STRUKTURA BEZROBOCIA REJESTROWANEGO W WOJEWÓDZTWIE ŁÓDZKIM I PODKARPACKIM A ZMIANY NA RYNKU TOWAROWYM. 1. Wprowadzenie

Transkrypt

1 STUDIA PRAWNO-EKONOMICZNE, t. XCII, 2014 PL ISSN s Tomasz MISIAK* STRUKTURA BEZROBOCIA REJESTROWANEGO W WOJEWÓDZTWIE ŁÓDZKIM I PODKARPACKIM A ZMIANY NA RYNKU TOWAROWYM Słowa kluczowe: rynek pracy, bezroboce, lokalna stopa bezroboca, struktura bezroboca 1. Wprowadzene Zagadnena rynku pracy stanową jeden z cekawszych, a zarazem najbardzej problematycznych obszarów badań w ekonom. Główną przyczyną tego jest przede wszystkm występowane zjawska wysokego pozomu bezroboca, a jednocześne jego przestrzennego zróżncowana zarówno na pozome regonów (województw), jak na pozome wewnątrzregonalnym (powatowym). Ponadto rynek pracy jest wyjątkowo wrażlwy na sytuacje kryzysowe w gospodarce, czego przykładem jest stosunkowo szybk wzrost stopy bezroboca w Polsce od początku śwatowego kryzysu gospodarczego z 2008 roku, mmo ż rynek towarowy z dość dużym opóźnenem zareagował na początkowe sygnały o nadchodzącej recesj. Głównym celem artykułu jest określene sły oraz kerunku wpływu zman konunkturalnych na rynku towarowym na ogólny pozom bezroboca oraz na poszczególne grupy (strukturę) bezrobotnych w województwach łódzkm oraz podkarpackm. Zgodne z przyjętym celem, podjęto zatem próbę weryfkacj hpotezy głównej, która sprowadza sę do tego, ż elastyczność poszczególnych grup bezrobotnych (wydzelonych ze względu na strukturę) jest stotne zróżncowana względem produkcj sprzedanej przemysłu. Tak sformułowana hpoteza badawcza pozwol na wyodrębnene grup bezrobotnych, na które * Dr, Katedra Ekonom, Poltechnka Rzeszowska; e-mal: tmsak@prz.edu.pl

2 298 Tomasz MISIAK zmany na rynku towarowym mają najslnejszy bądź najsłabszy wpływ. Prawdłowe określene grup bezrobotnych najbardzej podatnych na sytuację konunkturalną na rynku towarowym może stanowć podstawę rekomendacj dla racjonalnego wykorzystana nstrumentów poltyk państwa w walce z bezrobocem, podnosząc ch efektywność. W opracowanu strukturę bezrobotnych analzowano ze względu na: płeć, pozom wykształcena, wek oraz mejsce zameszkana. Prowadzone analzy oparto na danych panelowych dla 25 powatów województwa podkarpackego 24 powatów województwa łódzkego w latach W celu weryfkacj postawonej hpotezy badawczej, wykorzystano proste statystyk opsowe, jak równeż wynk estymacj modelu wynkającego z prowadzonych analz teoretycznych z wykorzystanem procedury uzmennana stałej (fxed effect) oraz zmennych przełącznkowych. Struktura opracowana przedstawa sę następująco. W punkce drugm dokonano opsowej analzy struktury bezrobotnych w województwe łódzkm oraz podkarpackm w podzale na: płeć, pozom wykształcena, wek oraz mejsce zameszkana. W punkce trzecm przedstawono prosty model teoretyczny zależnośc pomędzy bezrobocem a rynkem towarowym. Punkt czwarty zawera rezultaty estymacj równań wynkających z analz teoretycznych. Opracowane kończy punkt pąty, w którym znajdują sę: podsumowane oraz ważnejsze wnosk wynkające z rozważań. 2. Struktura bezroboca rejestrowanego w województwach łódzkm podkarpackm Zarówno województwo łódzke, jak podkarpacke, charakteryzują sę dość zróżncowanym wewnętrzne rynkem pracy, gdze wyróżnć można powaty ze stosunkowo nską stopą bezroboca, jak, czy Krosno, ale jednocześne występują powaty beszczadzk, brzozowsk czy tomaszowsk mazoweck, gdze notowane stopy bezroboca zalczane są do jednych z najwyższych w kraju. W nnejszym punkce dokonano analzy przede wszystkm struktury bezroboca rejestrowanego w rozpatrywanych województwach w podzale na: płeć, wykształcene, wek oraz mejsce zameszkana.

3 Struktura bezroboca rejestrowanego w województwe łódzkm podkarpackm Struktura bezroboca ze względu na płeć W tabelach 1 2 zestawono dane dotyczące struktury bezroboca rejestrowanego według płc w analzowanych województwach. Okazuje sę, że średno w województwe podkarpackm 53% bezrobotnych stanowły kobety, a mężczyźn 47%; zaś w województwe łódzkm struktura płc bezrobotnych była bardzej spłaszczona z newelką przewagą kobet (51%). Jednocześne można zaobserwować, ż w roku 2003 w podkarpackm w latach w łódzkm udzał kobet mężczyzn wśród bezrobotnych był zblżony do proporcjonalnego. W latach udzał kobet w bezrobotnych ogółem wzrastał, osągając najwyższy pozom (prawe 58% w podkarpackm 53,2% w łódzkm) w 2007 roku. W 2009 roku udzał kobet wśród bezrobotnych znów zblżył sę do pozomu 50%, a następne zaczął neznaczne rosnąć, osągając w 2011 roku pozom zblżony do średnego dla całego analzowanego okresu województwa. Można zatem dojść do wnosku, ż udzał kobet w bezrobotnych ogółem rósł w momence gdy stopa bezroboca (dla całej Polsk, jak ta notowana w analzowanych województwach) charakteryzowała sę tendencją malejącą, co było w dużej merze spowodowane okresem dobrej konunktury gospodarczej; zaś kształtował sę na zblżonym do proporcjonalnego w okrese gdy stopy bezroboca ogółem rosły (w okrese pogorszena sę konunktury gospodarczej). Take obserwowane zależnośc mogą sugerować, ż rosnący udzał kobet w bezrobotnych ogółem w okrese, gdy stopy bezroboca ogółem spadały, mógł być efektem tego, ż w okresach dobrej konunktury węcej mężczyzn nż kobet znajdowało zatrudnene. Może to zatem oznaczać, ż to grupa bezrobotnych mężczyzn była bardzej prokonunkturalna, zarówno w województwe łódzkm, jak podkarpackm. TABELA 1: Udzał kobet mężczyzn w welkośc bezroboca w województwe łódzkm lata Kobety Mężczyźn A B C A B C ,4% 40,3% 56,9% 50,6% 43,1% 59,7% ,4% 41,4% 58,1% 50,6% 41,9% 58,6% ,3% 42,4% 60,3% 49,7% 39,7% 57,6% ,6% 44,1% rawsk 64,5% 47,4% 35,5% 55,9% rawsk

4 300 Tomasz MISIAK lata Kobety Mężczyźn A B C A B C ,2% 44,8% rawsk 67,5% 46,8% 32,5% 55,2% rawsk ,0% 42,0% rawsk 64,1% 47,0% 35,9% 58,0% rawsk ,5% 40,5% 60,6% 50,5% 39,4% 59,5% ,3% 43,2% 59,2% 49,7% 40,8% 56,8% ,3% 44,4% 59,1% 48,7% 40,9% 55,6% Objaśnena: A średn udzał dla województwa w poszczególnych latach, B mnmalny udzał na pozome powatów, C maksymalny udzał na pozome powatów. Źródło: oblczena własne na podstawe danych na strone stan na dzeń r. TABELA 2: Udzał kobet mężczyzn w welkośc bezroboca w województwe podkarpackm lata Kobety Mężczyźn A B C A B C ,7% 46,4% jarosławsk 57,3% Krosno 49,3% 42,7% Krosno 53,6% jarosławsk ,1% 46,3% jarosławsk 57,9% Krosno 47,9% 42,1% Krosno 53,7% jarosławsk ,4% 48,2% jarosławsk 58,6% meleck 46,6% 41,4% meleck 51,8% jarosławsk ,1% 50,5% lubaczowsk 62,6% Krosno 43,9% 37,4% Krosno 49,5% lubaczowsk ,9% 50,1% lubaczowsk 66,9% krośneńsk 42,1% 33,1% krośneńsk 49,9% lubaczowsk ,5% 47,6% lubaczowsk 62,7% krośneńsk 44,5% 37,3% krośneńsk 52,4% lubaczowsk ,1% 46,2% lubaczowsk 54,8% brzozowsk 49,9% 45,2% brzozowsk 53,8% lubaczowsk ,6% 46,1% lubaczowsk 57,0% tarnobrzesk 48,4% 43,0% tarnobrzesk 53,9% lubaczowsk ,9% 48,9% lubaczowsk 58,8% dębck 47,1% 41,2% dębck 51,1% lubaczowsk Objaśnena: A średn udzał dla województwa w poszczególnych latach, B mnmalny udzał na pozome powatów, C maksymalny udzał na pozome powatów. Źródło: oblczena własne na podstawe danych na strone stan na dzeń r.

5 Struktura bezroboca rejestrowanego w województwe łódzkm podkarpackm TABELA 3: Struktura bezrobotnych ze względu na wykształcene w województwe łódzkm Lata Wyższe Polcealne średne zawodowe Średne ogólnokształcące Zasadncze zawodowe Gmnazjalne ponżej A B C A B A B C A B A B C ,6% 2,6% rawsk 9,2% 17,6% 20,5% pajęczańsk 4,6% 2,6% rawsk 9,2% 20,5% 17,6% pajęczańsk 4,6% 2,6% rawsk 9,2% ,4% 3,5% 10,6% 18,5% 21,0% brzezńsk 5,4% 3,5% 10,6% 21,0% 18,5% brzezńsk 5,4% 3,5% 10,6% ,9% 3,8% kutnowsk 10,0% 18,7% 20,8% 5,9% 3,8% kutnowsk 10,0% 20,8% 18,7% 5,9% 3,8% kutnowsk 10,0% ,3% 3,3% 11,5% 18,5% 20,8% brzezńsk 6,3% 3,3% 11,5% 20,8% 18,5% brzezńsk 6,3% 3,3% 11,5% ,1% 4,2% brzezńsk 10,9% 17,7% 20,5% potrkowsk 7,1% 4,2% brzezńsk 10,9% 20,5% 17,7% potrkowsk 7,1% 4,2% brzezńsk 10,9% ,6% 4,3% brzezńsk 13,1% 19,2% 21,0% łęczyck 8,6% 4,3% brzezńsk 13,1% 21,0% 19,2% łęczyck 8,6% 4,3% brzezńsk 13,1% ,2% 4,8% brzezńsk 15,4% 17,9% 20,7% pabanck 9,2% 4,8% brzezńsk 15,4% 20,7% 17,9% pabanck 9,2% 4,8% brzezńsk 15,4% ,8% 5,1% brzezńsk 12,9% 17,9% 20,6% pabanck 9,8% 5,1% brzezńsk 12,9% 20,6% 17,9% pabanck 9,8% 5,1% brzezńsk 12,9% ,5% brzezńsk 6,6% 14,3% 17,7% 20,6% kutnowsk 10,5% brzezńsk 6,6% 14,3% 20,6% 17,7% kutnowsk 10,5% brzezńsk 6,6% 14,3% Objaśnena: A średn udzał dla województwa w poszczególnych latach, B mnmalny udzał na pozome powatów, C maksymalny udzał na pozome powatów. Źródło: oblczena własne na podstawe danych na strone stan na dzeń r.

6 302 Tomasz MISIAK Ponadto, jak wynka z danych zestawonych w tabelach 1 2, struktura bezrobotnych co do płc zarówno w województwe łódzkm, jak podkarpackm była równeż stotne zróżncowana przestrzenne Struktura bezroboca ze względu na wykształcene Analzując natomast dane dotyczące struktury bezrobotnych ze względu na wykształcene, zarówno w województwe łódzkm, jak podkarpackm, zestawone w tabelach 3 4, można zauważyć, ż najwększy udzał stanowły osoby z nskm pozomem wykształcena, tj. z wykształcenem zasadnczym zawodowym oraz gmnazjalnym ponżej. Najnższe udzały wśród wszystkch zarejestrowanych bezrobotnych odnotowano wśród bezrobotnych z wykształcenem wyższym oraz z wykształcenem średnm ogólnokształcącym. TABELA 4: Struktura bezrobotnych ze względu na wykształcene w województwe podkarpackm Polcealne średne Wyższe Średne ogólnokształcące lata zawodowe A B C A B A B C 2,6% 12,6% ,9% brzozowsk 23,8% 18,8% 2,6% 12,6% ,9% meleck brzozowsk ,5% ,2% ,9% ,8% ,2% ,2% ,7% ,8% 2,6% beszczadzk 3,3% beszczadzk 3,8% beszczadzk 4,1% beszczadzk 5,0% lesk 5,6% lesk 6,5% lesk 7,6% beszczadzk 12,8% 24,6% 20,0% beszczadzk 14,0% 24,7% 20,9% meleck 15,3% 24,4% 20,0% meleck 17,2% 24,4% 19,2% leżajsk 20,1% 24,8% 20,5% beszczadzk 20,9% 25,5% 21,2% lubaczowsk 24,0% 25,3% 20,7% lubaczowsk 26,0% 25,5% 20,5% lubaczowsk ,5% ,2% ,9% ,8% ,2% ,2% ,7% ,8% 2,6% beszczadzk 3,3% beszczadzk 3,8% beszczadzk 4,1% beszczadzk 5,0% lesk 5,6% lesk 6,5% lesk 7,6% beszczadzk 12,8% 14,0% 15,3% 17,2% 20,1% 20,9% 24,0% 26,0% Objaśnena: A średn udzał dla województwa w poszczególnych latach, B mnmalny udzał na pozome powatów, C maksymalny udzał na pozome powatów. Źródło: oblczena własne na podstawe danych na strone stan na dzeń r.

7 Struktura bezroboca rejestrowanego w województwe łódzkm podkarpackm Najwyższy odsetek osób z wyższym wykształcenem odnotowano w powatach: grodzkm, (12,6 26% wszystkch bezrobotnych) oraz Skernewcach (9,2 14,3% wszystkch bezrobotnych). Na uwagę zasługuje jednak fakt, ż, po perwsze, udzał tej grupy bezrobotnych w bezrobotnych ogółem systematyczne rósł w latach w Rzeszowe uległ podwojenu, zaś w Skernewcach wzrósł o 55%. Po druge, to najwększy ośrodek akademck w województwe podkarpackm, zaś równeż stanową stotny punkt na mape ośrodków akademckch w województwe łódzkm. Najmnejszy udzał bezrobotnych z wyższym wykształcenem notowano natomast w powatach: rawskm, kutnowskm, m czy brzezńskm (łódzke) oraz brzozowskm, beszczadzkm czy leskm (podkarpacke). Zarówno w województwe łódzkm, jak podkarpackm, bezrobotn o najnższym pozome wykształcena czyl z wykształcenem zasadnczym zawodowym oraz gmnazjalnym ponżej stanowl najwększy odsetek ogólnej lczby bezrobotnych. Co cekawe, okazuje sę, że ta grupa bezrobotnych równeż charakteryzuje sę zróżncowanem przestrzennym, jednakże udzały (średn, mnmalny, maksymalny) bezrobotnych z wykształcenem zasadnczym zawodowym, jak gmnazjalnym ponżej, w badanym okrese systematyczne malały Struktura bezroboca ze względu na wek Rozpatrując strukturę bezrobotnych ze względu na wek, dokonano podzału bezrobotnych na dwe grupy: tzw. młodych bezrobotnych w weku do 24 lat włączne oraz bezrobotnych w weku 25 lat powyżej. Tak podzał jedyne na dwe kategore wekowe wynkał przede wszystkm stąd, ż osobom wchodzącym na rynek pracy jest stosunkowo trudnej znaleźć pracę ze względu na brak dośwadczena zawodowego oraz ze względu na wykazany w dalszych analzach, prowadzonych w punkce trzecm, stopeń podatnośc grup bezrobotnych: tzw. młodych oraz tych z dośwadczenem oraz stażem zawodowym na sytuację konunkturalną. W tabelach 5 6 zestawono strukturę bezrobotnych w województwach łódzkm podkarpackm ze względu na wek.

8 304 Tomasz MISIAK TABELA 5: Struktura bezrobotnych ze względu na wek w województwe łódzkm lata 24 lata ponżej 25 lat powyżej A B C A B C ,7% 14,4% 40,4% 76,3% 59,6% 85,6% ,4% 14,8% 38,3% 77,6% 61,7% 85,2% ,6% 12,8% 36,4% 79,4% 63,6% 87,2% ,1% 9,8% 31,8% 81,9% 68,2% 90,2% ,2% 8,9% 29,4% 83,8% 70,6% 91,1% ,8% 11,1% 36,0% 82,2% 64,0% 88,9% ,5% 12,1% 36,1% 80,5% 63,9% 87,9% ,2% 11,1% 34,9% 80,8% 65,1% 88,9% ,5% 10,8% 31,4% 81,5% 68,6% 89,2% Objaśnena: A średn udzał dla województwa w poszczególnych latach, B mnmalny udzał na pozome powatów, C maksymalny udzał na pozome powatów. Źródło: oblczena własne na podstawe danych na strone stan na dzeń r. TABELA 6: Struktura bezrobotnych ze względu na wek w województwe podkarpackm lata 24 lata ponżej 25 lat powyżej A B C A B C ,0% 20,5% 33,3% przeworsk 72,0% 66,7% przeworsk 79,5% ,3% 18,9% 32,5% przeworsk 73,7% 67,5% przeworsk 81,1% ,0% 18,4% 30,8% przemysk 75,0% 69,2% przemysk 81,6% ,0% 15,7% 27,8% przeworsk 77,0% 72,2% przeworsk 84,3% ,5% 15,1% Krosno 26,0% przemysk 78,5% 74,0% przemysk 84,9% Krosno ,7% 16,2% Przemyśl 29,5% dębck 77,3% 70,5% dębck 83,8% Przemyśl

9 Struktura bezroboca rejestrowanego w województwe łódzkm podkarpackm lata 24 lata ponżej 25 lat powyżej A B C A B C ,3% 16,9% Przemyśl 31,7% dębck 74,7% 68,3% dębck 83,1% Przemyśl ,5% 16,2% Przemyśl 30,0% ropcz.-sędzsz. 75,5% 70,0% ropcz.-sędzsz. 83,8% Przemyśl ,8% 13,9% Przemyśl 31,7% ropcz.-sędzsz. 76,2% 68,3% ropcz.-sędzsz. 86,1% Przemyśl Objaśnena: A średn udzał dla województwa w poszczególnych latach, B mnmalny udzał na pozome powatów, C maksymalny udzał na pozome powatów. Źródło: oblczena własne na podstawe danych na strone stan na dzeń r. Średn udzał młodych bezrobotnych był dość wysok wynósł ok. 1/5 wszystkch bezrobotnych w województwe łódzkm oraz ok. 1/4 wszystkch bezrobotnych w województwe podkarpackm, pommo ż borąc pod uwagę wek produkcyjny w Polsce ta grupa bezrobotnych stanow zaledwe ok. 1/7 przedzału weku produkcyjnego. Jak wynka z danych zestawonych w tabelach 5 6, w latach , czyl w okrese dobrej konunktury, kedy stopy bezroboca ogółem zmnejszały sę, udzał młodych bezrobotnych równeż systematyczne malał z pozomu 23,7% w 2003 roku do 16,2% w 2007 roku w województwe łódzkm oraz z pozomu 28% w 2003 roku do 21,5% w 2007 w województwe podkarpackm, po czym znów udzały tej grupy bezrobotnych rosły, osągając w 2011 roku ok. 18,5% (w łódzkm) oraz necałe 24% (w podkarpackm) ogólnej lczby bezrobotnych w województwe. Grupa ta, podobne jak pozostałe rozważane grupy bezrobotnych, charakteryzowała sę zróżncowanym udzałam na pozome powatów. Najnższe udzały tej grupy notowane były w powece grodzkm oraz w powatach grodzkch województwa podkarpackego:, Krosno oraz Przemyśl. Najwyższe udzały młodych bezrobotnych w ogólnej lczbe bezrobotnych cechowały take powaty jak (łódzke) oraz przeworsk, przemysk, dębck ropczycko-sędzszowsk (podkarpacke). W obydwu województwach udzały (średne, maks. mn.) tej grupy bezrobotnych spadały w okrese dobrej konunktury gospodarczej ( ), a rosły w czase spowolnena gospodarczego po 2008 roku. Może to zatem oznaczać, że ta grupa bezrobotnych wykazuje wyższy pozom konunkturalnośc nż grupa 25 lat powyżej.

10 306 Tomasz MISIAK 2.4. Struktura bezroboca według mejsca zameszkana Z danych zestawonych w tabel 7 wynka, ż prawe 2/3 wszystkch bezrobotnych w województwe podkarpackm to meszkańcy obszarów wejskch, newele ponad 1/3 bezrobotnych w analzowanym okrese meszkała w meśce. W województwe łódzkm sytuacja była dokładne odwrotna, gdyż ok. 1/3 stanowl bezrobotn zameszkal na ws, zaś 2/3 to bezrobotn meszkający w meśce. TABELA 7: Struktura bezrobotnych ze względu na mejsce zameszkana w woj. łódzkm lata Zameszkal na ws Zameszkal w meśce łódzke podkarpacke łódzke podkarpacke ,0% 63,1% 67,0% 36,9% ,0% 63,4% 67,0% 36,6% ,4% 63,3% 66,6% 36,7% ,3% 63,4% 64,7% 36,6% ,0% 63,2% 64,0% 36,8% ,3% 62,8% 64,7% 37,2% ,1% 62,5% 65,9% 37,5% ,8% 62,3% 66,2% 37,7% ,5% 62,4% 66,5% 37,6% Źródło: oblczena własne na podst. danych na strone stan na dzeń r. Tak rozbeżny rozkład bezrobotnych ze względu na mejsce zameszkana wynka przede wszystkm z notowanych w województwach stóp urbanzacj. Województwo podkarpacke to regon z najnższą stopą urbanzacj w Polsce, gdze zaledwe ok. 40% meszkańców meszka w mastach. Województwo łódzke należy zaś do regonów o jednej z najwyższych stóp urbanzacj w Polsce, gdze ok. 65% populacj zameszkuje w mastach. 2. Zależność mędzy rynkem towarowym a bezrobocem ujęce teoretyczne Jak wynka z przeglądu lcznych badań, jedną z głównych determnant zatrudnena, a jednocześne bezroboca, są zmany w dynamce PKB 1. Ana- 1 Patrz szerzej np. Czyżewsk A.B., Wzrost gospodarczy a popyt na pracę, Bank Kredyt 2002/11 12, s , Kwatkowsk E., Kryzys globalny a rynek pracy w Polsce nnych

11 Struktura bezroboca rejestrowanego w województwe łódzkm podkarpackm lzując zależnośc wynkające z nterakcj pomędzy rynkem pracy oraz rynkem towarowym, można dojść do wnosku, ż popyt na pracę jest popytem pochodnym w dużej merze zależy od sytuacj na rynku towarowym. Na ten aspekt uwagę zwracał już sam J.M. Keynes, który przyczyn występowana bezroboca przymusowego szukał ne na samym rynku pracy, ale na rynku towarowym. Interpretacja teor Keynesa wskazuje na zwązek mędzy produkcją (wytworzonym PKB, wynkającym z kształtowana sę popytu globalnego) a popytem na pracę. W ujęcu tradycyjnym, popyt na pracę jest zatem funkcją globalnego popytu. Natomast analzując model wzrostu gospodarczego Harroda-Dommara, można dojść do wnosku, ż popyt na pracę jest rosnącą funkcją produkcj (PKB) malejącą funkcją wydajnośc pracy. Innym słowy, popyt na pracę rośne, jeśl produkcja rośne szybcej od wydajnośc pracy 2. Wynka stąd zatem, że jeżel stneje odwrotna zależność mędzy popytem na pracę a welkoścą bezroboca, to wówczas jeżel rośne (maleje) welkość produkcj to maleje (rośne) stopa bezroboca 3. Istneją jednak dowody na to, że zmany w popyce na pracę (zatrudnenu), a jednocześne bezrobocu, są słabsze nż w produkcj występują z pewnym opóźnenem. Zgodne z prawem Okuna, zmany w bezrobocu mogą być relatywne mnejsze nż w produkcj, poneważ pracodawcy dostosowują ne tylko welkość zatrudnena, ale także czas pracy godzą sę na spadek wydajnośc pracy podczas okresu złej konunktury. Można zaobserwować take zjawsko jak chomkowane pracy (ang. labour hoardng) polegające na zatrzymywanu krajach Grupy Wyszehradzej, Ekonomsta 2011/1, s Kwatkowsk E., Kucharsk L., Tokarsk T., Bezroboce zatrudnene a PKB w Polsce w latach , Ekonomsta 2002/3, s , Socha J., Tworzene lkwdacja mejsc pracy w sektorze przedsęborstw w Polsce, Gospodarka Narodowa 2006/5 6, s. 1 20, Socha M., Sztanderska U., Strukturalne podstawy bezroboca w Polsce, PWN, Warszawa 2000, Rogut A., Determnanty popytu na pracę w Polsce w okrese transformacj, Wyd. UŁ, 2008, s , Zomek A., Produkt krajowy a bezroboce, Wyd. WSB, Poznań Porównaj np. Rogut A., Determnanty popytu na pracę w Polsce w okrese transformacj, Wyd. UŁ, 2008, s , Tokarsk T., Gajewsk P., Zależność mędzy wydajnoścą pracy zatrudnenem w krajach OECD, Wadomośc Statystyczne 2002/8, s lub Bartosk K., Popyt na pracę w Polsce w warunkach spowolnena gospodarczego, Studa Ekonomczne 2011/3/LXX, s Zależność taka zachodz, jeżel wzrost produkcj ma charakter zatrudnenowy. Wzrost produkcj może być bowem efektem wzrostu wydajnośc pracy, to wówczas tak wzrost produkcj ma charakter bezzatrudnenowy.

12 308 Tomasz MISIAK częśc pracownków w okresach dekonunktury 4. Głównym determnantam takego zachowana pracodawców są koszty zwązane z rotacją pracownków, ze zwalnanem, a następne zatrudnanem w czase poprawy konunktury (wydatk na odprawy rekrutację, na szkolena nowych pracownków). W rezultace w okrese spowolnena gospodarczego redukcje zatrudnena (wzrosty stóp bezroboca) mogą być mnejsze nż spadk produkcj, zaś w okrese ożywena wzrosty produkcj są wększe nż wzrost zatrudnena (wększe nż spadk bezroboca). Oprócz tego, zmany w zatrudnenu następują z pewnym opóźnenem w stosunku do zman w produkcj, poneważ pracodawcy najperw dostosowują czas pracy, a dopero późnej zatrudnene, co powoduje, ż stopy bezroboca też spadają z pewnym opóźnenem 5. Na podstawe powyższych rozważań, przyrosty stóp bezroboca rejestrowanego na pozome powatów można uzależnć od pozomu powatowych stóp bezroboca rejestrowanego oraz stopy wzrostu produkcj. W tym celu można posłużyć sę defncją stopy bezroboca 6 : U + L L u = = 1 gdze: U N, (1) u (t) stopa bezroboca w powece w momence t; U (t) lczba bezrobotnych w powece w momence t; L (t) lczba pracujących, zaś N (t) podaż pracy. Różnczkując równane (1) względem czasu t otrzymuje sę przyrost stopy bezroboca dany wzorem: L = N L N ( N ) u 2 L = N N N L L ( ) t, 4 Przykładem chomkowana pracy może być WSK, który w latach obok zwolneń równeż chomkował pracownków kosztem spadku wydajnośc pracy, stosując np. czterodnowy tydzeń pracy. 5 Porównaj np. Bartosk K., Popyt na pracę w Polsce w warunkach spowolnena gospodarczego, Studa Ekonomczne 2011/3/LXX, s O wszystkch występujących w punkce 3 zmennych zakłada sę, ż są różnczkowalnym funkcjam czasu t [0;+ ). Zaps ẋ(t) = dx / dt oznaczał będze pochodną zmennej x po czase t, czyl ekonomczne rzecz borąc przyrost wartośc owej zmennej w momence t.

13 Struktura bezroboca rejestrowanego w województwe łódzkm podkarpackm a stąd oraz z równana (1) wynka, że przyrost stopy bezroboca można zapsać następująco: = ( u ) u 1 N N L L. (2) Następne, zakładając, że stopa wzrostu lczby pracujących jest rosnącą funkcją stopy wzrostu produkcj g, okazuje sę, że przyrost stopy bezroboca dany jest zależnoścą: N u = ( 1 u ) f N ( g ), (3) gdze, przy czym. Z równana (3) wynka, ż przyrost stopy bezroboca jest malejącą funkcją stopy wzrostu produktu g oraz, jeżel stopa wzrostu podaży pracy jest wększa (mnejsza) od stopy wzrostu lczby pracujących, to przyrost stopy bezroboca jest malejącą (rosnącą) funkcją stopy bezroboca. 3. Wynk analz statystycznych Uwzględnając determnanty zmany stóp bezroboca, wynkające z rozważań teoretycznych (punkt 3), jak równeż zależnośc wynkające ze wzoru (3), można oszacować parametry następującego równana opsującego przyrosty stóp bezroboca 7 : gdze: (4) stopa bezroboca rejestrowanego w -tym powatowym rynku pracy w roku t; Δln (PKB t ) stopa wzrostu PKB; 7 Równane to w wersj zmodyfkowanej wykorzystano np. w pracy Msak T., Tokarsk T., Wzrost PKB a zmany zatrudnena bezroboca w krajach Un Europejskej, Fola Oeconomca 2011/248, s

14 310 Tomasz MISIAK α 0 α 1 α 2 α 3 stała rzeczywsta określająca wzrost stopy bezroboca, który wystąpłby przy zerowej stope bezroboca w poprzednm okrese oraz przy zerowej stope wzrostu PKB; zmenna, która merzy słę oddzaływana stopy bezroboca w sytuacj, gdy owa zmenna ne rośne; parametr, który merzy słę wpływu stopy bezroboca na wzrost tej stopy w sytuacj, gdy stopa bezroboca rośne; parametr, który opsuje zależność przyrostu stopy bezroboca rejestrowanego od stopy wzrostu PKB; d Δu zmenna zerojedynkowa, przyjmuje ona wartość 1, gdy stopa bezroboca rejestrowanego rośne, 0 w przecwnym wypadku. Interpretacja parametrów α 1 α 2 wynka stąd, ż zmenna zerojedynkowa d Δu w równanu zmany stóp bezroboca pełn rolę zmennej przełącznkowej, korygującej oddzaływane stopy bezroboca z poprzednego okresu na zmanę beżącej stopy bezroboca zależy od tego, czy przyrost tej stopy jest dodatn czy ujemny. Równane (4) można zatem próbować zastosować, borąc pod uwagę kształtowane sę struktury bezroboca. Należałoby w tym celu zamast przyrostu stóp bezroboca ogółem w równanu (4) uwzględnć np. przyrosty stóp bezroboca kobet, mężczyzn czy też np. stopy bezroboca wśród osób z wyższym wykształcenem td. Pozwolłoby to na ustalene na jaką grupę bezrobotnych zmany konunkturalne na rynku towarowym mają najwększy (najmnejszy) wpływ. Jednakże ze względu na fakt, ż GUS ne publkuje an danych dotyczących kształtowana sę stóp bezroboca na pozome powatowym w ujęcu struktury bezrobotnych, an też odnoszących sę do struktury pozomu aktywnych zawodowo, oblczene stóp bezroboca wśród np. kobet, mężczyzn czy też zameszkałych w meśce lub stopy bezroboca na pozome powatowym osób z wyższym wykształcenem staje sę nemożlwe z powodu braku odpowednch danych. Z tego względu równane (4) zostało zmodyfkowane do postac: gdze: U jt pozom j-tej grupy bezrobotnych zarejestrowanych w -tym powatowym rynku pracy w roku t; (5)

15 Struktura bezroboca rejestrowanego w województwe łódzkm podkarpackm Δln (Y t ) stopa wzrostu produkcj merzona welkoścą produkcj sprzedanej przemysłu w -tym powece w roku t 8. α 0 stała określająca zmanę stopy wzrostu j-tej grupy bezrobotnych, który wystąpłby przy zerowym pozome tej grupy bezrobotnych w poprzednm okrese oraz przy zerowej stope wzrostu produkcj; α 1 parametr, który merzy słę oddzaływana j-tej grupy bezrobotnych w sytuacj, gdy owa zmenna ne rośne; α 2 parametr, który merzy słę wpływu j-tej grupy bezrobotnych na wzrost tej stopy w sytuacj, gdy pozom bezroboca w tej grupe rośne; α 3 elastyczność j-tej grupy bezrobotnych względem produkcj sprzedanej przemysłu brutto. d Δu zmenna zerojedynkowa, przyjmuje ona wartość 1, gdy pozom bezroboca rejestrowanego rośne, 0 w przecwnym wypadku. Interpretacja parametrów α 1 α 2 wynka stąd, ż zmenna zerojedynkowa d Δu równeż w równanu (5) pełn rolę zmennej przełącznkowej, korygującej oddzaływane pozomu j-tej grupy bezrobotnych z poprzednego okresu na zmanę beżącej j-tej grupy bezrobotnych zależy od tego, czy zmana jest dodatna czy ujemna. Analzując natomast w równanu (5) wpływ przeszłych pozomów bezroboca oraz stopy wzrostu produkcj na zmany stopy wzrostu bezroboca, można dojść do wnosku, że gdyby założyć występowane zarówno zerowej stopy wzrostu produkcj, jak zerowy pozom bezroboca w poprzednm okrese, to okazałoby sę, że we wszystkch powatach wystąpłaby taka sama stopa wzrostu bezrobotnych. Powyższe założene wydaje sę zbyt restrykcyjne. Z tego powodu równane (5) rozszerzono, stosując procedurę uzmennana stałej (fxed effect) 9. Zatem równe (5) można rozszerzyć do postac: gdze: d k zmenna zerojedynkowa dla każdego k-tego powatu nebazowego; (6) 8 Lepszym mernkem do tego typu analz jest welkość PKB, jednakże ne jest ona szacowana na pozome powatów. Z tego powodu najodpowednejszą zmenną makroekonomczną publkowaną przez GUS jest produkcja sprzedana przemysłu brutto. 9 Szerzej na temat procedury uzmennana stałej (fxed effect) zob. np. Pndyck R.S., Rubnfeld D.L., Econometrc Models and Economc Forecast, McGraw-Hlls, New York 1991.

16 312 Tomasz MISIAK α 0 stała rzeczywsta, określająca stopę wzrostu j-tej grupy bezrobotnych, który wystąpłby przy zerowym pozome bezroboca w poprzednm okrese oraz przy zerowej stope wzrostu produkcj; φ k parametr, który określa, o le różnłby sę przyrost stopy wzrostu pozomu bezroboca w powece k-tym od powatu bazowego, gdyby wystąpły take same wartośc analzowanych zmennych jak w powece bazowym. Pozostałe parametry równana (6) nterpretuje sę analogczne jak w równanu (5). Wynk estymacj równana (6) metodą MNK dla danych panelowych (pooled OLS) dla województwa łódzkego podkarpackego zestawono w tabel 8. Na podstawe oszacowanych parametrów równana (6), zestawonych w tabel 8, można wycągnąć następujące wnosk: 1. Wśród wszystkch bezrobotnych, zarejestrowanych zarówno w województwe łódzkm, jak podkarpackm, zmenność stopy wzrostu bezrobotnych była objaśnana przez zmenność pozomu tego bezroboca odnotowanego w poprzednch okresach oraz przez stopy wzrostu produkcj sprzedanej przemysłu w około 58%. Analzując natomast wynk estymacj dla poszczególnych grup bezrobotnych, można zauważyć, ż skorygowany współczynnk determnacj neco odbegał od pozomu dla bezrobotnych ogółem kształtował sę w przedzale od 0,48 (dla grupy bezrobotnych z wykształcenem gmnazjalnym ponżej) do 0,64 (dla grupy bezrobotnych w weku 24 lat ponżej) w województwe podkarpackm oraz od 0,49 (w grupe bezrobotnych z najnższym pozomem wykształcena) do 0,6 (w grupe bezrobotnych z wykształcenem zasadnczym zawodowym oraz średnm ogólnokształcącym) w województwe łódzkm. 2. Analza wynków estymacj uzyskanych dla bezrobotnych kobet mężczyzn w województwe podkarpackm, pokazuje, ż w warunkach nerosnącego bezroboca każdy kolejny spadek pozomu bezroboca o 1% w poprzednm okrese powodowałby spadek tempa wzrostu beżącej lczby bezrobotnych o 0,16 punktu procentowego wśród mężczyzn oraz o 0,06 punktu procentowego wśród kobet. Uzyskany parametr wśród mężczyzn był ok. 2,5 razy wyższy nż wśród kobet. Natomast w warunkach rosnącego bezroboca, pozom bezrobotnych w poprzednm okrese wpływał na podnesene stopy wzrostu lczby bezrobotnych zarówno mężczyzn, jak kobet. W przypadku tego parametru rozbeżnośc ne były aż tak duże jak w warunkach nerosnącego bezroboca, przy czym

17 Struktura bezroboca rejestrowanego w województwe łódzkm podkarpackm tym razem slnej na przyrost beżącej stopy wzrostu bezrobotnych oddzaływał pozom bezroboca w poprzednm okrese wśród mężczyzn nż wśród kobet. Analzując wynk tych samych estymacj dla województwa łódzkego można zauważyć, że kerunk wpływu przeszłych pozomów bezroboca były take same jak w województwe podkarpackm, jednakże sła oszacowanych parametrów była zdecydowane nższa nż w województwe podkarpackm. TABELA 8: Wynk estymacj równana (6) dla poszczególnych grup bezrobotnych zarejestrowanych w województwe łódzkm podkarpackm w latach Zmenna objaśnana Stopa wzrostu bezrobotnych: ogółem mężczyzn kobet wykształcene wyższe wykształcene polcealne średne zawodowe podkarpacke stała lnu t 1 d Δ lnu t 1 ΔlnY t R 2 0,1052 (0,0048) 1,2254 (0,0020) 0,4424 (0,1653) 0,2550 (0,2284) 1,3263 (0,0001) 0,1036 (0,0026) 0,1600 (0,0008) 0,0624 (0,0995) 0,0213 (0,4692) 0,1840 (0,0001) 0,0191 0,0295 0,017 0,0361 0,0239 0,1403 0,0004 0,2554 0,0569 (0,0476) 0,2467 0,1228 (0,0042) Zmenne objaśnające łódzke skor. stała lnu t 1 d Δ lnu t 1 ΔlnY t R 2 0,63 0,58 0,64 0,58 0,65 0,60 0,58 0,51 0,63 0,58 0,339 (0,4247) 0,1679 (0,6751) 0,0741 (0,8454) 1,7128 0,2394 (0,4779) 0,0126 (0,7486) 0,0394 (0,3188) 0,0117 (0,7556) 0,2313 0,0499 (0,1748) 0,0359 0,0432 0,0341 0,0470 0, ,1229 (0,0766) 0,1721 (0,0336) 0,0925 (0,1532) 0,0601 (0,3932) 0,1218 (0,0853) R 2 skor. R 2 0,63 0,58 0,63 0,57 0,62 0,57 0,56 0,57 0,64 0,58 wykształcene średne ogólnokształcące 1,1380 (0,0001) 0,1809 0,0291 0,1495 (0,0001) 0,67 0,62 2,1830 0,2809 0,0414 0,1005 (0,1718) 0,66 0,60 wykształcene 0,6960 zasadncze zawodowe (0,0116) wykształcene gmnazjalne ponżej wek 24 lata ponżej wek 25 lat węcej zameszkal na ws zameszkal w meśce 0,4979 0,0505 1,0354 (0,0007) 1,0707 (0,0039) 0,0036 (0,8927) 1,1243 (0,0049) 0,1082 (0,0032) 0,0784 (0,0174) 0,1564 (0,0002) 0,1282 (0,0023) 0,1315 (0,0023) 0,1345 (0,0023) 0,0255 0,0245 0,0353 0, , ,0240 0,1506 (0,0007) 0,0444 (0,2793) 0,2233 0,1202 (0,0007) 0,1071 (0,0039) 0,1324 (0,0014) 0,62 0,56 0,54 0,48 0,69 0,64 0,64 0,58 0,62 0,56 0,64 0,58 0,2428 (0,4577) 0,3104 (0,3948) 0,4386 (0,1617) 0,0923 (0,8348) 0,00212 (0,9573) 0,1826 (0,6572) 0,0017 (0,9620) 0,00989 (0,7876) 0,0769 (0,0329) 0,0092 (0,8242) 0,0002 (0,9968) 0,0370 (0,3320) Lczba obserwacj , , ,0551 0, ,0395 0,0364 Próba Powat bazowy 0,1274 (0,1024) 0,0781 (0,2827) 0,2637 (0,0058) 0,0849 (0,2144) 0,0744 (0,2733) 0,0708 (0,2928) 0,65 0,60 0,56 0,49 0,64 0,58 0,60 0,53 0,61 0,55 0,63 0,57

18 314 Tomasz MISIAK Źródło: oblczena własne na podstawe danych na strone stan na dzeń r. 3. Istotne zróżncowana była przede wszystkm elastyczność bezroboca względem produkcj sprzedanej przemysłu wśród kobet mężczyzn. Oznacza to, ż wzrost stopy produkcj sprzedanej przemysłu o 1 punkt procentowy powodował spadek tempa wzrostu bezrobotnych o 0,26 (podkarpacke) o 0,17 (łódzke) punktu procentowego wśród mężczyzn oraz o 0,06 (podkarpacke) 0,09 (łódzke) punktu procentowego wśród kobet. Uzyskana elastyczność bezroboca względem produkcj sprzedanej przemysłu była ponad 4,3 (podkarpacke) 2,1 (łódzke) razy wyższa wśród mężczyzn nż wśród kobet. Oznacza to, ż bezroboce wśród mężczyzn zdecydowane slnej reagowało na zmany konunkturalne na rynku towarowym. Bezroboce wśród mężczyzn było zatem bardzej procyklczne nż wśród kobet zarówno w województwe łódzkm, jak podkarpackm. 4. Elastyczność bezroboca względem produkcj sprzedanej była równeż stotne zróżncowana wśród grup bezrobotnych wydzelonych ze względu na pozom wykształcena. W województwe podkarpackm najwyższą elastyczność uzyskano w grupe bezrobotnych z wykształcenem wyższym ( 0,25). W grupe bezrobotnych z wykształcenem średnm ogólnokształcącym oraz zasadnczym zawodowym uzyskano podobne pozomy elastycznośc (odpowedno 0,1495 0,1506). Najnższy pozom elastycznośc uzyskano w grupe bezrobotnych z wykształcenem polcealnym średnm zawodowym ( 0,1225). W przypadku bezrobotnych z wykształcenem gmnazjalnym ponżej, uzyskany parametr był nestotny statystyczne. W województwe łódzkm oszacowane parametry elastycznośc w grupe bezrobotnych z wykształcenem wyższym oraz gmnazjalnym ponżej okazały sę nestotne statystyczne. W pozostałych grupach bezrobotnych ze względu na pozom wykształcena uzyskano elastycznośc zblżone do tych oszacowanych w województwe podkarpackm. 5. Analza pod kątem weku zarejestrowanych bezrobotnych pozwala stwerdzć, ż zdecydowane wyższą elastycznoścą względem produkcj sprzedanej cechowała sę grupa młodych bezrobotnych. Elastyczność w grupe bezrobotnych w weku 24 mnej wynosła 0,22 (podkarpacke) 0,26 (łódzke), natomast wśród bezrobotnych w weku 25 węcej lat 0,12 (podkarpacke) 0,08 (łódzke parametr stotny na 21% pozome stotnośc). Taka różnca może wynkać z klku powodów. Po perwsze,

19 Struktura bezroboca rejestrowanego w województwe łódzkm podkarpackm bezrobotn w weku 24 mnej lat stanowl ok. 1/5 (łódzke) 1/4 (podkarpacke) wszystkch bezrobotnych. Po druge, stars bezrobotn zazwyczaj posadają dośwadczene zawodowe oraz wększy staż pracy, co stawa ch w uprzywlejowanej sytuacj na rynku pracy. Po trzece, wyższa elastyczność oznacza, że gdy konunktura sę poprawa, to węcej bezrobotnych znajduje zatrudnene, ale gdy nadchodz recesja, to częścej pracę tracą młodz z krótkm stażem pracy. Ogólne rzecz ujmując, młodz bezrobotn w weku do 24 lat są bardzej procyklczn nż bezrobotn powyżej 25 roku życa. 6. Różną elastycznoścą bezroboca względem produkcj sprzedanej przemysłu charakteryzowal sę bezrobotn ze względu na mejsce zameszkana, ale tylko w województwe podkarpackm. W przypadku tych kategor bezrobotnych, wyższą elastyczność uzyskano wśród bezrobotnych zameszkałych w meśce ( 0,13) nż wśród bezrobotnych zameszkałych na ws ( 0,11). Jednakże w przypadku tych grup rozpętość elastycznośc była newelka. Na uwagę zasługuje jednak, po perwsze, ż prawe dwe trzece wszystkch bezrobotnych w województwe meszka na ws. Po druge, na ws stneje dość duża grupa bezroboca ukrytego, gdyż cześć osób, które stracły pracę, ne może sę zarejestrować w Urzędze Pracy ze względu na posadane użytków rolnych. 7. W województwe łódzkm mejsce zameszkana bezrobotnych ne mało znaczena w wyjaśnanu stopy wzrostu bezrobotnych, gdyż oszacowane parametry elastycznośc okazały sę nestotne statystyczne. 4. Podsumowane wnosk Prowadzone w artykule rozważana można zatem podsumować następująco: 1. Wększy udzał w ogólnej lczbe bezrobotnych w latach w województwe podkarpackm stanowły kobety średno 53%, zaś mężczyźn 47%. W województwe łódzkm udzał bezrobotnych kobet mężczyzn był bardzej zblżony do proporcjonalnego. Ponadto struktura bezrobotnych, borąc pod uwagę płeć, była stotne zróżncowana na pozome powatów, zarówno w województwe łódzkm, jak podkarpackm. 2. Dezagregując pozom bezroboca ze względu na pozom wykształcena, możemy stwerdzć, ż bezrobotn z wyższym wykształcenem cechowa-

20 316 Tomasz MISIAK l sę najnższym udzałem w ogólnej lczbe pozostających bez pracy. Stanowl bowem ok. 7,5% (łódzke) 8,3% (podkarpacke) wszystkch bezrobotnych. Nskm udzałem charakteryzowała sę też grupa bezrobotnych z wykształcenem średnm ogólnokształcącym (10% łódzke 8,8% podkarpacke). Średnm udzałem (ok. 25%) cechowal sę bezrobotn z wykształcenem polcealnym średnm zawodowym. Najwyższy udzał w ogólnej lczbe bezrobotnych zanotowano wśród bezrobotnych z wykształcenem zasadnczym zawodowym (ok. 33,4% podkarpacke) gmnazjalnym ponżej (34,2% łódzke). Na przestrzen badanych lat okazuje sę, ż struktura bezrobotnych w województwach łódzkm oraz podkarpackm uległa zmane. Wynka to stąd, ż udzały bezrobotnych z wykształcenem wyższym oraz średnm zwększały sę, przy czym najszybcej rosły wśród bezrobotnych z wykształcenem wyższym. Natomast udzały bezrobotnych z wykształcenem zasadnczym zawodowym oraz gmnazjalnym ponżej spadały. Może to wynkać stąd, ż po perwsze, zmena sę ogólna struktura wykształcena coraz wększy odsetek populacj charakteryzuje sę wyższym pozomem wykształcena. Po druge, jeżel rośne ogólna lczba osób z wykształcenem wyższym oraz średnm, to naturalnym jest, ż coraz wększe problemy mają ze znalezenem odpowednej pracy, przez co udzał tych grup bezrobotnych w ogólnej lczbe bezrobotnych wzrasta. 3. Wysok udzał, bo około 20 25% (w zależnośc od województwa) stanowl tzw. młodz bezrobotn w weku do 24 lat włączne. Jednocześne ta grupa bezrobotnych charakteryzowała sę malejącym udzałam w okresach dobrej konunktury (wtedy też stopy bezroboca spadały), a rosnącym w okresach recesj gospodarczej. 4. Średno 2/3 bezrobotnych w województwe podkarpackm to osoby zameszkujące obszary wejske. Natomast zaledwe 1/3 spośród bezrobotnych to meszkańcy mast, przy czym średna stopa urbanzacj województwa podkarpackego wynosła około 40%. W województwe łódzkm 2/3 bezrobotnych to meszkańcy mast, zaś ok. 1/3 to meszkańcy obszarów wejskch, jednakże w tym województwe stopa urbanzacj była zdecydowane wyższa nż w województwe podkarpackm wynosła ok. 65%. 5. Analzując elastyczność bezroboca względem produkcj sprzedanej przemysłu brutto zauważamy, że zdecydowane wyższą elastycznoścą cechują sę bezrobotn mężczyźn nż kobety (współczynnk elastyczno-

21 Struktura bezroboca rejestrowanego w województwe łódzkm podkarpackm śc ok 4,5 raza wyższy wśród mężczyzn nż wśród kobet w województwe podkarpackm, zaś w województwe łódzkm relacja ta była ponad dwukrotne mnejsza wynosła ok. 1,9 raza). Najwyższą elastycznoścą bezroboca względem produkcj sprzedanej charakteryzowal sę bezrobotn z wykształcenem wyższym (elastyczność 0,25) w województwe podkarpackm, zaś oszacowany parametr elastycznośc tej grupy bezrobotnych w województwe łódzkm był nestotny statystyczne. Średne pozomy elastycznośc uzyskano w grupe bezrobotnych z wykształcenem zasadnczym zawodowym oraz średnm ogólnokształcącym. Najnższy pozom elastycznośc odnotowano wśród bezrobotnych z wykształcenem polcealnym oraz średnm zawodowym. 6. Wynk uzyskane wśród bezrobotnych pogrupowanych ze względu na wek wskazują, ż zdecydowane wyższym pozomem elastycznośc bezrobotnych względem produkcj sprzedanej brutto charakteryzowal sę tzw. młodz bezrobotn (współczynnk elastycznośc: 0,22 podkarpacke 0,26 łódzke) nż grupa bezrobotnych w weku powyżej 25 lat (współczynnk elastycznośc: 0,12 podkarpacke 0,08 łódzke). 7. Mejsce zameszkana bezrobotnych mało stotne znaczene jedyne w przypadku województwa podkarpackego, oszacowane parametry dla województwa łódzkego okazały sę bowem nestotne statystyczne. 8. Wydaje sę zatem, ż dokładne określene, która grupa bezrobotnych cechuje sę najwyższym (bądź najnższym) pozomem elastycznośc względem zman na rynku towarowym może stanowć podstawę rekomendacj dla racjonalnej poltyk państwa na rynku pracy w okresach recesj gospodarczych. Taka analza pozwolłaby lepej skoordynować odpowedne nstrumenty, np. aktywnej poltyk państwa w walce z bezrobocem, dla odpowednej grupy bezrobotnych. 9. Ponadto aktywna poltyka rynku pracy pownna być koordynowana na pozome wojewódzkm, gdyż (co pokazują analzy prowadzone w opracowanu) elastycznośc odpowednch grup bezrobotnych względem zman na rynku towarowym mogą być stotne zróżncowane wewnątrz polskch województw.

22 318 Tomasz MISIAK Bblografa Bartosk K., Popyt na pracę w Polsce w warunkach spowolnena gospodarczego, Studa Ekonomczne 2011/3/LXX, s Czyżewsk A.B., Wzrost gospodarczy a popyt na pracę, Bank Kredyt 2002/11 12, s Kwatkowsk E., Kryzys globalny a rynek pracy w Polsce nnych krajach Grupy Wyszehradzej, Ekonomsta 2011/1, s Kwatkowsk E., Kucharsk L., Tokarsk T., Bezroboce zatrudnene a PKB w Polsce w latach , Ekonomsta 2002/3, s Kwatkowsk E., Gajewsk P., Tokarsk T., Determnanty popytu na pracę w teor ekonom, [w:] System prognozowana popytu na pracę w Polsce. Podstawowa meto dologa, Studa Materały RCSS 2003/11, s Msak T., Tokarsk T., Wzrost PKB a zmany zatrudnena bezroboca w krajach Un Europejskej, Fola Oeconomca 2011/248, s Pndyck R.S., Rubnfeld D.L., Econometrc Models and Economc Forecast, McGraw-Hlls, New York Rogut A., Determnanty popytu na pracę w Polsce w okrese transformacj, Wyd. UŁ, Socha J., Tworzene lkwdacja mejsc pracy w sektorze przedsęborstw w Polsce, Gospodarka Narodowa 2006/5 6, s Socha M., Sztanderska U., Strukturalne podstawy bezroboca w Polsce, PWN, Warszawa Tokarsk T., Gajewsk P., Zależność mędzy wydajnoścą pracy zatrudnenem w krajach OECD, Wadomośc Statystyczne 2002/8, s Zomek A., Produkt krajowy a bezroboce, Wyd. WSB, Poznań Tomasz MISIAK THE STRUCTURE OF REGISTERED UNEMPLOYMENT IN THE PROVINCES OF LODZ AND PODKARPACIE VERSUS CHANGES IN THE COMMODITY MARKET (Summary) In ths paper the relatonshp between the commodty market and the structure of unemployment at the level of countes n the Provnces of Lodz and Podkarpace was analyzed. The man objectve of ths paper s dentfyng the drecton and strength of the mpact of cyclcal changes n the commodty market on the structure of unemployment n the selected regons. The structure of unemployed was analyzed n the context of: gender, level of educaton, age and place of resdence. The verfcaton of conclusons drawn from theoretcal analyss of mpact of observed changes n commodty market on the structure of unemployment was based on panel data for 24 countes of the Lodz Provnce and 25 countes of Podkarpace Provnce between the years by means of statstcal and econometrc methods. Keywords: labor market, unemployment, local unemployment rate, structure of unemployment