Jerzy Czesław Ossowski Katedra Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorstwem Wydział Zarzdzania i Ekonomii Politechnika Gdaska

Transkrypt

1 A.07.3 Jerzy Czesław Ossowski Kaedra Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorswem Wydział Zarzdzania i Ekonomii Poliechnika Gdaska XII Seminarium Naukowe Kaedry Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorswem Poliechniki Gdaskiej n.: GOSPODARKA POLSKI W OKRESIE TRANSFORMACJI, Gołu, wrzesie 2007 r. WSTPIENIE POLSKI DO UNII EUROPEJSKIEJ A STOPA BEZROBOCIA W POLSCE 1. Wprowadzenie Przyspienie Polski do Unii Europejskiej 1 maja 2004 roku zapewniło obywaelom polskim naychmiasowe prawo do podejmowania legalnej pracy w czci krajów członkowskich. Prawa e z upływem czasu poszerzały si na kolejne paswa unijne. Zauwamy, e obywaele polscy mogli bez ogranicze podejmowa legaln prac w naspujcych erminach i paswach: od 1 maja 2004 roku w Wielkiej Bryanii, Irlandii, Szwecji oraz w nowo przyjych paswach członkowskich (za wyjkiem Maly), od maja 2006 roku w Hiszpani, Porugalii, Grecji, Finlandii i Islandii (członek EOG), od 31 lipca 2006 roku we Włoszech, od 1 sycznia 2007 roku w Bułgarii i Rumunii - nowo przyjych paswach Unii od 1 maja 2007 w Holandii. W pozosałych krajach obowizuj ograniczenia w dospie do rynku pracy. Ograniczenia e maj zosa zniesione z dniem 1 maja 2009 roku. W przypadku wyspienia perurbacji lub groby wyspienia zakłóce na lokalnych rynkach pracy, ograniczenia w swobodnym przepływie siły roboczej mog zosa urzymane do 30 kwienia 2011 roku. Moliwo sosowania ego ypu przepisów przejciowych zawara jes w Trakacie o Przyspieniu do UE. Naley podkreli, e wynikajace z ych przepisów ograniczenia: doycz osób zarudnionych na podsawie umowy o prac (pracowników), nie doycz osób, kóre w dniu 1 maja 2004 roku byli dopuszczeni do pracy w danym paswie przez nieprzerwany okres 12 miesicy, nie doycz osób prowadzcych działalno gospodarcz (osób pracujcych na własny rachunek). Zarysowana powyej syuacja wskazuje na moliwo zmian na rynku pracy w Polsce. Waro zauway, e w dwu osanich laach poprzedzajcych przyspienie Polski do Unii Europejskiej sopa bezrobocia według informacji GUS oraz EUROSTAT oscylowała w granicach przekraczajcych 20%. Z analizy danych saysycznych doyczcych ego wskanika wynika, e po bezporednim przyspieniu Polski do Unii naspował spadek sopy bezrobocia w kraju (parz wykres 1): z poziomu 18,9% (II kw. 2004) do poziomu 9,9% (II kw. 2007), według EUROSTAT, z poziomu 19,4%(II kw. 2004) do poziomu 12,4% (II kw. 2007), według GUS. Pozwala o posawi naspujc ez badawcz: H.B.: W wyniku wspienia Polski do Unii Europejskiej i czciowego owarcia europejskiego rynku pracy naspił spadek sopy bezrobocia w Polsce. Na ym le posawi mona naspujce pyanie badawcze: P.B.: W jakim sopniu na spadek sopy bezrobocia w Polsce wpływ miało czciowe owarcie rynku pracy w Unii Europejskiej? Udzielajc odpowiedzi na o pyanie naley uwzgldni dodakowo naspujce faky: 1

2 przecina roczna sopa wzrosu PKB zmieniła si z poziomu 3,0 % w laach do poziomu 5,0% w laach (II kwarał), przecina roczna sopa wzrosu zarudnienia w Polsce zmieniła si z poziomu ujemnego wynoszcego -1,93% w laach do poziomu dodaniego wynoszcego 3,07% w laach (II kwarał), według danych EUROSTAT, przecina roczna sopa wzrosu zarudnienia w Polsce zmieniła si z poziomu ujemnego wynoszcego -1,96% w laach do poziomu dodaniego wynoszcego 1,55% w laach (II kwarał), według danych GUS Wykres 1 Sopy bezrobocia SU (wg. EUROSTAT) i SB (wg. GUS) oraz wzrosu PKB (SPKB) w Polsce SU SB SPKB Q1 1997Q4 1998Q3 1999Q2 2000Q1 2000Q4 2001Q3 2002Q2 2003Q1 2003Q4 2004Q3 2005Q2 2006Q1 2006Q4 2. Koncepcja przyczynowo-skukowego modelu bezrobocia przypadek zamkniego rynku pracy Punkem wyjcia przy formułowaniu koncepcji przyczynowo-skukowego modelu bezrobocia w warunkach zamkniego rynku pracy jes naspujca definicja sopy bezrobocia (u ): LF N N = = u = 1 u N, LF (1) LF LF ( ) ( + ) gdzie: LF - wielko zasobów siły roboczej na koniec okresu, N - wielko zasobu osób zarudnionych na koniec okresu. Z przedsawionej formuły zdefiniowania sopy bezrobocia wynika, e sopa a jes: ujemn funkcj liczby osób zarudnionych w gospodarce narodowej (N ), dodani funkcj zasobów siły roboczej (LF akywnych zawodowo) Zauwamy, e wielko zasobów siły roboczej (LF) na koniec okresu zaley od: wielkoci zasobów siły roboczej z koca okresu -1, srumienia przypływu siły roboczej w okresie (SpLF) (absolwenci szkół wkraczajcy na rynek pracy, osoby w wieku produkcyjnym uakywniajce si zawodowo, obcokrajowcy oficjalnie zarudniani,...) srumienia odpływu siły roboczej w okresie (SoLF)(osoby przechodzce na emeryur, osoby okresowo opuszczajce rynek pracy, emigracja zarobkowa,...). Z powyszego wynika, e: 2

3 LF = LF 1 + SpLF SoLF (2) Oznacza o, ze przyros zasobów siły roboczej jes rónic pomidzy srumieniem przypływu siły roboczej a srumieniem odpływu z rynku pracy, co moemy zapisa w naspujcy sposób: LF = LF LF 1 = SpLF SoLF (3) Uznajmy, e czynnikami decydujcymi o zmianie zasobów siły roboczej s czynniki demograficzne. Jeli w rozparywanym horyzoncie czasu obserwujemy usabilizowany poziom liczby ludnoci kraju, o moemy przyj załoenie upraszczajce w myl kórego, zasoby siły roboczej z dokładnoci do czynnika losowego s wielkoci sał 1. W ej syuacji wyraenie (3) zapisa moemy naspujco: LF = 0 LF = F cons. (4) = Przy przyjym powyej załoeniu, zdefiniowan w (1), sop bezrobocia dla kolejnych okresów zapiszemy naspujco: F N 1 u = = 1 N N = F(1 u ) (5.1) F F F N 1 1 u 1 = = 1 N 1 N 1 = F(1 u 1 ) (5.2) F F Odejmujc sronami od wyraenia (5.1) wyraenie (5.2), orzymujemy: gdzie: u u 1 = F N N = u = N u 1 N 1 (6) Dzielc obusronnie (6) przez N -1 orzymujemy: u N 1 1 = F N N 1 (7) Wykorzysujc (5.2), wyraenie (7) zapisa moemy naspujco: F u 1 N = ( 1 u 1 ) F N 1 (8) Przekszałcajc (8) orzymujemy: gdzie: u = SN 1 u ) (9) ( 1 N SN = N 1 jes sop wzrosu zarudnienia w ujciu ułamkowym. Wykorzysujc zdefiniowanie przyrosu sopy bezrobocia, wyraenie (9) przekszałci moemy do naspujcej posaci: u = SN ( 1 u 1) + u 1 (10) 1 Waro zauway, e w Polsce w laach w warunkach usabilizowanego poziomu liczby ludnoci kraju - sosunek liczby osób w wieku produkcyjnym skorygowanej o liczb osób sudiujcych do liczby ludnoci kraju była usabilizowana. mieszczc si w granicach 56,5%- 58,6%. 3

4 Koncenrujc swoj uwag na nakładach pracy, moemy uzna, e zaporzebowanie na prac (N) jes: dodanio uzalenione od poziomu produku krajowego (Y = PKB ), ujemnie uzalenione od uposaciowionego i nieuposaciowionego pospu echnicznego. W rezulacie funkcj zaporzebowania na prac, w posaci muliplikaywnej, zapiszemy naspujco: β α N = B0Y e, (0 < α < 1, β > 0 ) (11) Oznacza o, e dla okresu (-1) funkcj (11) zapiszemy naspujco: 0 1 ( N = β α B Y e 1 1 ), (12) Dzielc sronami wyraenie (11) przez wyraenie (12) orzymujemy: β α N Y = e (13) N 1 Y 1 Logarymujc obusronnie (13) orzymujemy: Zauwamy, e: ln N ln N 1 = β(lny lny 1 ) α, (14) N ln N = ln N ln N 1 = SN (15) N 1 1 Y ln Y = lny lny 1 = SY (16) Y gdzie wyraenia SN oraz SY s odpowiednio sop wzrosu nakładów pracy (N) oraz sop wzrosu produku krajowego (Y) w ujciu ułamkowym. Wykorzysujc oznaczenia z (15) i (16) posa (14) zapiszemy w naspujcy sposób: SN = α + β (17) SY Obecnie wprowadzajc (17) do (10) orzymujemy: u = ( α β SY )(1 u u (18) 1 ) + 1 Przekszałcajc (18) dochodzimy do naspujcej posaci: u = α α u β u (19) 1 β SY + ( SY u 1 ) + 1 Zauwamy, i w przypadku ujcia sopy wzrosu PKB i sopy bezrobocia w posaci ułamkowej, ich iloczyn w przyblieniu jes równy zero, zn.: SY u Wykorzysujc en fak, wyraenie (19) osaecznie zapisa moemy naspujco: u α + ( 1 α ) u β SY (20) 1 Uwzgldniajc załoenia doyczce paramerów i, kóre sformułowano dla równania (11), swierdzamy, i: u = u( u,sy ) (21) 1 ( + ) ( ) Na podsawie (20) i (21) powiemy, e sopa bezrobocia na koniec okresu : 4

5 zmniejsza si wraz ze wzrosem sopy wzrosu PKB w danym okresie, inercyjnie dososowuje si do poziomu sóp bezrobocia z okresów wczeniejszych, ym samym inercyjnie dososowuje si do zmieniajcych si poziomów sóp wzrosu PKB. 3. Dynamiczny model sopy bezrobocia Urzymujc załoenie o zamkniym charakerze rynku pracy oraz wykorzysujc powyej sformułowane prawidłowoci przyczynowo-skukowe, a ponado pomijajc zakłócenia losowe w rozparywanych zwizkach, mamy podsaw do sformułowania naspujcego dynamicznego modelu charakeryzujcego poziom sopy bezrobocia: u = b0 + a u 1 + b1 SPKB, (0 < a < 1, b1 < 0 ) (22) gdzie: Y Y 4 SPKB = 100% (23) Y 4 jes roczn sopa wzrosu PKB w ujciu procenowym w syuacji posługiwania si danymi kwaralnymi. Umówmy si ponado, e zmienna u reprezenuje procenowo okrelon sop bezrobocia SU, mierzon według meodologii EUROSTAT lub procenowo okrelon sop bezrobocia SB, mierzon według meodologii GUS. Model (22) sprowadzi moemy do przełcznikowego modelu rendu, kórego ogóln posa zapiszemy naspujco: u = u(,spkb ) (24) Na podsawie modelu (22) i (24) okreli moemy graniczne poziomy sopy bezrobocia oraz krókookresowe oraz długookresowe efeky oddziaływania zmiennej SPKB na sop bezrobocia u. Graficzn charakerysyk ych paramerów przedsawiono na rysunkach 1, 2, 3 oraz 4. A. Graniczny warunkowy poziom sopy bezrobocia: Graniczny warunkowy poziom sopy bezrobocia (u e ) wskazuje na granic funkcji rendu przełcznikowego (24) do kórej zmierza sopa bezrobocia przy usalonym poziomie sopy wzrosu PKB, co zapiszemy naspujco: b0 + b1spkb ue = (25) 1 a B. Efek krókookresowy oddziaływania sopy PKB na sop bezrobocia (u). Na podsawie (22) okrelamy efek krókookresowy oddziaływania SPKB na sop bezrobocia (u): k k u Ef ( SPKB ) : u = b1 SPKB Ef = = b1 < 0 (26) SPKB Wykorzysujc (26) powiemy, e wzros sopy PKB o 1 punk procenowy w okresie prowadzi do spadku sopy bezrobocia w ym samym okresie o b 1 punku procenowego. C. Efek długookresowy oddziaływania sopy PKB na sop bezrobocia (u) oraz graniczna wielko sopy bezrobocia (u e ) Jeli załoymy, e sopa wzrosu PKB ulega zmianie w czasie, wówczas musimy uzna, e graniczny warunkowy poziom sopy bezrobocia, zdefiniowany w (25), podlega zmianie. Tym samym wykorzysujc (25) okrelamy długookresowy efek oddziaływania sopy PKB na sop bezrobocia (u) w naspujcy sposób: d b1 d u b1 Ef ( SPKB ) : ue = SPKB Ef = = < 0 (27) 1 a SPKB 1 a 5

6 Na podsawie (27) powiemy, e jeeli sopa PKB w okresie wzronie o 1 punk procenowy i urzyma si na nowym poziomie, o sopa bezrobocia osaecznie (czyli w granicy) zmaleje o [b 1 /(1-a)] punku procenowego. Analizujc efeky krókookresowych i długookresowych zmian sopy bezrobocia, wynikajce ze zmian sopy PKB, rozway moemy czery poencjalne wariany zmian, co przedsawiono na rysunkach 1, 2, 3 i 4. Przeprowadzajc e rozwaania załoono, e sopa wzrosu PKB przyjmowała dwa rónice si poziomy w en sposób, e: SPKB = SPKB 0 = cons. dla = 0, 1, 2, 3,..., h-2, h-1. SPKB = SPKB h = cons. dla = h, h+1, h+2,..., n-1, n. W wariancie pierwszym (parz rys. 1) zakładamy, e sopa bezrobocia poczkowo wzrasa, zmierzajc do granicy u e0. W okresie =h naspuje spadek sopy wzrosu PKB. W wyniku ego impulsu naspuje jednoczesne przesunicie w gór rendu sopy bezrobocia (efek krókookresowy) i granicy u eh do kórej zmierza rend (efek długookresowy). u u eh u(,spkb) Ef d : u e >0 u e0 Ef k : u >0 gdzie: Efek długookresowy Ef d (SPKB ): u e = (b 1 /1-a) SPKB Efek krókookresowy Ef k (SPKB ): u = b 1 SPKB Granica funkcji: u e = (b 0 +b 1 SPKB )/(1-a) u 0 0 h Rys. 1 Efeky krókookresowych i długookresowych zmian sopy bezrobocia (u ) wynikajce ze spadku sopy produku krajowego bruo (SPKB <0) w okresie =h (w warunkach cigłego wzrosu sopy bezrobocia) W wariancie drugim (parz rys. 2) zakładamy, e sopa bezrobocia poczkowo maleje, zmierzajc do granicy u e0. W okresie =h naspuje wzros sopy wzrosu PKB. W wyniku ego impulsu naspuje jednoczesne przesunicie w dół rendu sopy bezrobocia (efek krókookresowy) i granicy u eh do kórej zmierza rend (efek długookresowy). u gdzie: Efek długookresowy Ef d (SPKB ): u e = (b 1 /1-a) SPKB u 0 Efek krókookresowy Ef k (SPKB ): u = b 1 SPKB Granica funkcji: u e = (b 0 +b 1 SPKB )/(1-a) u e0 u eh Ef k : u <0 u (,SPKB ) Ef d : u e <0 0 h Rys. 2 Efeky krókookresowych i długookresowych zmian sopy bezrobocia (u ) wynikajce ze wzrosu sopy produku krajowego bruo (SPKB >0) w okresie =h (w warunkach cigłego spadku sopy bezrobocia) 6

7 W wariancie rzecim (parz rys. 3) zakładamy, e sopa bezrobocia poczkowo wzrasa, zmierzajc do granicy u e0. W okresie =h naspuje wzros sopy wzrosu PKB. W wyniku ego impulsu naspuje jednoczesne przesunicie w dół rendu sopy bezrobocia (efek krókookresowy) i granicy u eh do kórej zmierza rend (efek długookresowy). W wariancie ym, w wyniku zaisniałego impulsu w okresie =h, rend sopy bezrobocia poczkowo rosncy do granicy u e0, zmienia swój charaker sajc si rendem malejcym zmierzajcym do granicy u eh. u gdzie: Efek długookresowy Ef d (SPKB ): u e = (b 1 /1-a) SPKB Efek krókookresowy Ef k (SPKB ): u = b 1 SPKB u e0 Ef k : u <0 Ef d : u e <0 u eh u (,SPKB ) u 0 Granica funkcji: u e = (b 0 +b 1 SPKB )/(1-a) 0 h Rys. 3 Efeky krókookresowych i długookresowych zmian sopy bezrobocia (u ) wynikajce ze wzrosu sopy produku krajowego bruo (SPKB >0) w okresie =h (w warunkach poczkowego wzrosu i póniejszego spadku sopy bezrobocia) W wariancie czwarym (parz rys. 4) zakładamy, e sopa bezrobocia poczkowo maleje, zmierzajc do granicy u e0. W okresie =h naspuje spadek sopy wzrosu PKB. W wyniku ego impulsu naspuje jednoczesne przesunicie w gór rendu sopy bezrobocia (efek krókookresowy) i granicy u eh do kórej zmierza rend (efek długookresowy). W wariancie ym, w wyniku zaisniałego impulsu w okresie =h, rend sopy bezrobocia poczkowo malejcy do granicy u e0, zmienia swój charaker sajc si rendem rosncym zmierzajcym do granicy u eh. u gdzie: Efek długookresowy Ef d (SPKB ): u e = (b 1 /1-a) SPKB Efek krókookresowy Ef k (SPKB ): u = b 1 SPKB Granica funkcji: u e = (b 0 +b 1 SPKB )/(1-a) u eh u 0 u (,SPKB ) Ef k : u >0 Ef d : u e >0 u e0 0 h Rys. 4 Efeky krókookresowych i długookresowych zmian sopy bezrobocia (u ) wynikajce ze spadku sopy produku krajowego bruo (SPKB <0) w okresie =h (w warunkach poczkowego spadku i póniejszego wzrosu sopy bezrobocia) 7

8 4. Wyniki oszacowa dynamicznego modelu bezrobocia dla okresu poprzedzajcego wspienie Polski do Unii Europejskiej Przed przyspieniem do weryfikacji podsawowej hipoezy badawczej (H.B) przeprowadzono badania poprzedzajce, umoliwiajce konsrukcj modelu sanowicego podsaw do sformułowania wniosków kocowych. Procedura bada poprzedzajcych sprowadzała si do: a. konsrukcji i oszacowania dynamicznego modelu sopy bezrobocia w Polsce dla okresu poprzedzajcego wspienie Polski do Unii Europejskiej, j. dla okresu od I kwarału 1997 roku do II kwarału 2004 roku, b. wykorzysania oszacowanej wersji modelu do dokonania prognozy warunkowej sopy bezrobocia w Polsce dla okresu od III kwarału 2004 roku do III kwarału 2007 roku, c. wyznaczenia błdów ex-pos prognoz sóp bezrobocia w Polsce. Konsruujc i szacujc model sopy bezrobocia (punk a. procedury) sprawdzano moliwo wyspienia opónienia czasowego w oddziaływaniu sopy wzrosu PKB na sop bezrobocia. Ewenualny sopie opónienia w ym zwizku wynika moe z faku, i roczna sopa wzrosu PKB, zgodnie z (23), obliczona zosała przy uyciu danych kwaralnych. W rezulacie, uwzgldniajc rónice w ocenie sóp bezrobocia według EUROSTAT i GUS, sprawdzano jako oszacowa naspujcych dwóch, zmodyfikowanych posaci modelu (22): gdzie: SU = b0 + a SU 1 + b1 SPKB i, (0 < a < 1, b1 < 0 ) (28.1) SB = b0 + a SB 1 + b1 SPKB i, (0 < a < 1, b1 < 0 ) (28.2) i = 0, 1, 2,... - sopie opónienia zmiennej SPKB, = 1, 2,..., 30 - numer obserwacji dla okresu : I kw r. II kw r., SPKB -i - roczna sopa wzrosu PKB w okresie -i w ujciu procenowym, SU - procenowa sopa bezrobocia na koniec okresu na podsawie danych EUROSTAT, SB - procenowa sopa bezrobocia na koniec okresu na podsawie danych EUROSTAT, Tabela 1 Wyniki oszacowa MNK dynamicznych modeli bezrobocia na podsawie danych z la 1997 kw.i-2004 kw.ii (przypadki danych EUROSTAT i GUS ) Oszacowane waroci paramerów srukuralnych oraz waroci saysyk -sudena dla próby na podsawie danych: Paramery EUROSTAT zmienna objaniana: SU GUS zmienna objaniana: SB Symbol Oceny paramerów Symbol Oceny paramerów zmiennej zmiennej b 0 1 2,8678 (2,557) 1 2,4457 (2,6236) a SU -1 0,8865 (16,159) SB -1 0,9079 (19,400) b 1 SPKB -1-0,2200 (-2,342) SPKB -1-0,2048 (-3,058) Charakerysyka próby saysycznej oraz miary jakoci oszacowa modelu n R 2 0,9464 0,9589 Se 0,9328 0,7206 DW 1,9461 1,7802 D-h[prob] 0,15190[0,879] 0,6228[0,533] Efeky długookresowe oddziaływania: Produku krajowego -1,938-2,22 ródło: Obliczenia własne na podsawie danych GUS 8

9 Na podsawie danych saysycznych ujych w załczniku (parz: Tabela Z.1), wykorzysujc oprogramowanie MICROFIT, za pomoc meody najmniejszych kwadraów, oszacowano obie powysze wersje modeli. W rakcie szacowania zakładano róne sopnie opónie przy zmiennej SPKB (parz: załcznik 2 i 3). Sosujc saysyczn ocen jakoci rozwaanych wersji modeli, za najwłaciwsze uznano przyjcie opónie jedno-okresowych przy zmiennej objaniajcej SPKB. Wyniki oszacowa osaecznych wersji modeli przedsawiono w Tabeli 1. Wykorzysujc zaware am wyniki oszacowa, okreli moemy, zgodnie z (26) i (27), efeky krókookresowe i długookresowe oddziaływania sopy wzrosu PKB na sop bezrobocia. Obecnie powiemy, e: Wzros rocznej sopy PKB o 1% w danym kwarale prowadził do spadku sopy bezrobocia w naspnym kwarale o około: 0,22% (w przypadku danych EUROSTAT) lub 0,205% (w przypadku danych GUS) efek krókookresowy. Wzros rocznej sopy PKB o 1% w danym kwarale i urzymania jej na niezmienionym poziomie prowadzi do osaecznego spadku sopy bezrobocia o około 1,938% (w przypadku danych EUROSTAT) lub 2,22% (w przypadku danych GUS) efek długookresowy. Wykorzysujc oszacowane wersje modelu, zgodnie z punkami c i b procedury badawczej, wykonano prognozy warunkowe sóp bezrobocia na okres wejcia Polski do Unii Europejskiej oraz wyznaczono błdy prognoz (parz: załcznik 4, Tablice 4.1.Z, 4.2.Z). Zauwamy, e: prognoza warunkowa wskazuje na hipoeyczny poziom sóp bezrobocia, jaki mona by zaobserwowa w syuacji, gdyby Polska nie wspiła do Unii Europejskiej, błd prognozy ex-pos, bdcy rónic pomidzy rzeczywisymi a prognozowanymi sopami bezrobocia, uzna mona, w pewnym przyblieniu, za ocen skuku wspienia Polski do Unii Europejskiej. W abelach 2 i 3 zaprezenowano wyniki prognoz i błdów prognoz sóp bezrobocia na okres od 2004 r. kw.3 do 2007 r. kw.3. Wyniki przedsawione w abelach doycz sóp bezrobocia SU i SB w ujciu EUROST i GUS. Jednoczenie na wykresach 2 i 3 przedsawiono obrazy graficzne omawianych uaj rezulaów oblicze. Rok i kwarał Tabela 2 Wyniki prognoz i błdów prognoz sóp bezrobocia na okres od 2004 kw.3 do 2007 kw.3 (na podsawie danych EUROSTAT) Sopa bezrobocia wg EUROSTAT Prognozowana sopa bezrobocia Błd prognozy Ocena błdu sandardowego prognozy SU FSU SU-FSU u 2004Q3 18,0 18,3271-0,3271 1, Q4 18,2 18,0592 0,1408 1, Q1 18,8 17,9982 0,8018 1, Q2 17,7 18,2967-0,5967 1, Q3 17,2 18,3843-1,1843 1, Q4 16,9 18,2201-1,3201 2, Q1 15,9 18,0520-2,1520 2, Q2 13,5 17,6615-4,1615 2, Q3 12,8 17,2046-4,4046 2, Q4 12,3 16,7340-4,4340 2, Q1 11,0 16,2505-5,2505 2, Q2 9,9 15,6460-5,7460 2,7524 ródło: Obliczenia własne na podsawie oszacowanego modelu 28.1 Analizujc wyniki zamieszczone w Tabeli 2 swierdzamy, e przypadku danych EUROST: rónice pomidzy rzeczywis a prognozowan sop bezrobocia uwidacznia zaczły si od II kwarału 2005 roku, przyjmujc w kolejnych okresach coraz wiksze waroci ujemne, rzeczywisa sopa bezrobocia, pod koniec prognozowanego okresu była nisza od prognozowanej sopy warunkowanej jedynie obserwowanym wzrosem gospodarczym - o ponad 5,5%. 9

10 21 Wykres 2 Sopy bezrobocia rzeczywise (SU) i prognozowane (FSU) w % (dane saysyczne wg. EUROSTAT) SU FSU Q3 2004Q4 2005Q1 2005Q2 2005Q3 2005Q4 2006Q1 2006Q2 2006Q3 ródło: Opracowanie własne na podsawie danych zamieszczonych w Tabeli Q4 2007Q1 2007Q2 Rok i kwarał Tabela 3 Wyniki prognoz i błdów prognoz sóp bezrobocia na okres od 2004 kw.1 do 2007 kw.3 (na podsawie danych GUS) Sopa bezrobocia wg GUS Prognozowana sopa bezrobocia Błd prognozy Ocena błdu sandardowego prognozy SB FSB SB-FSB u 2004Q3 18,9 18,8518 0,0482 0, Q4 19,0 18,5776 0,4224 1, Q1 19,2 18,4930 0,7070 1, Q2 18,0 18,7444-0,7444 1, Q3 17,6 18,8078-1,2078 1, Q4 17,6 18,6403-1,0403 1, Q1 17,8 18,4672-0,6672 1, Q2 15,9 18,0852-2,1852 1, Q3 15,2 17,6354-2,4354 1, Q4 14,9 17,1659-2,2659 2, Q1 14,4 16,6780-2,2780 2, Q2 12,4 16,0713-3,6713 2,2672 ródło: Obliczenia własne na podsawie oszacowanego modelu 28.2 Analizujc wyniki zamieszczone w Tabeli 3 swierdzamy, e przypadku danych GUS: rónice pomidzy rzeczywis a prognozowan sop bezrobocia uwidacznia zaczły si od II kwarału 2005 roku, przyjmujc w kolejnych okresach coraz wiksze waroci ujemne, rzeczywisa sopa bezrobocia, pod koniec prognozowanego okresu była nisza od prognozowanej sopy warunkowanej jedynie obserwowanym wzrosem gospodarczym - o ponad 3,5%. Podsumowujc cz rozwaa mamy sil podsaw aby uzna, e niezalenie od sosowanej meody okrelenia sopy bezrobocia (EUROSTAT lub GUS), w wyniku wspienia Polski do Unii Europejskiej, przy załoonej sopie wzrosu PKB: a. naspił spadek sopy bezrobocia, b. spadek sopy bezrobocia nie był naychmiasowy i uwidocznił si z opónieniem czasowym wynoszcym około 2-3 kwarałów, c. spadek sopy bezrobocia pogłbiał si wraz z upływem czasu przynalenoci Polski do Unii. 10

11 Wykres 3 Sopy bezrobocia rzeczywise (SB) i prognozowane (FSB) w % ( dane saysyczne wg. GUS) SB FSB 2004Q3 2004Q4 2005Q1 2005Q2 2005Q3 2005Q4 2006Q1 2006Q2 2006Q3 2006Q4 2007Q1 2007Q2 ródło: Opracowanie własne na podsawie danych zamieszczonych w Tabeli 3 Wyprowadzajc powyej sformułowane wnioski, doyczce zmiany sopy bezrobocia wynikajce ze wspienia Polski do Unii, absrahowalimy od ewenualnego wpływu przyspienia Polski do Unii na poziom wzrosu sopy PKB. Tym samym uznalimy, e zmiana sopy bezrobocia wynikała jedynie z owarcia rynku pracy i przepływu siły roboczej midzy Polsk i krajami Unii Europejskiej 5. Symulacja krókookresowych i długookresowych efeków spadku sopy bezrobocia wynikajcych ze wspienia Polski do UE Na podsawie przeprowadzonych powyej analiz, doyczcych oszacowanych modeli i warunkowych prognoz ex-pos, sformułowa mona naspujcy wniosek generalny: wspienie Polski do Unii Europejskiej wpłynło na rajekori zmian sopy bezrobocia oraz połoenie granicznej wielkoci sopy bezrobocia. Uzna jednoczenie naley, e efek spadku sopy bezrobocia, wyraajcy si zmian rajekorii: nie był naychmiasowy, wykazywał opónienie czasowe (zw. efek krókookresowy, opóniony), pogłbiał si wraz z upływem czasu zmierzajc do warunkowej granicy (zw. efek długookresowy). Uwzgldniajc powysze wnioski, uznajc jednoczenie, e zmienna u alernaywnie oznacza zmienn SU lub SB, zaproponowa moemy naspujce rozwizanie modelowe: gdzie: u = b0 + a u 1 + b1spkb i + b X 05a + ε (29) 2 0 dla = 1,2,3,...,40 ( zn.: od I.kw.1977 do IV kw ) X 05a = (30) 1 dla = 41,42,43,..., ( zn.: od I.kw do IV kw ) Na podsawie powyszego modelu okreli moemy graniczny warunkowy poziom sopy bezrobocia oraz króko i długookresowe efeky wpływu wspienia Polski do UE na poziom sopy bezrobocia. A. Graniczny warunkowy poziom sopy bezrobocia: b0 + b1spkb i + b2 X 05a ue = (31) 1 a Graniczny warunkowy poziom sopy bezrobocia (u e ) wskazuje na granic funkcji rendu przełcznikowego (29) do kórej zmierza sopa bezrobocia przy usalonym poziomie sopy wzrosu 11

12 PKB, oraz w warunkach, gdy Polska nie naleała do UE (X05a =0) lub gdy przyspiła do UE (X05a =1). B. Efek krókookresowy wpływu wspienia Polski do UE na sop bezrobocia (u) (efek zmiany rajekorii sopy bezrobocia w warunkach, gdy X0a 1): k k u Ef ( X 05a ): Ef = b2 < 0, X 05a 1, (32) X 05a Efek krókookresowy wskazuje, e w warunkach sałoci sopy wzrosu PKB sopa bezrobocia w okresie, (zn. w I kwarale 2005 roku) na skuek przyspienia Polski do UE spadła o około b punków procenowych. C. Efek długookresowy wpływu wspienia Polski do UE na sop bezrobocia (u) (efek zmiany granicznego warunkowego poziomu sopy bezrobocia): d d ue b2 Ef ( X 05a ) : Ef = = ue = < 0, X 05a 1 (33) X 05a 1 a Efek długookresowy wskazuje, e w warunkach sałoci sopy wzrosu PKB, sopa bezrobocia, na skuek przyspienia Polski do UE, spadnie osaecznie o około b/(1-a) punków procenowych. Tabela 4 Wyniki oszacowa MNK dynamicznych modeli bezrobocia na podsawie danych z la 1997 kw kw.2 (przypadki danych EUROSTAT i GUS ) Oszacowane waroci paramerów srukuralnych oraz waroci saysyk -sudena dla próby na podsawie danych: Paramery EUROSTAT zmienna objasniana: SU GUS zmienna objaniana: SB Symbol zmiennej Oceny oraz waroci saysyk Symbol zmiennej Oceny oraz waroci saysyk b 0 1 2,8219 (2,868) 1 2,384 (2,7704) a SU -1 0,8922 (18,336) SB -1 0,9129 (21,30) b 1 SPKB -1-0,2303 (-2,841) SPKB -1-0,2067 (-3,42) b 2 X05a -0,8342 (-2,169) X05a -0,5321 (-1,98) Charakerysyka próby saysycznej oraz miary jakoci oszacowa modelu n R 2 0,9472 0,9513 Se 0,8725 0,7105 DW 1,9901 1,897 D-h[prob] 0,0331[0,974] 0,3476[0,728] Efeky długookresowe oddziaływania: Produku krajowego -2,135-2,37 Wspienia Polski do Unii -7,73-6,11 ródło: Obliczenia własne na podsawie danych EUROSTAT i GUS Na podsawie danych saysycznych zamieszczonych w Tabeli 1.Z, sosujc meod najmniejszych kwadraów, oszacowano paramery srukuralne modelu (29) dla obu omawianych wersji. Analiza jakoci oszacowa modelu w obu jego wersjach (parz: załcznik 5 i 6) powierdziła wczeniejsze wnioski, wskazujce na opónione jedno-okresowo oddziaływanie sopy wzrosu PKB na sop bezrobocia. Osaeczne rezulay oszacowa, poddane dalszej analizie, przedsawiono w Tabeli 4. Na podsawie zamieszczonych am wyników powiemy: 12

13 Wzros rocznej sopy PKB o 1% w danym kwarale prowadził do naychmiasowego spadku sopy bezrobocia o około: [0,23% (EUROSTAT)], [0,21% (GUS)] Wzros rocznej sopy PKB o 1% w danym kwarale i urzymania go na niezmienionym poziomie prowadził do osaecznego spadku sopy bezrobocia o około: [2,135% (EUROSTAT)], [2,37% (GUS)] Wejcie Polski do UE wywołało naychmiasowe przesunicie rajekorii zmian sopy bezrobocia o około: [0,834% (EUROSTAT)], [0,532% (GUS)] Wejcie Polski do UE wywołało długookresowy spadek sopy bezrobocia (spadek połoenia warunkowej granicy sopy bezrobocia) o około: [7,73% (EUROSTAT)], [6,11% (GUS)] Zauwamy, e zgodnie z (31) szacunki granicznych warunkowych sóp bezrobocia dla obu wersji modelu wynosz odpowiednio: SU SB e e 2,822 0,23 SPKB 1 0,834 X 05a = 1 0,8922 2,384 0,207 SPKB 1 0,532 X 05a = 1 0,9129 (34.1) (34.2) Na podsawie (34.1) i (34.2) dokona mona symulacji poziomu granicznych sóp bezrobocia w zalenoci od wielkoci sóp wzrosu PKB w hipoeycznych warunkach przynalenoci i nieprzynalenoci Polski do UE. Wyniki symulacji przedsawiono w Tabeli 5. Tabela 5 Symulowane graniczne poziomy sóp bezrobocia w hipoeycznych warunkach nieprzynalenoci i przynalenoci Polski do UE oraz załoonych poziomach sóp wzrosu PKB (przypadki danych EUROSTAT i GUS ) Załoona sopa wzrosu PKB SPKB% Graniczny poziom sopy bezrobocia w ujciu EUROSTAT w warunkach: Graniczny poziom sopy bezrobocia w ujciu GUS w warunkach: nieprzynalenoci przynalenoci nieprzynalenoci przynalenoci Polski do UE Polski do UE Polski do UE Polski do UE SU n e SU p e SB n e SB p e 0% 26,18% 18,44% 27,37% 21,26% 1% 24,04% 16,31% 24,99% 18,88% 2% 21,91% 14,17% 22,62% 16,51% 3% 19,77% 12,04% 20,24% 14,13% 4% 17,64% 9,91% 17,86% 11,75% 5% 15,51% 7,78% 15,48% 9,37% 6% 13,38% 5,65% 13,11% 7,00% 7% 11,24% 3,51% 10,73% 4,62% ródło: Obliczenia własne na podsawie danych EUROSTAT i GUS Przedsawione w abeli 5 wyniki symulacji powierdzaj sformułowane powyej wnioski doyczce efeków długookresowych wynikajcych ze zmiany sopy wzrosu PKB oraz przyspienia Polski do Unii Europejskiej. Waro jednoczenie zauway, e zakładajc moliwo urzymania si w najbliszych laach rocznej sopy wzrosu PKB w granicach od 5 do 6 procen mona oczekiwa, e sopa bezrobocia w Polsce ukszałuje si: w granicach od 7,78% do 5,65% (w ujciu EUROSTAT), w granicach od 9,37% do 7,00% (w ujciu GUS). Sformułowane powyej wnioski powierdzaj posawion na wspie hipoez badawcz, w myl kórej: w wyniku wspienia Polski do Unii Europejskiej i czciowego owarcia europejskiego rynku pracy naspił spadek sopy bezrobocia w Polsce. 13

14 BIBLIOGRAFIA [1] Barro R.: Makroekonomia, PWE, Warszawa [2] Burda M., Wyplosz Ch.: Makroekonomia, Podrcznik europejski, PWE, Warszawa [3] Chow G.: Ekonomeria, Wydawnicwo Naukowe PWN, Warszawa [4] Dornbusch R., Fischer S., Sparks G. R.: Macroeconomics, Third Canadian Ediion, McGraw-Hill Ryerson Limied, Torono [5] Maddala G.,S.: Inroducion o Economerics, John Wiley & Sons LTD, New York [6] Hall R., E., Taylor J., B.: Makroekonomia, Teoria, funkcjonowanie i poliyka, Wydawnicwo Naukowe PWN, Warszawa [7] Kwiakowski, Kucharski L. Tokarski T.: Bezrobocie i zayrudnienie a PKB w Polsce w laach , Ekonomisa,2002/3, s [8] Kwiakowski E.: Srukuralne deerminany nauralnej sopy bezrobocia, Bank i Kredy, lisopad grudzie 2002, Konferencja Naukowa, Sesja II Rynek pracy a poliyka pienina, s , [9] Layard R., Nickell S., Jackman R.: Unemloymen: Macroeconomic Performance and he Labour Marke, Oxford Universiy Press, Oxford 1991 [10] Ossowski J., Cz.: Dynamika bezrobocia a dynamika produkcji sprzedanej polskiego przemysłu, w Dynamiczne Modele Ekonomeryczne, Insyu Wydawniczy Gravis, Toru 1995, s [11] Ossowski J., Cz.: Wybrane zagadnienia z makroekonomii, Pojcia, problemy, przykłady i zadania, WSFiR, Sopo [12] Ossowski J., Cz.: Zarudnienie i bezrobocie a dynamika wzrosu gospodarczego. W: Prace Naukowe Kaedry Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorswem, Tom V, Poliechnika Gdaska, Wydział Zarzdzania i Ekonomii, Gdask 2006, s.7-18 [13] Ossowski J., Cz.: Pomiar i inerpreacja efeków sezonowych w przyczynowo-skukowych modelach dynamicznych na przykładzie modelu płac w Polsce, W: MODELOWANIE I PROGNOZOWANIE GOSPODARKI NARODOWEJ, Prace i Maeriały Wydziału Zarzdzania Uniwersyeu Gdaskiego, Nr 5/2007, Wydział Zarzdzania Uniwersyeu Gdaskiego, Sopo 2007, s , [14] Romer D.: Makroekonomia dla zaawansowanych, Wydawnicwo Naukowe PWN, Warszawa [15] Poland Quarerly Saisics, GUS, Warszawa, laa: [16] Miniserswo Pracy i Poliyki Społecznej san na [17] Tygodnik Finansowy san na [18] Rynek pracy po 1 maja, - san na

15 ZAŁCZNIKI Załcznik 1 Tabela 1. Z. Sopy bezrobocia oraz bezrobocie ogółem według EUROSTAT i GUS na le sóp wzrosu PKB w Polsce w okresie od 1997 r. kw. I do 2007 kw.ii Rok i kwarał Sopa bezrobocia w % wg. EUROSTAT Bezrobocie w ys. osób wg EUROSTAT Sopa bezrobocia w % wg GUS Bezrobocie w ys. osób wg GUS Sopa wzrosu PKB w % OKRES SU UG SB BO SPKB 1997Q1 11,9 2038,6 14, ,7 6, Q2 10,8 1826,7 13, ,9 7, Q3 10,2 1718,3 11, ,7 6, Q ,2 11, ,4 6, Q1 10,5 1806,5 11, ,7 6, Q2 9,8 1660,3 10, ,6 5, Q3 9,9 1669,2 10, ,7 4, Q4 10,8 1832,9 11, ,4 2, Q1 13,2 2281,7 13, ,4 1, Q , , Q3 13,8 2357,7 13, ,8 5, Q4 14,9 2570,9 14, ,8 6, Q1 16,9 2909,9 15, ,6 5, Q2 16,2 2804,4 15, ,4 5, Q3 15,5 2705,9 15, ,8 3, Q4 16,4 2854,1 16, ,6 2, Q1 18,4 3190,6 18, ,7 2, Q2 18,3 3199,2 17, ,2 0, Q ,8 18, ,4 0, Q4 18,9 3282,6 19, ,1 0, Q1 20,2 3477,5 20, ,9 0, Q2 19,7 3399,9 19, ,9 0, Q3 19, , ,6 1, Q ,1 20, , Q1 20,5 3440,5 20, , Q2 19,1 3230,7 19, ,6 4, Q3 19,2 3264,3 19, ,3 4, Q4 19,6 3343,9 20, ,7 4, Q1 20,6 3488,4 20,4 3265,8 6, Q2 18,9 3178,4 19,4 3071,2 5, Q ,1 18,9 2970,9 4, Q4 18,2 3123, ,6 3, Q1 18,8 3186,3 19,2 3052,6 2, Q2 17,7 3007, ,4 3,2 2005Q3 17,2 2990,2 17,6 2760,1 4, Q4 16,9 2934,9 17, , Q1 15,9 2672,9 17, , Q2 13,5 2263,5 15,9 2487,6 6, Q3 12,8 2193,3 15,2 2363,6 6, Q4 12,3 2083,8 14,9 2309,4 6, Q ,8 14,4 2232,5 7, Q2 9,9 1630,9 12,4 1895,1 6,7024 ródło: Opracowanie własnych na podsawie danych EUROSTST i GUS 15

16 Załcznik 2 Wyniki oszacowa dynamicznego modelu sopy bezrobocia (SU wg. EUROSTAT) w warunkach zrónicowanych opó nie sopy wzrosu produku krajowego (SPKB -i ) dla okresu poprzedzajcego wejcie Polski do Unii Europejskiej Tablica 2.1 Z Przypadek braku opó nie zmiennej SPKB Ordinary Leas Squares Esimaion Dependen variable is SU 29 observaions used for esimaion from 1997Q2 o 2004Q2 Regressor Coefficien Sandard Error T-Raio[Prob] C [.039] SU(-1) [.000] SPKB [.063] R-Squared R-Bar-Squared S.E. of Regression F-sa. F( 2, 26) [.000] Mean of Dependen Variable S.D. of Dependen Variable Residual Sum of Squares Equaion Log-likelihood Akaike Info. Crierion Schwarz Bayesian Crierion DW-saisic Durbin's h-saisic.20543[.837] Tablica 2.2 Z Przypadek jednookresowego opó nienia zmiennej SPKB Ordinary Leas Squares Esimaion Dependen variable is SU 29 observaions used for esimaion from 1997Q2 o 2004Q2 Regressor Coefficien Sandard Error T-Raio[Prob] C [.017] SU(-1) [.000] SPKB(-1) [.027] R-Squared R-Bar-Squared S.E. of Regression F-sa. F( 2, 26) [.000] Mean of Dependen Variable S.D. of Dependen Variable Residual Sum of Squares Equaion Log-likelihood Akaike Info. Crierion Schwarz Bayesian Crierion DW-saisic Durbin's h-saisic.15190[.879] Tablica 2.3 Z Przypadek dwuokresowego opó nienia zmiennej SPKB Ordinary Leas Squares Esimaion Dependen variable is SU 29 observaions used for esimaion from 1997Q2 o 2004Q2 Regressor Coefficien Sandard Error T-Raio[Prob] C [.011] SU(-1) [.000] SPKB(-2) [.020] R-Squared R-Bar-Squared S.E. of Regression F-sa. F( 2, 26) [.000] Mean of Dependen Variable S.D. of Dependen Variable Residual Sum of Squares Equaion Log-likelihood Akaike Info. Crierion Schwarz Bayesian Crierion DW-saisic Durbin's h-saisic.23711[.813] 16

17 Załcznik 3 Wyniki oszacowa dynamicznego modelu sopy bezrobocia (SB wg. GUS) w warunkach zrónicowanych opó nie sopy wzrosu produku krajowego (SPKB -i ) dla okresu poprzedzajcego wejcie Polski do Unii Europejskiej Tablica 3.1 Z Przypadek braku opó nie zmiennej SPKB Ordinary Leas Squares Esimaion Dependen variable is SB 30 observaions used for esimaion from 1997Q1 o 2004Q2 Regressor Coefficien Sandard Error T-Raio[Prob] C [.021] SB(-1) [.000] SPKB [.004] R-Squared R-Bar-Squared S.E. of Regression F-sa. F( 2, 27) [.000] Mean of Dependen Variable S.D. of Dependen Variable Residual Sum of Squares Equaion Log-likelihood Akaike Info. Crierion Schwarz Bayesian Crierion DW-saisic Durbin's h-saisic.64091[.522] Tablica 3.2 Z Przypadek jednookresowego opó nienia zmiennej SPKB Ordinary Leas Squares Esimaion Dependen variable is SB 30 observaions used for esimaion from 1997Q1 o 2004Q2 Regressor Coefficien Sandard Error T-Raio[Prob] C [.014] SB(-1) [.000] SPKB(-1) [.005] R-Squared R-Bar-Squared S.E. of Regression F-sa. F( 2, 27) [.000] Mean of Dependen Variable S.D. of Dependen Variable Residual Sum of Squares Equaion Log-likelihood Akaike Info. Crierion Schwarz Bayesian Crierion DW-saisic Durbin's h-saisic.62285[.533] Tablica 3.3 Z Przypadek dwuokresowego opó nienia zmiennej SPKB Ordinary Leas Squares Esimaion Dependen variable is SB 30 observaions used for esimaion from 1997Q1 o 2004Q2 Regressor Coefficien Sandard Error T-Raio[Prob] C [.018] SB(-1) [.000] SPKB(-2) [.012] R-Squared R-Bar-Squared S.E. of Regression F-sa. F( 2, 27) [.000] Mean of Dependen Variable S.D. of Dependen Variable Residual Sum of Squares Equaion Log-likelihood Akaike Info. Crierion Schwarz Bayesian Crierion DW-saisic Durbin's h-saisic.84600[.398] 17

18 Załcznik 4 Prognozy warunkowe oraz błdy prognoz sóp bezrobocia dla la 2004 kw. III 2007 kw.ii na podsawie modeli dynamicznych z la poprzedzajcych wejcie Polski do UE Tablica 4.1. Z Prognozy sopy bezrobocia SU dla danych EUROSTAT Single Equaion Dynamic Forecass Based on OLS regression of SU on: C SU(-1) SPKB(-1) 29 observaions used for esimaion from 1997Q2 o 2004Q2 Observaion Acual Predicion Error S.D. of Error 2004Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q3 *NONE* *NONE* Summary saisics for single equaion dynamic forecass Based on 12 observaions from 2004Q3 o 2007Q2 Mean Predicion Errors Mean Sum Abs Pred Errors Sum Squares Pred Errors Roo Mean Sumsq Pred Errors Predicive failure es F( 12, 26)= [.471] Srucural sabiliy es F( 3, 35)= [.140] Tablica 4.2. Z Prognozy sopy bezrobocia SB dla danych GUS Single Equaion Dynamic Forecass Based on OLS regression of SB on: C SB(-1) SPKB(-1) 30 observaions used for esimaion from 1997Q1 o 2004Q2 Observaion Acual Predicion Error S.D. of Error 2004Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q Q3 *NONE* *NONE* Summary saisics for single equaion dynamic forecass Based on 12 observaions from 2004Q3 o 2007Q2 Mean Predicion Errors Mean Sum Abs Pred Errors Sum Squares Pred Errors Roo Mean Sumsq Pred Errors Predicive failure es F( 12, 27)= [.367] Srucural sabiliy es F( 3, 36)= [.403] 18

19 Załcznik 5 Wyniki oszacowa dynamicznego modelu sopy bezrobocia (SU wg. EUROSTAT) w warunkach zrónicowanych opó nie sopy wzrosu produku krajowego (SPKB -i ) dla okresu od 1997 r. kw. I do 2007 kw. II Tablica 5.1. Z Przypadek braku opó nie zmiennej SPKB Ordinary Leas Squares Esimaion Dependen variable is SU 41 observaions used for esimaion from 1997Q2 o 2007Q2 Regressor Coefficien Sandard Error T-Raio[Prob] C [.010] SU(-1) [.000] SPKB [.009] X05A [.029] R-Squared R-Bar-Squared S.E. of Regression F-sa. F( 3, 37) [.000] Mean of Dependen Variable S.D. of Dependen Variable Residual Sum of Squares Equaion Log-likelihood Akaike Info. Crierion Schwarz Bayesian Crierion DW-saisic Durbin's h-saisic.14404[.885] Tablica 5.2. Z Przypadek jednookresowego opó nienia zmiennej SPKB Ordinary Leas Squares Esimaion Dependen variable is SU 41 observaions used for esimaion from 1997Q2 o 2007Q2 Regressor Coefficien Sandard Error T-Raio[Prob] C [.007] SU(-1) [.000] SPKB(-1) [.007] X05A [.015] R-Squared R-Bar-Squared S.E. of Regression F-sa. F( 3, 37) [.000] Mean of Dependen Variable S.D. of Dependen Variable Residual Sum of Squares Equaion Log-likelihood Akaike Info. Crierion Schwarz Bayesian Crierion DW-saisic Durbin's h-saisic [.974] Tablica 5.3. Z Przypadek dwuokresowego opó nienia zmiennej SPKB Ordinary Leas Squares Esimaion Dependen variable is SU 41 observaions used for esimaion from 1997Q2 o 2007Q2 Regressor Coefficien Sandard Error T-Raio[Prob] C [.011] SU(-1) [.000] SPKB(-2) [.015] X05A [.007] R-Squared R-Bar-Squared S.E. of Regression F-sa. F( 3, 37) [.000] Mean of Dependen Variable S.D. of Dependen Variable Residual Sum of Squares Equaion Log-likelihood Akaike Info. Crierion Schwarz Bayesian Crierion DW-saisic Durbin's h-saisic.27491[.783] 19

20 Załcznik 6 Wyniki oszacowa dynamicznego modelu sopy bezrobocia (SB wg. GUS) w warunkach zrónicowanych opó nie sopy wzrosu produku krajowego (SPKB -i ) dla okresu od 1997 r. kw. I do 2007 kw. II Tablica 6.1. Z Przypadek braku opó nie zmiennej SPKB Ordinary Leas Squares Esimaion Dependen variable is SB 42 observaions used for esimaion from 1997Q1 o 2007Q2 Regressor Coefficien Sandard Error T-Raio[Prob] C [.012] SB(-1) [.000] SPKB [.001] X05A [.098] R-Squared R-Bar-Squared S.E. of Regression F-sa. F( 3, 38) [.000] Mean of Dependen Variable S.D. of Dependen Variable Residual Sum of Squares Equaion Log-likelihood Akaike Info. Crierion Schwarz Bayesian Crierion DW-saisic Durbin's h-saisic.40290[.687] Tablica 6.2. Z Przypadek jednookresowego opó nienia zmiennej SPKB Ordinary Leas Squares Esimaion Dependen variable is SB 42 observaions used for esimaion from 1997Q1 o 2007Q2 Regressor Coefficien Sandard Error T-Raio[Prob] C [.009] SB(-1) [.000] SPKB(-1) [.002] X05A [.055] R-Squared R-Bar-Squared S.E. of Regression F-sa. F( 3, 38) [.000] Mean of Dependen Variable S.D. of Dependen Variable Residual Sum of Squares Equaion Log-likelihood Akaike Info. Crierion Schwarz Bayesian Crierion DW-saisic Durbin's h-saisic.34757[.728] Tablica 6.3. Z Przypadek dwuokresowego opó nienia zmiennej SPKB Ordinary Leas Squares Esimaion Dependen variable is SB 42 observaions used for esimaion from 1997Q1 o 2007Q2 Regressor Coefficien Sandard Error T-Raio[Prob] C [.020] SB(-1) [.000] SPKB(-2) [.008] X05A [.033] R-Squared R-Bar-Squared S.E. of Regression F-sa. F( 3, 38) [.000] Mean of Dependen Variable S.D. of Dependen Variable Residual Sum of Squares Equaion Log-likelihood Akaike Info. Crierion Schwarz Bayesian Crierion DW-saisic Durbin's h-saisic.62321[.533] 20