(u ) log(n ) w = log(w h e + ψ V W ) Zachodzi bezpośrednia odpowiedniość między ymi zmiennymi oznaczającymi logarymy: lp - realnego produku na pracującego (produkywności pracy), e - odseka pracujących w populacji (wskaźnika zarudnienia), u - odseka bezrobonych w populacji (wskaźnika bezrobocia), w - płacy realnej pobieranej przez jednego pracującego, Przyjęcie innych warości średnich ych szoków nie wpływa na ineresujące nas własności modelu w długim okresie, kóre zachowane są dla wszyskich niegenerycznych kombinacji poszczególnych paramerów.

12 a ich empiryczną reprezenacją w posaci zmiennych modelu SVECM, kóre wskazaliśmy we wprowadzeniu, a kórych sposób pomiaru prezenujemy w kolejnym rozdziale. Tym samym długookresowe zachowanie ych zmiennych w modelu DSGE w odpowiedzi na szoki: (i) echnologiczne/produkywności (ξ Y ), (ii) podaży pracy (ξ N ), (iii) popyu na pracę (ξ M ) oraz (iv) negocjacji płacowych (ξ W ), pozwala na bezpośrednie nałożenie na model SVECM długookresowych resrykcji idenyfikujących. Propagacja wymienionych szoków w modelu zależy od sopnia auokorelacji procesów ξ X dla X {Y,N,M,W }. Z konsrukcji modelu wynika, że jeśli ρ X <, o dane zaburzenie po odpowiednio długim okresie wygasa j. model powraca do sanu usalonego. Jak wskazują m.in. Jacobson, Vredin, Warne (993) i Balmaseda, Dolado, Lopez- Salido (2), liczba długookresowych resrykcji srukuralnych nakładanych na model VECM powinna być spójna z własnościami analizowanych szeregów pod kąem sacjonarności w danej próbie, oraz z liczbą zidenyfikowanych relacji koinegrujących. Wyniki zaprezenowane w kolejnym rozdziale wskazują na niesacjonarność wszyskich czerech analizowanych zmiennych oraz wysępowanie jednej relacji koinegrującej. Dlaego eż w ym miejscu przyjmujemy, że ρ Y = ρ L = ρ M = ρ W =. Na Rysunku. przedsawiono kolejno reakcję na wyróżnione szoki ineresujących nas (wyrażonych w logarymach) zmiennych zn. (i) produku na pracującego, lp, (ii) wskaźnika zarudnienia, e, (iii) wskaźnika bezrobocia, u, oraz (iv) realnego wynagrodzenia na jednego pracownika, w. Jak widać na rysunku, zgodnie z modelem w długim okresie w reakcji na permanenny szok echnologiczny j. rwały wzros, ξ Y, rwale rosną produkywność i wynagrodzenia, zaś odchylenia bezrobocia i zarudnienia od sanu usalonego maleją do zera. Z kolei w odpowiedzi na permanenny wzros siły przeargowej pracowników j. wzros, ξ W, nasępuje jedynie przejściowa reakcja produku na pracującego i płac realnych oraz rwałe zmiany w bezrobociu i zarudnieniu. Dzieje się ak dlaego, że szok en indukuje wzros sawki godzinowej płacy, W, przy jednoczesnym obniżeniu liczby wakaów oferowanych przez firmy, V. W rezulacie, oba składniki deerminujące przecięną płacę realną równoważą się w długim okresie, ak, że całkowiy dochód z pracy na zarudnionego powraca do sanu usalonego, choć jednocześnie liczba pracujących jes mniejsza, a liczba bezrobonych większa niż w syuacji wyjściowej. Kolejnym rozparywanym szokiem jes rwałe podniesienie podaży pracy poprzez permanenny wzros ξ N. Model przewiduje, że w reakcji na en szok w długim okresie nie dochodzi do zmian żadnej z prezenowanych zmiennych. Dzieje się ak dlaego, że liczba zarudnionych, bezrobonych i zasób siły roboczej rosną proporcjonalnie, a co za ym idzie odpowiednie wskaźniki nie zmieniają się. Osanim rozparywanym szokiem Jeśli w modelu VECM wysępuje K zmiennych M relacji koinegrujących, o liczba szoków, kóre poencjalnie mogą wpływać na układ permanennie może wynosić co najwyżej K M, por. Lukepohl (27).

13 Rysunek.: Reakcja modelu DSGE na szoki permanenne. (w proc.) (w proc.) (w proc.) szok produkywności ξ Y szok podaży pracy ξ N (w proc.) innowacje do wynagrodzeń ξ W szok popyu na pracę ξ M linia ciągła produk na pracującego lp ; linia przerywana wskaźnik zarudnienia e ; linia z kropką wskaźnik bezrobocia u, linia z rzema kropkami wynagrodzenia w. jes szok popyu na pracę uożsamiany z przesunięciem całej krzywej Beveridge a, w rezulacie rwałej zmiany ξ M. Model przewiduje, że szok ego rodzaju wpłynie rwale na wszyskie rozparywane zmienne z wyjąkiem produkywności. Wynika o z ego, że jeśli względna siła przeargowa każdej ze sron należy do przedziału (, ), część zwiększonego popyu na pracę jes absorbowana przez wyższe płace, część zaś przez wyższe zarudnienie i niższe bezrobocie. 2

14 .4 Podsumowanie Podsumowując, skonsruowany model DSGE ma nasępujące własności długookresowe względem szoków, ξ X, dla X {Y,N,M,W }: rwała zmiana poziomu echnologii (szok produkywności), ξ Y, wpływa w długim okresie na wynagrodzenia i produk przypadający na jednego zarudnionego, ale nie wpływa na wskaźniki bezrobocia i zarudnienia, rwała innowacja do negocjacji płacowych, ξ W, wpływa permanennie na wskaźnik bezrobocia i zarudnienia, lecz nie wpływa na płace i produk na pracującego, rwały szok podaży pracy, ξ N, nie ma długookresowego wpływu ani na produk na pracownika, ani na płace, ani na wskaźniki bezrobocia i zarudnienia, choć jednocześnie liczba pracujących, bezrobonych i produk globalny zmieniają się proporcjonalnie, rwała zmiana popyu na pracę, ξ M, wpłynie w długim okresie na wskaźniki bezrobocia i zarudnienia oraz poziom płac realnych, lecz nie wpłynie na produkywność pracy, szoki przejściowe nie mają rwałego wpływu na zmienne modelu. Obserwacje e pozwalają na wskazanie kaalogu długookresowych resrykcji idenyfikujących w rozparywanym w niniejszej pracy srukuralnym panelowym modelu koreky błędem. Resrykcje e wskazujemy w podrozdziale 2.3, po przeprowadzeniu esów sacjonarności oraz liczby wysępujących relacji koinegrujących (por. podrozdziały ). 3

15 Rozdział 2 Sacjonarność zmiennych i koinegracja modelu W niniejszym rozdziale przedsawiona jes moywacja przyjęej specyfikacji empirycznej, własności szeregów pod kąem sacjonarności i schema srukuralizacji modelu empirycznego VECM. Prezenujemy eż najważniejsze wyniki oszacowań modelu VECM. Model zosał oszacowany na panelu krajów NMS8 za pomocą esymaora wprowadzonego w Dodaku A, kóry, jak wskazują przeprowadzone eksperymeny Mone Carlo, ma lepsze własności małopróbkowe niż popularne alernaywy sosowane w lieraurze przedmiou. 2. Prezenacja zmiennych i ich własności pod kąem sacjonarności Wyjściowa specyfikacja empiryczna obejmuje czery zmienne realne, korespondujące ze zmiennymi modelu DSGE przedsawionego w rozdziale. 2 Specyfikacja a jes zarazem zgodna z arykułami Jacobson, Vredin, Warne (997), Bruggemann (26), Breiung, Bruggemann, Lukepohl (24). Definicje i sposób konsrukcji przedsawia Tablica 2.. Wszyskie zmienne wyrażone zosały w logarymach. Oznacza o, że zarówno różnice pomiędzy krajami poziomu produku na pracującego, jak różnice wielkości wynagrodzeń realnych w pierwszym okresie objęym próbą (j. pierwszym kwarale 996 r.) sają się częścią sałej w modelu. Zapewnia o porównywalność jednosek danej zmiennej pomiędzy krajami w próbie, co jes niezbędne dla esymacji panelowych. Analogicznie, pomiar bezrobocia za pomocą wskaźnika bezrobocia zapewnia porównywalność miary bezrobocia pomiędzy krajami NMS8, wśród kórych zróżnicowanie akywności zawodowej było w rozparywanym okresie znaczne (por. Bukowski, 2 Zmienna lp z modelu DSGE odpowiada zmiennej y p e z modelu SVECM, zmienna e zmiennej e n, zmienna u zmiennej u n, zaś zmienna w zmiennej w p 4

16 Tablica 2.: Zmienne modelu. y p e realny produk na pracującego, czyli produk krajowy bruo wyrażony w paryecie siły nabywczej (a dokładnie - w jednoskach Purchasing Power Sandards, obliczanych przez Eurosa) podzielony przez liczbę pracujących; e n wskaźnik zarudnienia (odseek pracujących w populacji w wieku 5-64); u n wskaźnik bezrobocia (odseek bezrobonych w populacji w wieku 5-64); w p przecięne realne wynagrodzenia bruo, wyrażone w jednoskach waluy krajowej (co podykowane jes dosępnością danych), urealnione za pomocą dynamiki indeksu HCPI. Uwagi: O ile nie zaznaczono inaczej, źródłem danych jes Eurosa. Przecięne wynagrodzenia na Liwie za laa i Słowacji ( ) obliczone na pods. danych krajowych urzędów saysycznych. W Polsce dokonano ubruowienia wynagrodzeń za okres do 999 roku. Nasępnie dla każdego kraju przecięne nominalne wynagrodzenia o częsoliwości rocznej przeliczono na szeregi kwaralne za pomocą filru dezagregującego Boooa-Feibesa-Lismana, z wykorzysaniem jako zmiennej wiodącej kwaralnego szeregu labour cos index z bazy Eurosa. Lewandowski, 26). Ponado, aka specyfikacja jes spójna z inerpreacją srukuralnych, czyli orogonalnych względem pozosałych szoków, w szczególności szoków zarudnienia, szoków bezrobocia jako zaburzeń podaży pracy - dodani (ujemny) szok srukuralny do bezrobocia oznacza wpros wzros (spadek) akywności zawodowej, czyli podaży pracy w ujęciu eksensywnym. Osaecznie, logarymizacja umożliwia inerpreację oszacowań paramerów w kaegoriach elasyczności. Nasępnie, przy esymacji panelowej modelu VAR/VECM wskazane jes konrolowanie szoków wspólnych, w szczególności egzogenicznych zaburzeń w gospodarce świaowej, kóre implikują korelację składników losowych pomiędzy elemenami panelu, zw. cross-secion dependence (Larsson, Lyhagen, 999; Balagi, Kao, 2; Groen, Kleibergen, 23; Breiung, Pesaran, 25). W swej monografii przedmiou, Breiung, Pesaran (25) wskazują, że relaywnie efekywną meodą, zwłaszcza przy krókich próbach, jes uwzględnienie w modelu obserwowalnych efeków wspólnych. W zasosowaniach makroekonomicznych rolę aką pełnią z reguły (por. Breiung, Pesaran, 25) ceny baryłki ropy nafowej lub dynamika produku Sanów Zjednoczonych. Podejście akie ma pewne przewagi nad wykorzysaniem efeków nieobserwowalnych (Sock, Wason, 22, Sock, Wason, 25), w prakyce pośrednio esymowanych za pomocą meody głównych składowych (Bai, Ng, 22; Bai, Ng, 24, Smih, Zoega, 25), na dwóch polach - nie wiąże się z uraą sopni swobody na esymację składników wspólnych, a uzyskane oszacowania pozwalają inerpreację ekonomiczną (Pesaran, Schuermann, Weiner, 24; Dees e al., 25). Oba e argumeny znajdują zasosowanie w przypadku naszego modelu. Adapując powyższe uwagi do budowanego modelu, uwzględniamy w nim zewnęrzne szoki popyowe, kóre wywierały poencjalnie isony wpływ na dynamikę wzrosu gospodarczego, zmiany zarudnienia i bezrobocia w kra- 5

17 jach, kóre w badanym okresie sawały się coraz mocniej zinegrowane z sysemem międzynarodowej wymiany handlowej. 3 Dla przykładu, wyraźne spowolnienie wzrosu gospodarczego i pogorszenie syuacji na rynku pracy w krajach bałyckich, Polsce i Słowacji na przesrzeni la nasąpiło w konsekwencji zw. kryzysu rosyjskiego (por. Bukowski, Koloch, Lewandowski, 27; Eames, 24; Eames, Paas, 26), cykliczne spowolnienie gospodarki świaowej na począku bieżącej dekady znalazło odbicie np. w spadku dynamiki wzrosu i zarudnienia w Czechach (OECD, 23), a z drugiej srony - rosnąca dynamika eksporu zainicjowała w 23 roku wzros zarudnienia w Polsce (OECD, 24; Bukowski, Lewandowski, 26). Co więcej, szoki popyu zagranicznego są z punku widzenia Polski i pozosałych krajów panelu - małych gospodarek owarych - wspólnymi szokami egzogenicznymi, jako że oddziałują one na rozważane gospodarki synchronicznie i wykluczyć należy przyczynowość w kierunku od zmiennych krajowych do zmiennych zagranicznych. Dlaego wpływ oscylacji popyu zagranicznego uwzględniamy explicie poprzez zmienne kwanyfikujące wahania popyu ze srony najważniejszych parnerów handlowych krajów NMS8 w okresie , jakimi były kraje UE5 oraz Rosja wraz ze Wspólnoą Niepodległych Pańsw (WNP). Zmienne (odpowiednio eu hp, rus hp ) skonsruowano jako ważone udziałem eksporu do danego obszaru w PKB poszczególnych krajów, procenowe odchylenie poziomu produku per capia obu zagregowanych parnerów handlowych od długookresowego rendu wyznaczonego filrem HP. 4 Tak skonsruowane zmienne posiadają bezpośrednią inerpreację wahań cyklicznych srumienia dóbr kierowanego do najważniejszych parnerów handlowych, konrolując wspólne szoki zewnęrzne. Z drugiej srony, sposób ich konsrukcji gwaranuje sacjonarność ych zmiennych, co umożliwia włączenie akich zmiennych w modelu VAR/VECM jako egzogenicznych (Lükepohl, Kräzig, 24), czy eż w naszym przypadku - quasi-endogenicznych. 5 Punkem wyjścia dla modelu VAR/VECM jes ocena własności wykorzysywanych szeregów pod kąem sacjonarności. Aplikacja radycyjnych 3 Bukowski, Koloch, Lewandowski (27) wskazują, że w okresie udział eksporu w PKB krajów NMS8 znacząco wzrósł (w przypadku Czech, Słowacji i Węgier wręcz się podwoił). 4 Realny PKB EU5 (w euro) zaczerpnięo z Eurosau, realny PKB Rosji (w rublach) - z OECD. Dane odsezonowano meodą ArimaX2 i dla każdego kraju przeważono udziałem eksporu odpowiednio do UE5 oraz WNP w produkcie krajowym bruo danego kraju, obliczonym na podsawie danych Eurosa. Nasępnie szeregi zdekomponowano filrem HP na składową rendu i cykliczną. Dosępność danych od 994 roku pozwoliła odrzucić pierwszych osiem obserwacji. 5 Schleicher (23) pokazuje, że filr HP ma ok,5 razy mniejsze błędy na końcach próby (rozumiane jako wariancja wyników uzyskiwanych poprzez zasosowanie filru na podpróbach bardzo długiego szeregu jakim jes kwaralne PKB Sanów Zjednoczonych w okresie 95-2) niż filr band-pass i mniej więcej 5 razy niż Buerworh. Dlaego jes narzędziem co najmniej nie gorszym niż konkurencyjne filry, a jego własności są dość dobrze zbadane, co przemawia za jego zasosowaniem. 6

18 esów wysępowania pierwiaska jednoskowego dla Polski i pozosałych krajów NMS8 przy ak krókich dosępnych szeregach czasowych (kw996-4kw27), obarczona jes znaczną niepewnością ze względu na ich niską moc w małych próbach (Breiung, Pesaran, 25). Dlaego wykorzysano panelowy es zaproponowany przez Pesarana (23). Tes en, jako zw. es drugiej generacji uwzględnia współzależności między elemenami panelu i zarazem dobrze zachowuje się w małych próbach, gdyż, jak wskazują Moon, Perron (25), jego rozmiar jes sabilny. Wobec ego wydaje się on najlepszym z dosępnych obecnie esów dla analizy sacjonarności badanych zmiennych w rozważanej próbie. Tablica 2.2: Panelowy es Pesarana (23) - kryyczne prawdopodobieńswa odrzucenia hipoez o niesacjonarności. I()vs. : I() I()vs.I(2) Produk na pracującego Wynagrodzenia realne Zarudnienie Bezrobocie Wahania popyu UE Wahania popyu WNP Uwagi: Tabela zawiera kryyczne prawdopodobieńswa, przy kórych można odrzucić hipoezę zerową o niesacjonarności danej zmiennej (druga kolumna) oraz niesacjonarności przyrosów danej zmiennej. Prezenujemy zakres wyników uzyskanych dla specyfikacji z do 3 opóźnień. Wyniki dla zlogarymowanych zmiennych. Tesy wskazują (por. Tabela 2.2), 6 że w panelu krajów NMS8 i zarówno produk na pracującego, jak i wynagrodzenia realne w okresie jednoznacznie były zmiennymi I(). 7 Wynik en jes zgodny z oczekiwaniami. W odniesieniu do zarudnienia i bezrobocia, generalnie rzecz biorąc również nie ma podsaw do odrzucenia hipoezy o niesacjonarności przy konwencjonalnych poziomach isoności. W przypadku ych zmiennych można mówić o wysępowaniu rendów sochasycznych, wynikających ze zby małej liczby powroów danego procesu do średniej wielkości w danym kraju w rozważanym okresie, przez co es nie miał możliwości saysycznego odróżnienia jego pierwiaska od jedności. 6 Tesy przeprowadzono dla liczby opóźnień od do 3, sarając się zrównoważyć efek eliminacji auokorelacji składnika losowego wraz ze zwiększaniem liczby opóźnień z równoczesną uraą mocy esu (szeregi liczą 48 obserwacji). Rozważono również specyfikacje z rendem liniowym. Za wyjąkiem esu sacjonarności zarudnienia, uwzględnienie rendu nie zmienia oceny podsaw do odrzucenia hipoezy zerowej przy konwencjonalnych poziomach prawdopodobieńswa. Tesy przeprowadzono zarówno dla zmiennych w poziomach jak i dla ich logarymów. Nie odnoowano isonych różnic odnośnie podsaw do odrzucenia każdej z rozważanych hipoez zerowych. 7 Uwzględnienie rendu liniowego nie zmienia ej obserwacji. Analogicznie jes w przypadku poziomów produku na pracującego i wynagrodzeń realnych. Innymi słowy, niesacjonarność ych zmiennych nie jes generowana przez rend deerminisyczny. 7

19 Niesacjonarność bezrobocia była już przedmioem wielu badań - począwszy od klasycznej pozycji Nelson, Plosser (982) wskazującej na sacjonarność sopy bezrobocia w gospodarce amerykańskiej, przez późniejsze prace dla krajów europejskich, uwzględniające zmiany srukuralne w analizowanych okresach (Papell e al., 2; Johansen, 22), po arykuły podejmujące en ema w panelowej analizie sacjonarności dla krajów OECD (Camarero e al., 24; Hurlin, 24), jak i krajów Europy Środkowo-Wschodniej (León- Ledesma, MacAdams, 23) 8 - eza o niesacjonarności sopy bezrobocia była odrzucana. Z ego względu, brak podsaw do odrzucenia niesacjonarności wskaźników bezrobocia i zarudnienia w ramach esu panelowego jes, w opinii auorów, raczej fenomenem krókich szeregów czasowych w rozważanym panelu NMS, niż fundamenalnym wyróżnikiem ych zmiennych w analizowanych krajach od innych krajów rozwinięych, w szczególności UE5 i/lub srefy Euro. Z drugiej srony, modelowanie bezrobocia i zarudnienia w dalszej części arykułu jako procesów niesacjonarnych nie jes problemem, ponieważ, jak wskazuje Juselius (25), sacjonarność/niesacjonarność czy, równoważnie, sopień zinegrowania procesu, nie jes ogólną jego własnością, lecz ylko wygodnym saysycznym koncepem mającym na celu przybliżone rozróżnienie między króko-, średnio- i długookresową zmiennością w danych. 2.2 Koinegracja modelu Wedle najlepszej wiedzy auorów, do ej pory w lieraurze nie zaproponowano panelowego esu liczby relacji koinegrujących, kóry pozbawiony byłby wad w posaci ignorowania możliwości wysępowania wspólnych rendów oraz korelacji składników losowych między jednoskami panelu, a zarazem cechowałby się zadowalającą mocą w małych próbach, z jakimi mamy do czynienia w przypadku krajów NMS8. 9 Przeprowadzone dla pojedynczych krajów esy śladu Johansena i esy Saikonnena-Lukepolhla wskazały z reguły na wysępowanie jednej relacji koinegrującej czery podsawowe zmienne modelu, co jes zgodne z wynikami, jakie prezenują np. Dolado, Jimeno (997), Jacobson, Vredin, Warne (997). Również panelowy es wymiaru heerogenicznej przesrzeni koinegrującej zaczerpnięy z pracy Larsson, Lyhagen, Lohgern (2) wskazuje jedną relację koinegrującą. Ponieważ es en sanowi de faco wysandaryzowaną saysykę uśredniającą esy dla pojedynczych jednosek panelu, w Dodaku C przedsawiamy wyniki 8 Auorzy ci analizę prowadzą jednak w oparciu o sopę bezrobocia rejesrowanego w laach 99-2, co jak wiadomo, w przypadku krajów ransformujących się, obciążone jes poencjalnie poważnym, a prakycznie niemierzalnym, błędem pomiaru. 9 Homogeniczny es panelowy zaproponowany w pracy Breiung (25) ma najlepsze własności małopróbkowe wśród esów znanych auorom, por. eż Saikkonen i Luukkonen (997) oraz Saikkonen i Lükepohl (2). 8

20 esu Saikonnena-Lukepohla dla pojedynczych jednosek panelu. 2 Ponieważ, co uzasadniamy dalej, w niniejszej pracy przyjęo, że relacja koinegrująca jes wspólna dla wszyskich jednosek panelu, wykonano panelowy es wymiaru homogenicznej przesrzeni koinegrującej pochodzący z Breiung (25). Wskazał on isnienie jednej relacji. 2 Uzyskane wyniki sugerują isnienie w badanej próbie jednej relacji koinegrującej i dlaego w modelu założono isnienie dokładnie jednej relacji. Zakładamy, jes o relacja wspólna dla wszyskich jednosek panelu. Zakładamy eż, że w odpowiedzi na wyrącenie sysemu z równowagi, poszczególne jednoski panelu mogą do niej powracać w różnym empie, zn. dopuszczamy heerogeniczność współczynników koreky błędu w fakoryzacji macierzy koinegracji. Założenie o homogeniczności relacji koinegrującej - relacji reprezenującej związek srukuralny, równowagowy między zmiennymi sysemu - jes sandardowym zabiegiem w lieraurze (Balagi, Kao, 2; Breiung, Pesaran, 25). Wynika on od srony eoreycznej z racjonalizacji, kóra sanowi, że bardziej zasadne jes w środowisku panelowym założenie, że jednoski panelu (kraje o sysemie rynkowym) poddają się wspólnym prawidłowościom srukuralnym, zn. obowiązują w nich (saysycznie) akie same srukuralne zależności makroekonomiczne realizujące się w dłuższym horyzoncie czasowym, naomias krókookresowa absorpcja zaburzeń wyrącających układ z równowagi, czyli siła i prędkość dososowań, może być isonie zróżnicowana np. ze względu na różnice w rozwiązaniach insyucjonalnych, ooczeniu prawnym, czynnikach kulurowych, czy specyfice regionalnej (por. Breiung, 25). Przyjęcie opisanego powyżej kaalogu założeń doyczących resrykcji elemenów specyficznych i wspólnych dla jednosek panelu przy fakoryzacji macierzy koinegracji powierdzają esy F homogeniczności. Dla esowania resrykcji homogeniczności wychodzimy od układu resrykcji liniowych, jak w Johansen, Juselius (994). Zasosowany es zosał skonsruowany na podsawie sandardowego esu resrykcji liniowych F w układach SUR (Seemingly Unrelaed Regressions), por. Judge e al. (985). Ponieważ es en wymagał oszacowania paramerów osaecznie homogenicznych dla każdego elemenu panelu z osobna, wykorzysana zosała koreka zwiększająca moc esu, por. Feibig (2). Zarówno z koreką jak i bez es dał akie same wskazanie, jednak w przypadku bez koreky, saysyka esowa była bliższa warości kryycznej. Dla esu homogeniczności paramerów koreky równowagi saysyka esowa przyjęła warość F = 2.62 (F*=.7), dla esu homogeniczności relacji koinegrującej (bez koreky) naomias odpowiednio F=.73 (F*=.83). 2 Tesy ego ypu mają lepsze własności w małej próbie niż esy LR i es śladu Johansena, por. Breiung (25) 2 Tes z pracy Breiung (25) bazuje na podejściu Saikkonena (999) i, jak auor pokazuje w drodze eksperymenu symulacyjnego, ma lepsze własności małopróbkowe niż saysyka LR-bar sugerowana w Larsson, Lyhagen, Lohgern (2). 9

21 W dalszej części arykułu analizujemy więc model, w kórym zidenyfikowano jedną, homogeniczną relację koinegrującą Może być inerpreowana jako funkcja opisująca kszałowanie się wynagrodzeń realnych 22 i po normalizacji względem ej zmiennej przyjmuje posać: 23 (w p) =.7 (y p e) (e n) +99 (u n) (54.9) (7.56) (6.79) (2.2.) Niepojawienie się składnika deerminisycznego w prezenowanej wyżej relacji koinegrującej wymaga komenarza. Należy podkreślić, że wprowadzony on zosał do modelu i przeesowany zarówno w posaci sałej (nieograniczonej do relacji koinegrującej, zn. ypu unresriced), jak i w posaci zmiennej czasowej (ograniczonej do relacji koinegrującej, zn. ypu resriced). Elemeny wekora efeków indywidualnych okazały się isone saysycznie (por. Tablica 2.5). Naomias paramer sojący przy zmiennej czasowej w relacji koinegrującej okazał się nieisony saysycznie. Innymi słowy założenie, że dane opisujące kaegorię płac realnych i produkywność pracy zosały w próbie wygenerowane przez procesy zawierające rend deerminisyczny wynika z isoności rendu liniowego dla obserwacji ych zmiennych 24. Naomias przyjęcie warości współczynnika sojącego przy zmiennej czasowej w relacji koinegrującej na poziomie zero wynika z jego saysycznej nieisoności w ej relacji. Ponieważ model eoreyczny leżący u podsaw modelu empirycznego składa się z czerech zmiennych, a w modelu empirycznym uwzględniono obok ych zmiennych dwie dodakowe o charakerze quasi-endogenicznym, wskazane sześć zmiennych domyka model, j. procesy je generujące wyczerpują kaalog procesów worzących dane. Tylko w przypadku płac realnych i produkywności obserwuje się rend deerminisyczny. Empirycznie, zn. na podsawie obserwacji danych, można wskazać co najmniej dwie racjonalizacje ego sanu rzeczy. Można przyjąć, że w skład procesów generujących zarówno płace, jak i produkywność wchodzą odrębne rendy deerminisyczne. Ich współczynniki kierunkowe nie muszą być a priori równe, nawe, jeśli rendy e mają wspólną rzecią przyczynę (w sensie probabilisycznym), kóra nie jes w modelu explicie uwzględniona. W ym przypadku jednak, jeśli współczynniki kierunkowe byłyby różne, należałoby oczekiwać isoności rendu w relacji. Ponieważ jednak ak nie jes o można zakładać że, saysycznie rzecz biorąc, rendy liniowe zmiennych modelu źnoszą się"w relacji koinegrującej. Alernaywną możliwością jes przypadek dziedziczenia rendu przez 22 Analogicznie posępują Bruggemann (24), Breiung, Bruggemann, Lukepohl (24). 23 Zmienne opisujące wahania popyu zagranicznego zosały wyłączone z relacji koinegrującej. 24 Nie są one jednak rendosacjonarne. 2

22 jedną zmienną od drugiej. Założenie akie byłoby spójne z przyjęym modelem eoreycznym, w kórym jedynie produkywność pracy jes źródłem niesacjonarności w sensie niesochasycznym. W pracy przyjęo, że rend deerminisyczny srukuralnie obecny jes w procesie worzącym produkywność. Z eorii ekonomii wynika, że w długim okresie wynagrodzenia realne powinny podążać za produkywnością (por. Pissarides, 2, Cahuc, Zylberberg, 24, Zagler, 24), dziedzicząc rend wysępujący w ewolucji produku na pracującego, kórego wyjaśnienie jes przedmioem zaineresowania eorii wzrosu, a nie ekonomii pracy (por. Barro, Sala-i-Marin, 23). Podsumowując, przyjęa specyfikacja modelu, w kórej rendy liniowe się wzajemnie znoszą jes spójna z przeprowadzonymi esami empirycznymi pokazującymi, że zmienna czasowa jes w relacji koinegrującej nieisona, oraz z modelem eoreycznym leżącym u podsaw modelu empirycznego. 25 Równanie 2.2. wskazuje, że w laach rosnący rend produku na pracującego przekładał się w krajach NMS8 na wzros wynagrodzeń realnych, jednak mniej niż proporcjonalnie. Dodanie oszacowania uzyskaliśmy akże w wypadku paramerów sojących przy wskaźnikach zarudnienia i bezrobocia, przy czym isoność ych oszacowań jes na wyraźnie niższym poziomie niż w wypadku produkywności. Pierwsze z wymienionych oszacowań jes co do zasady spójne z oczekiwaniami eoreycznymi. Zgodnie z eorią, długookresowa funkcja kszałowania się wynagrodzeń powinna wykazywać proporcjonalny wpływ produkywności pracy na wynagrodzenia realne oraz ich niezależność od innych zmiennych rynku pracy. Podsawowe klasy modeli rynku pracy - model poszukiwań, negocjacji związkowych, płac moywacyjnych, niepisanych konraków, por. Cahuc, Zylberberg, 24 - w kórych explicie modeluje się proces negocjacji wynagrodzeń w obliczu wysępowania frykcji na rynku pracy i dóbr, wskazują bowiem, że wynagrodzenia realne w równowadze są zmienną deerminowaną przez produkywność pracy i czynniki srukuralne, jak relaywna siła przeargowa pracowników i pracodawców, czy wysokość zasiłku dla bezrobonych, zaś bezrobocie w równowadze jes zmienną wynikową, wórną wobec rezulau negocjacji płacowych (por. Pissarides, 2, Cahuc, Zylberberg, 24, Bukowski e al., 26). Innymi słowy, w modelu empirycznym, w kórym wszyskie e czynniki srukuralne byłyby konrolowane, lub byłyby niezmienne w czasie, bezrobocie (ak jak i dowolna inna zmienna poza produkywnością) nie powinno wywierać wpływu na ewolucję wynagrodzeń realnych w równowadze. W prakyce, zwłaszcza dla krókich szeregów czasowych, wysoce prawdopodobne są odsępswa od ego posulau. Przy czym oszacowania paramerów przy bezrobociu i zarudnieniu w relacji koinegrującej jes pewnego rodzaju specyfiką próby, w kórej poszukuje się zależności 25 Pierwsze z założeń mówiące, że płace posiadają właściwy sobie rend deerminisyczny, odrębny od rendu produkywności, byłoby niezgodne z przyjęym modelem eoreycznym. Należy podkreślić, że z empirycznego punku widzenia w przypadku obydwu założeń ma miejsce zw. ekwiwalencja obserwacji, por. Hoover (23). 2

23 sacjonarnej między rozważanymi zmiennymi. Z ych samych względów należy się spodziewać, że sylizowana współzależność wynagrodzeń od produkywności pracy będzie spełniona w krókich szeregach czasowych jedynie w przybliżeniu. Waro podkreślić, że empiryczna dynamika produku na pracującego nie jes ożsama z dynamiką produkywności pracy sensu srice, w szczególności w krajach NMS mogła ją przewyższać w efekcie np. akumulacji kapiału i wzrosu echnicznego uzbrojenia pracy. W isocie, jak wskazują Magda i Szydłowski (27), w rozważanym okresie w większości pańsw NMS8 (wyjąek sanowią Liwa i Czechy) produk na pracującego rósł nieco szybciej niż płace realne. Pozosałe dwie zmienne sysemu zn. zarudnienie i bezrobocie również okazały się isone w relacji koinegrującej, przy czym oszacowanie wpływu bezrobocia na wynagrodzenia jes dodanie j. odmienne od ego jakie na ogół spoyka się w lieraurze przedmiou w wypadku badań oparych o dłuższe szeregi czasowe. Naszym zdaniem można sądzić, że jes o arefak związany z cechami próby saysycznej j. krókim okresem analizy, w kórym na dynamikę przecięnych wynagrodzeń wpływały nie ylko impulsy makroekonomiczne i dososowania na poziomie agregaów, lecz również posępująca modyfikacja srukury siły roboczej pod kąem wykszałcenia i rosnący zwro z kwalifikacji, por. Magda i Szydłowski (27). Uwzględniając, że dynamika wynagrodzeń cechowała się znaczną inercją (poencjalnie szywnością), można zrozumieć wysąpienie dodaniego oszacowania parameru w relacji koinegrującej zarówno przy zarudnieniu, jak i bezrobociu. Należy akże pamięać, że w modelu posługujemy się zmiennymi agregaowymi, a agregay mogą podlegać zmianom danego ypu w wyniku krańcowo różnych procesów mikroekonomicznych. Np. średnie wynagrodzenie może rosnąć zarówno jeśli rosną płace wszyskich zarudnionych i zarudnienie jak i wedy gdy najniżej zarabiający racą pracę. Innymi słowy negaywnemu oddziaływaniu poziomu bezrobocia na wysokość wynagrodzeń indywidualnych, w danej sekcji gospodarki czy regionie (na jaki wskazuje nur badań krzywej płac wywodzący się od Blanchflowera, Oswalda, 989), nie musi bynajmniej owarzyszyć ujemna korelacja poziomu bezrobocia z przecięnym wynagrodzeniem w gospodarce, ze względu na równocześnie zachodzące na poziomie makro zmiany srukury zarudnienia - przy rosnącym bezrobociu pracę racą znacznie częściej osoby o najniższej produkywności, a więc w szczególności zarabiające poniżej przecięnej w gospodarce. W isocie, jak wskazują Morawski, Mycielski, Myck (27), ok. 25proc wzrosu przecięnego wynagrodzenia w Polsce w laach może być bezpośrednio przypisana zmianom srukury zarudnienia. Można przypuszczać, że w pozosałych krajach analizowanego panelu, podobnych pod kąem insyucjonalnych i srukuralnych cech ransformującej się gospodarki, zachodził, w ych samych lub różnych okresach, podobny efek, kóry w oszacowanej relacji koinegrującej uwidocznił on się dodanimi paramerami przy zarudnieniu i bezrobociu. 22