STRUKTURA BEZROBOCIA REJESTROWANEGO W WOJEWÓDZTWIE PODKARPACKIM A ZMIANY NA RYNKU TOWAROWYM

MODERN MANAGEMENT REVIEW 2013 MMR, vol. XVIII, 20 (4/2013), pp. 129-146 October-December Tomasz MISIAK 1 STRUKTURA BEZROBOCIA REJESTROWANEGO W WOJEWÓDZTWIE PODKARPACKIM A ZMIANY NA RYNKU TOWAROWYM W nnejszym opracowanu analze poddano zaleŝność mędzy rynkem towarowym a strukturą bezroboca w województwe podkarpackm. Głównym celem opracowana jest próba określena kerunku sły wpływu zman konunkturalnych na rynku towarowym na strukturę bezrobotnych w analzowanym regone. Strukturę bezrobotnych analzowano ze względu na: płeć, pozom wykształcena, wek oraz mejsce zameszkana. Weryfkację wnosków wynkających z teoretycznej analzy wpływu zman rynku towarowego na strukturę bezroboca zaś dokonano na podstawe danych panelowych dla 25 powatów województwa podkarpackego w latach 2003 2011. Ponadto przedstawono równeŝ prosty model teoretyczny, w którym przyrosty stóp bezroboca rejestrowanego (w nnejszym artykule zastąpono stopam wzrostu lczby bezrobotnych) w kolejnych latach uzaleŝnone są od zarówno przeszłych wartośc owych stóp, jak stóp wzrostu welkośc produkcj na pozome powatów. Model estymowano, wykorzystując procedurę uzmennana stałej (fxed effect), gdyŝ okazuje sę, Ŝe struktura bezrobotnych na pozome powatów województwa podkarpackego wykazuje sę wysokm pozomem heterogencznośc przestrzennej, oraz stosując zerojedynkowe zmenne przełącznkowe. Wprowadzene zmennych przełącznkowych zaś wynka stąd, Ŝe odgrywają one rolę zmennej korygującej oddzaływane bezroboca z poprzednego okresu na zmanę beŝącej stopy wzrostu bezrobotnych zaleŝą od tego, czy pozom bezroboca rósł lub malał. W opracowanu w punkce drugm dokonano opsowej analzy struktury bezrobotnych w województwe podkarpackm w podzale na: płeć, pozom wykształcena, wek oraz mejsce zameszkana. W punkce trzecm przedstawono prosty model teoretyczny zaleŝnośc pomędzy bezrobocem a rynkem towarowym. Punkt czwarty zawera wynk estymacj równań wynkających z analz teoretycznych. Opracowane kończy podsumowane oraz waŝnejsze wnosk wynkające z rozwaŝań. Słowa kluczowe: bezroboce, struktura bezroboca, województwo podkarpacke. 1. WPROWADZENIE 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 zróŝncowana zarówno na pozome regonów (województw), jak na pozome wewnątrzregonalnym (powatowym). Ponadto rynek pracy jest wyjątkowo wraŝlwy na sytuacje kryzysowe w gospodarce, czego przykładem jest stosunkowo szybk wzrost stopy bezroboca w Polsce od początku śwatowego kryzysu gospodarczego z 2008 r., mmo Ŝe rynek towarowy z dość duŝym opóźnenem zareagował na początkowe sygnały o nadchodzącej recesj. 1 Dr Tomasz Msak, Katedra Ekonom, Poltechnka Rzeszowska, Al. Powstańców Warszawy 8, 35 959, e-mal: tmsak@prz.edu.pl

130 T. Msak W opracowanu analze poddano problem zaleŝnośc pomędzy rynkem towarowym a pozomem bezroboca w województwe podkarpackm. 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 województwe podkarpackm. Zgodne z przyjętym celem podjęto zatem próbę weryfkacj hpotezy głównej, według której elastyczność poszczególnych grup (wydzelonych ze względu na strukturę) bezrobotnych jest stotne zróŝncowana względem produkcj sprzedanej przemysłu. Tak sformułowana hpoteza badawcza pozwol na wyodrębnene grup bezrobotnych, na które mają najslnejszy bądź najsłabszy wpływ zmany na rynku towarowym. Prawdłowe określene grup bezrobotnych najbardzej podatnych na sytuację konunkturalną na rynku towarowym moŝe stanowć podstawę rekomendacj dla racjonalnego wykorzystana nstrumentów poltyk państwa w walce z bezrobocem, podnosząc ch efektywność. Strukturę bezrobotnych w opracowanu analzowano ze względu na: płeć, pozom wykształcena, wek oraz mejsce zameszkana. Prowadzone analzy oparto na danych panelowych dla 25 powatów województwa podkarpackego w latach 2003 2011. W celu weryfkacj postawonej hpotezy badawczej wykorzystano proste statystyk opsowe oraz wynk estymacj modelu wynkającego z prowadzonych analz teoretycznych z wykorzystanem procedury uzmennana stałej (fxed effect) oraz zmennych przełącznkowych. 2. STRUKTURA BEZROBOCIA REJESTROWANEGO NA PODKARPACIU Województwo podkarpacke charakteryzuje sę dość zróŝncowanym wewnętrzne rynkem pracy. MoŜna wyróŝnć powaty ze stosunkowo nską stopą bezroboca, jak czy Krosno, ale jednocześne występują powaty beszczadzk czy brzozowsk, gdze notowane stopy bezroboca zalczane są do jednych z najwyŝszych w kraju. Ponadto średne płace brutto notowane w powatach województwa podkarpackego ne przekraczają średnej płacy brutto dla całej Polsk (najwyŝszym pozomem płacy brutto cechuje sę, gdze płace brutto były zblŝone do średnej krajowej). Podkarpace stanow zatem cekawy przekrój powatów pod względem zarówno rynku pracy, jak wytworzonej produkcj czy pozomu rozwoju społeczno-gospodarczego. W nnejszym punkce dokonano analzy przede wszystkm struktury bezroboca rejestrowanego w podzale na: płeć, wykształcene, wek, mejsce zameszkana. 2.1. Struktura bezroboca ze względu na płeć W tabel 1 oraz na rysunku 1 zestawono dane dotyczące struktury bezroboca rejestrowanego według płc. Okazuje sę, Ŝe średno w analzowanym okrese 53% bezrobotnych stanowły kobety, męŝczyźn zaś 47%. Jednocześne moŝna zaobserwować, Ŝe w roku 2003 udzał kobet męŝczyzn wśród bezrobotnych był zblŝony do proporcjonalnego. W latach 2004 2008 udzał kobet w bezrobotnych ogółem wzrastał, osągając najwyŝszy pozom (prawe 58%) w 2007 r. W 2009 r. udzał kobet wśród bezrobotnych znów zblŝył sę do pozomu 50%, a następne zaczął neznaczne rosnąć, osągając w 2011 r. pozom zblŝonym do średnego dla całego analzowanego okresu. MoŜna zatem dojść do wnosku, Ŝe udzał kobet w bezrobotnych ogółem rósł w momence, gdy stopa

Struktura bezroboca rejestrowanego 131 bezroboca (dla całej Polsk oraz ta notowana w województwe podkarpackm) charakteryzowała sę tendencją malejącą, co było w duŝej merze spowodowane okresem dobrej konunktury gospodarczej, kształtował sę zaś na zblŝonym do proporcjonalnego, w okrese gdy stopy bezroboca ogółem rosły (w okrese pogorszena sę konunktury gospodarczej). Take obserwowane zaleŝnośc mogą sugerować, Ŝe rosnący udzał kobet w bezrobotnych ogółem, w okrese gdy stopy bezroboca ogółem spadały, mógł być efektem tego, Ŝ w okresach dobrej konunktury węcej męŝczyzn nŝ kobet znajdowało zatrudnene. MoŜe to zatem oznaczać, Ŝe to grupa bezrobotnych męŝczyzn była bardzej prokonunkturalna. Tabela 1. Udzał kobet męŝczyzn w welkośc bezroboca na Podkarpacu Lata Kobety MęŜczyźn A B C A B C 2003 50,7% 46,4% 57,3% 42,7% 53,6% 49,3% jarosławsk Krosno Krosno jarosławsk 2004 52,1% 46,3% 57,9% 42,1% 53,7% 47,9% jarosławsk Krosno Krosno jarosławsk 2005 53,4% 48,2% 58,6% 41,4% 51,8% 46,6% jarosławsk meleck meleck jarosławsk 2006 56,1% 50,5% 62,6% 37,4% 49,5% 43,9% lubaczowsk Krosno Krosno lubaczowsk 2007 57,9% 50,1% 66,9% 33,1% 49,9% 42,1% lubaczowsk krośneńsk krośneńsk lubaczowsk 2008 55,5% 47,6% 62,7% 37,3% 52,4% 44,5% lubaczowsk krośneńsk krośneńsk lubaczowsk 2009 50,1% 46,2% 54,8% 45,2% 53,8% 49,9% lubaczowsk brzozowsk brzozowsk lubaczowsk 2010 51,6% 46,1% 57,0% 43,0% 53,9% 48,4% lubaczowsk tarnobrzesk tarnobrzesk lubaczowsk 2011 52,9% 48,9% 58,8% 41,2% 51,1% 47,1% lubaczowsk dębck dębck lubaczowsk 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 www.stat.gov.pl. Rys. 1. Średn udzał bezrobotnych kobet męŝczyzn na Podkarpacu w latach 2003 2011 Mężczyżn 47% Kobety 53% Źródło: opracowane własne na podstawe danych w tabel 1.

132 T. Msak Ponadto struktura bezrobotnych co do płc w województwe podkarpackm była równeŝ zróŝncowana przestrzenne. Maksymalne udzały kobet notowano w powatach ze stosunkowo nską stopą bezrobotnych ogółem, np. w powece Krosno, meleckm czy dębckm, a mnmalne w powatach jarosławskm czy lubaczowskm, które charakteryzowały sę wyŝszą ogólną stopą bezroboca. 2.2. Struktura bezroboca ze względu na wykształcene Analzując dane dotyczące struktury bezrobotnych ze względu na wykształcene, zestawone w tabel 2 na rysunku 2, moŝna natomast zauwaŝyć, Ŝe najwększy udzał stanowły osoby z wykształcenem zasadnczym zawodowym (około 1/3 wszystkch bezrobotnych). Bezrobotn z wykształcenem polcealnym średnm zawodowym oraz c o najnŝszym pozome wykształcena (gmnazjalne ponŝej) stanowl po ok. ¼ ogólnej lczby bezrobotnych. NajnŜsze udzały wśród wszystkch zarejestrowanych bezrobotnych odnotowano wśród bezrobotnych z wykształcenem wyŝszym (średno 8,3%) oraz z wykształcenem średnm ogólnokształcącym (średno 8,8%). Rys. 2. Średne udzały bezrobotnych ze względu na pozom wykształcena w województwe podkarpackm 24,70% 8,30% 24,80 33,40% wyŝsze polcealne średne zawodowe średne ogólnokształcące zasadncze zawodowe gmnazjalne ponŝej 8,80% Źródło: opracowane własne na podstawe danych z tabel 2

Struktura bezroboca rejestrowanego 133 Tabela 2. Struktura bezrobotnych ze względu na wykształcene w województwe podkarpackm lata 2003 4,9% 2004 5,5% 2005 6,2% 2006 6,9% 2007 7,8% 2008 9,2% 2009 10,2% 2010 11,7% 2011 12,8% WyŜsze Polcealne średne zawodowe Średne ogólnokształcące A B C A B C A B C 2,6% brzozowsk 2,6% beszczadzk 3,3% beszczadzk 3,8% beszczadzk 4,1% beszczadzk 5,0% lesk 5,6% lesk 6,5% lesk 7,6% beszczadzk 12,6% 12,8% 14,0% 15,3% 17,2% 20,1% 20,9% 24,0% 26,0% 23,8% 24,6% 24,7% 24,4% 24,4% 24,8% 25,5% 25,3% 25,5% 18,8% meleck 20,0% beszczadzk 20,9% meleck 20,0% meleck 19,2% leŝajsk 20,5% beszczadzk 21,2% lubaczowsk 20,7% lubaczowsk 20,5% lubaczowsk 29,6% Krosno 29,5% Krosno 29,6% Krosno 30,5% Krosno 30,1% Krosno 30,2% ropczyckosędzszowsk 31,7% ropczyckosędzszowsk 32,2% ropczyckosędzszowsk 32,9% ropczyckosędzszowsk 6,4% 6,9% 7,7% 8,3% 8,9% 9,8% 10,3% 10,4% 10,5% 3,7% brzozowsk 3,9% brzozowsk 4,7% brzozowsk 4,8% brzozowsk 5,1% brzozowsk 5,9% brzozowsk 6,6% brzozowsk 6,5% brzozowsk 6,2% brzozowsk 12,8% Przemyśl 13,0% Przemyśl 13,2% Przemyśl 13,3% Przemyśl 14,6% Przemyśl 15,2% meleck 15,1% meleck 15,0% meleck 15,4% meleck cd. Tabela 2. Struktura bezrobotnych ze względu na wykształcene w województwe podkarpackm lata 2003 38,2% 2004 36,4% 2005 35,2% 2006 33,9% 2007 32,4% 2008 31,9% 2009 31,5% 2010 30,9% 2011 30,2% Zasadncze zawodowe Gmnazjalne ponŝej A B C A B C 23,5% 22,8% 22,3% 21,1% 19,8% 18,3% 19,5% 18,3% 18,0% 46,7% 44,9% 44,0% 43,2% 41,4% 40,3% 40,1% 39,5% 38,2% 26,8% 26,6% 26,2% 26,6% 26,5% 24,4% 22,5% 21,8% 20,9% 19,7% 20,2% 20,2% 20,3% 19,2% 17,8% 17,2% Krosno 16,7% Krosno 14,9% Krosno 34,5% rzeszowsk 33,1% rzeszowsk 32,9% rzeszowsk 33,7% rzeszowsk 33,6% rzeszowsk 30,1% rzeszowsk 27,0% beszczadzk 27,4% beszczadzk 26,7% beszczadzk 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 www.stat.gov.pl.

134 T. Msak NajwyŜszy odsetek osób z wyŝszym wykształcenem odnotowano w powece grodzkm (12,6 26% wszystkch bezrobotnych). Na uwagę zasługuje jednak, Ŝe po perwsze, udzał tej grupy bezrobotnych w bezrobotnych ogółem systematyczne rósł w latach 2003 2011 podwoł sę. Po druge, w stolcy województwa podkarpackego znajdują sę najwększe w regone uczelne wyŝsze oraz to, Ŝe welu absolwentów pozostaje po skończenu studów w Rzeszowe tu poszukuje pracy, wpływa no to, Ŝ w tym powece odnotowano najwększe udzały tej grupy bezrobotnych. Najmnejszy udzał bezrobotnych z wyŝszym wykształcenem notowano natomast w powatach: brzozowskm (2,6% w 2003 r.), beszczadzkm (2,6 4,1% w latach 2004 2007 7,6% w 2011 r.) czy leskm (5 6,5% w okrese 2008 2010). Mnmalne udzały tej grupy bezrobotnych w ogólnej lczbe zarejestrowanych pozostających bez pracy w wymenonych powatach równeŝ systematyczne rosły, ulegając potrojenu w 2011 r. w stosunku do 2003 r. Najwęcej osób z wykształcenem polcealnym średnm zawodowym pozostających bez pracy zarejestrowanych było w Krośne (około 30% w latach 2005 2007) oraz w powece ropczycko-sędzszowskm (ok. 30 33% w okrese 2008 2011). Osoby z wykształcenem średnm ogólnokształcącym zarejestrowane jako bezrobotne stanowły najmnejszy udzał w bezrobotnych ogółem w powece brzozowskm, najwększy udzał tej grupy bezrobotnych zaś notowano w powece Przemyśl oraz meleckm. Stosunkowo nsk udzał tej grupy bezrobotnych wynkał przede wszystkm stąd, Ŝe wększość osób po skończenu lceum ogólnokształcącego, ze względu na brak wyuczonego zawodu, kontynuowała naukę na wyŝszych studach. W wększośc powatów bezrobotn z wykształcenem zasadnczym zawodowym stanowl najwększy odsetek ogólnej lczby bezrobotnych. NajwyŜsze udzały tej grupy bezrobotnych notowano w powece m, gdze w 2003 r. prawe połowę (47%) wszystkch zarejestrowanych pozostających bez pracy stanowl bezrobotn z wykształcenem zasadnczym zawodowym. Najmnejszy udzał tej grupy bezrobotnych notowano w Rzeszowe (23,5 18%). W analzowanym okrese zarówno średne udzały dla całego województwa, jak w powatach, gdze notowano maksymalne mnmalne udzały grupy bezrobotnych z wykształcenem zasadnczym zawodowym, systematyczne spadały odpowedno: o 8 pkt. procentowych (dla średnego udzału w województwe), o 5,5 pkt. procentowego (w Rzeszowe, gdze notowano mnmalne udzały) oraz o 8,5 pkt. procentowego (w powece m, gdze notowano maksymalne udzały). Bezrobotn z najnŝszym pozomem wykształcena (gmnazjalne ponŝej) w województwe podkarpackm stanowl średno ok. 1/4 wszystkch bezrobotnych. Najwększy udzał tej grupy bezrobotnych notowano w powece rzeszowskm zemskm oraz beszczadzkm, najmnejsze natomast w powatach m oraz powece grodzkm Krosno. W przypadku tej grupy bezrobotnych, podobne jak w grupe bezrobotnych z wykształcenem zasadnczym zawodowych, udzały w grupe bezrobotnych ogółem systematyczne malały. 2.3. 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 druga grupa bezrobotn 25 lat powyŝej. Tak podzał jedyne na dwe kategore wekowe wynkał przede wszystkm stąd, Ŝe osobom wchodzącym na rynek pracy jest stosunkowo trudnej znaleźć pracę ze względu na brak dośwadczena zawodowego. W dalszych analzach prowadzonych w punkce trzecm celem będze wykazane, która grupa bezrobot-

Struktura bezroboca rejestrowanego 135 nych tzw. młodych czy z dośwadczenem oraz staŝem zawodowym jest bardzej podatna na sytuację konunkturalną. Średn udzał młodych bezrobotnych był dość wysok wynósł ok. ¼ wszystkch bezrobotnych w województwe, mmo Ŝe borąc pod uwagę wek produkcyjny w Polsce, ta grupa bezrobotnych stanow zaledwe ok. 1/7 przedzału weku produkcyjnego. Jak wynka z danych zestawonych w tabel 3, w latach 2003 2007, czyl w okrese dobrej konunktury, kedy stopy bezroboca ogółem sę zmnejszały, udzał młodych bezrobotnych równeŝ systematyczne malał z pozomu 28% w 2003 r. do 21,5% w 2007, po czym znów zaczął wzrastać, osągając w 2011 r. necałe 24% ogólnej lczby bezrobotnych w województwe. Tabela 3. Struktura bezrobotnych ze względu na wek w województwe podkarpackm Lata 24 lata ponŝej 25 lat powyŝej A B C A B C 2003 28,0% 20,5% 33,3% 66,7% 79,5% 72,0% przeworsk przeworsk 2004 26,3% 18,9% 32,5% 67,5% 81,1% 73,7% przeworsk przeworsk 2005 25,0% 18,4% 30,8% 69,2% 81,6% 75,0% przemysk przemysk 2006 23,0% 15,7% 27,8% 72,2% 84,3% 77,0% przeworsk przeworsk 2007 21,5% 15,1% 26,0% 74,0% 84,9% 78,5% Krosno przemysk przemysk Krosno 2008 22,7% 16,2% 29,5% 70,5% 83,8% 77,3% Przemyśl dębck dębck Przemyśl 2009 25,3% 16,9% 31,7% 68,3% 83,1% 74,7% Przemyśl dębck dębck Przemyśl 2010 24,5% 16,2% 30,0% 70,0% 83,8% 75,5% Przemyśl ropczycko-sędzszowsk ropczycko-sędzszowsk Przemyśl 2011 23,8% 13,9% 31,7% 76,2% 68,3% 86,1% Przemyśl ropczycko-sędzszowsk ropczycko-sędzszowsk Przemyśl 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 www.stat.gov.pl. Grupa ta, podobne jak pozostałe rozwaŝane grupy bezrobotnych, charakteryzowała sę zróŝncowanym udzałam na pozome powatów. NajnŜsze udzały tej grupy notowano w powatach grodzkch (20,5% do 15,7% w latach 2003 2006), Krosno (15,1% w 2007 r.) oraz Przemyśl (16,2% do 13,9% w okrese 2008 2011).

136 T. Msak Rys. 3. Udzał bezrobotnych według weku w województwe podkarpackm 24 lat ponŝej (24,4%) 25 lat powyŝej (75,6%) Źródło: opracowane własne na podstawe danych w tabel 3. NajwyŜsze udzały młodych bezrobotnych w ogólnej lczbe bezrobotnych cechowały take powaty, jak przeworsk, gdze w latach 2003 2003 ta grupa bezrobotnych stanowła około 1/3 bezrobotnych ogółem. Wysokm udzałam tej grupy charakteryzowały sę powaty: przemysk, dębck oraz ropczycko-sędzszowsk. Udzały (średne, maksymalne mnmalne) tej grupy bezrobotnych spadały w okrese dobrej konunktury gospodarczej (2003 2008), a rosły w czase spowolnena gospodarczego po 2008 r. MoŜe to zatem oznaczać, Ŝe ta grupa bezrobotnych wykazuje wyŝszy pozom konunkturalnośc nŝ grupa 25 lat powyŝej. 2.4. Struktura bezroboca według mejsca zameszkana Z danych zestawonych w tabel 4 wynka, Ŝe prawe 2/3 wszystkch bezrobotnych w województwe podkarpackm to meszkańcy obszarów wejskch, newele ponad 1/3 bezrobotnych w analzowanym okrese meszkała w meśce. NajnŜszy udzał bezrobotnych zameszkałych na ws notowano w powece stalowowolskm. NajwyŜszym udzałem tej grupy bezrobotnych charakteryzował sę powat przemysk zemsk, gdze wszyscy bezrobotn to meszkańcy obszarów wejskch, co wynka przede wszystkm z tego, Ŝe powat ten składa sę w całośc z 10 gmn wejskch.

Struktura bezroboca rejestrowanego 137 Tabela 4. Struktura bezrobotnych ze względu na mejsce zameszkana w woj. podkarpackm Lata Zameszkal na ws Zameszkal w meśce A B C A B * C ** 2003 63,1% 43,4% 9,5% 56,6% 36,9% stalowowolsk brzozowsk stalowowolsk 2004 63,4% 43,4% 9,4% 56,6% 36,6% stalowowolsk brzozowsk stalowowolsk 2005 63,3% 48,3% 9,3% 51,7% 36,7% stalowowolsk brzozowsk stalowowolsk 2006 63,4% 52,3% 8,8% 47,7% 36,6% stalowowolsk brzozowsk stalowowolsk 2007 63,2% 40,4% przemysk 9,2% 59,6% 36,8% stalowowolsk brzozowsk stalowowolsk 2008 62,8% 26,7% 8,4% 73,3% 37,2% stalowowolsk brzozowsk stalowowolsk 2009 62,5% 43,5% 8,7% 56,5% 37,5% stalowowolsk brzozowsk stalowowolsk 2010 62,3% 42,4% 9,2% 57,6% 37,7% stalowowolsk brzozowsk stalowowolsk 2011 62,4% 42,9% 9,3% 57,1% 37,6% stalowowolsk brzozowsk stalowowolsk A średn udzał dla województwa w poszczególnych latach, B mnmalny udzał na pozome powatów, C maksymalny udzał na pozome powatów; B* wartość oblczona z pomnęcem powatu przemyskego, który składa sę z samych gmn wejskch, co powoduje, Ŝe bezrobotnych zameszkałych w meśce ne wykazano; C** maksymalne wartośc udzałów podano z pomnęcem powatów Krosno, Przemyśl, oraz Tarnobrzeg, gdze w tych powatach 100% bezrobotnych zameszkałych jest w meśce. Źródło: oblczena własne na podstawe danych na strone www.stat.gov.pl. Spośród bezrobotnych zameszkałych w meśce mnmalny udzał notowano w powece brzozowskm, gdze zaledwe ok. 8,5 9,5% to bezrobotn meszkający w meśce. Natomast najwyŝszym odsetkem bezrobotnych meszkających w meśce (oprócz powatów grodzkch, gdze 100% bezrobotnych to meszkańcy masta) charakteryzował sę powat stalowowolsk. 3. ZALEśNOŚĆ MIĘDZY RYNKIEM TOWAROWYM A BEZROBOCIEM UJĘCIE TEORETYCZNE Jak wynka z przeglądu lcznych badań, jedną z głównych determnant zatrudnena, a jednocześne bezroboca są zmany w dynamce produktu krajowego brutto (PKB) 2. Analzując zaleŝnośc wynkające z nterakcj pomędzy rynkem pracy oraz rynkem towarowym, moŝna dojść do wnosku, Ŝe popyt na pracę jest popytem pochodnym w duŝej merze zaleŝy od sytuacj na rynku towarowym. Na ten aspekt uwagę zwracał juŝ sam Keynes, który przyczyn występowana bezroboca przymusowego szukał ne na samym 2 A.B. CzyŜewsk, Wzrost gospodarczy a popyt na pracę, Bank Kredyt 2002/11 12; E. Kwatkowsk, L. Kucharsk, T. Tokarsk, Bezroboce zatrudnene a PKB w Polsce w latach 1993 2001, Ekonomsta 2002/3; E. Kwatkowsk, Kryzys globalny a rynek pracy w Polsce nnych krajach Grupy Wyszehradzej, Ekonomsta 2011/1; A. Rogut, Determnanty popytu na pracę w Polsce w okrese transformacj, Wydawnctwo Unwersytetu Łódzkego, Łódź 2008; J. Socha, Tworzene lkwdacja mejsc pracy w sektorze przedsęborstw w Polsce, Gospodarka Narodowa 2006/5 6; M. Socha, U. Sztanderska, Strukturalne podstawy bezroboca w Polsce, Wydawnctwo Naukowe PWN, Warszawa 2000; A. Zomek, Produkt krajowy a bezroboce, Wydawnctwo WyŜszej Szkoły Bankowej, Poznań 2006.

138 T. Msak 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, moŝna dojść do wnosku, Ŝe 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 3. Wynka stąd zatem, Ŝe jeŝel stneje odwrotna zaleŝność mędzy popytem na pracę a welkoścą bezroboca, to wówczas, gdy rośne (maleje) welkość produkcj, to maleje (rośne) stopa bezroboca 4. Istneją jednak dowody na to, Ŝe zmany w popyce na pracę (zatrudnene), a jednocześne w bezrobocu są słabsze nŝ w produkcj występują z pewnym opóźnenem. Zgodne z prawem Okuna zmany w bezrobocu mogą być relatywne mnejsze nŝ w produkcj, ponewaŝ pracodawcy dostosowują ne tylko welkość zatrudnena, ale czas pracy oraz godzą sę na spadek wydajnośc pracy podczas okresu złej konunktury. MoŜna zaobserwować take zjawsko, jak chomkowane pracy (labour hoardng) polegające na zatrzymywanu częśc pracownków w okresach dekonunktury 5. 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 nŝ spadk produkcj, w okrese oŝywena zaś wzrosty produkcj są wększe nŝ wzrost zatrudnena (wększe nŝ spadk bezroboca). Oprócz tego zmany w zatrudnenu następują z pewnym opóźnenem w stosunku do zman w produkcj, ponewaŝ pracodawcy najperw dostosowują czas pracy, a dopero późnej zatrudnene, co powoduje, Ŝe stopy bezroboca teŝ spadają z pewnym opóźnenem 6. Na podstawe tych rozwaŝań przyrosty stóp bezroboca rejestrowanego na pozome powatów moŝna uzaleŝnć od pozomu powatowych stóp bezroboca rejestrowanego oraz stopy wzrostu produkcj. W tym celu moŝna posłuŝyć sę defncją stopy bezroboca 7 : u U + L L = = 1, (1) U N gdze u (t) oznacza stopę bezroboca w powece w momence t, U (t) lczbę bezrobotnych w powece w momence t, L (t) lczbę pracujących, N (t) zaś podaŝ pracy. 3 A. Rogut, op. ct., s. 53 57, 62 65; T. Tokarsk, P. Gajewsk, ZaleŜność mędzy wydajnoścą pracy zatrudnenem w krajach OECD, Wadomośc Statystyczne 2002/8, s. 59 60, lub np. K. Bartosk, Popyt na pracę w Polsce w warunkach spowolnena gospodarczego, Studa Ekonomczne LXX/3 (2011). 4 ZaleŜność taka zachodz, jeŝel wzrost produkcj ma charakter zatrudnenowy. Wzrost produkcj moŝe być bowem efektem wzrostu wydajnośc pracy. Wówczas tak wzrost produkcj ma charakter bezzatrudnenowy. 5 Przykładem chomkowana pracy moŝe być WSK, który w latach 2008 2009 oprócz zwolneń równeŝ chomkował pracownków kosztem spadku wydajnośc pracy, stosując np. czterodnowy tydzeń pracy. 6 Por. np. K. Bartosk, op. ct. 7 O wszystkch występujących w punkce 3 zmennych zakłada sę, Ŝe są róŝnczkowalnym funkcjam czasu t [ 0; + ). Zaps x & = dx / dt będze oznaczał pochodną zmennej x po czase t, czyl ekonomczne rzecz borąc przyrost wartośc owej zmennej w momence t.

Struktura bezroboca rejestrowanego 139 RóŜnczkując równane (1) względem czasu t, otrzymuje sę przyrost stopy bezroboca dany wzorem: N L N& ( N ) ( ) t L& L N& L& u& = = 2, N N L a stąd oraz z równana (1) wynka, Ŝe przyrost stopy bezroboca moŝna zapsać następująco: N& L& u& = ( u ) 1. (2) N L L& L t Następne zakładając, Ŝe stopa wzrostu lczby pracujących ( ) jest rosnącą funkcją stopy wzrostu produkcj g, okazuje sę, Ŝe przyrost stopy bezroboca dany jest zaleŝnoścą: gdze L& L = f ( g ) N& u& = ( 1 u ) f ( g ), (3) N df, przy czym > 0. Z równana (3) wynka, Ŝe przyrost stopy dg bezroboca jest malejącą funkcją stopy wzrostu produktu g oraz jeŝel stopa wzrostu podaŝy pracy jest wększa (mnejsza) od stopy wzrostu lczby pracujących, to przyrost stopy bezroboca jest malejącą (rosnącą) funkcją stopy bezroboca. 4. WYNIKI ANALIZ STATYSTYCZNYCH Borąc pod uwagę determnanty zmany stóp bezroboca wynkające z rozwaŝań teoretycznych (punkt 2) oraz zaleŝnośc wynkające ze wzoru (3), moŝna oszacować parametry następującego równana opsującego przyrosty stóp bezroboca 8 : gdze: u U u t = 0 α1ut 1 + α2d uut 1 α3 ln ( PKB ) α (4) t t = stopa bezroboca rejestrowanego w -tym powatowym rynku pracy w Ut + Lt roku t; ln stopa wzrostu PKB; ( ) PKB t α 0 stała rzeczywsta określająca wzrost stopy bezroboca, który wystąpłby przy zerowej stope bezroboca w poprzednm okrese oraz przy zerowej stope wzrostu PKB; t 8 Równane to w wersj zmodyfkowanej wykorzystano np. w pracy T. Msak, T. Tokarsk, Wzrost PKB a zmany zatrudnena bezroboca w krajach Un Europejskej, Fola Oeconomca 2011/248.

140 T. Msak α 1 zmenna, która merzy słę oddzaływana stopy bezroboca w sytuacj, gdy owa zmenna ne rośne; α 2 merzy słę wpływu stopy bezroboca na wzrost tej stopy w sytuacj, gdy stopa bezroboca rośne; α opsuje zaleŝność przyrostu stopy bezroboca rejestrowanego od stopy wzrostu 3 u PKB; d zmenna zerojedynkowa, która przyjmuje wartość 1, gdy stopa bezroboca rejestrowanego rośne, w przecwnym wypadku zaś 0. Interpretacja parametrów α1 α 2 wynka stąd, Ŝe zmenna zerojedynkowa d u w równanu zmany stóp bezroboca pełn funkcję zmennej przełącznkowej korygującej oddzaływane stopy bezroboca z poprzednego okresu na zmanę beŝącej stopy bezroboca zaleŝy od tego, czy przyrost tej stopy jest dodatn, czy ujemny. Równane (4) moŝna zatem próbować zastosować, borąc pod uwagę kształtowane sę struktury bezroboca. NaleŜałoby w tym celu zamast przyrostu stóp bezroboca ogółem w równanu (4) uwzględnć np. przyrosty stóp bezroboca kobet, męŝczyzn czy teŝ np. stopy bezroboca wśród osób z wyŝszym wykształcenem td. Pozwolłoby to na ustalene, na jaką grupę bezrobotnych zmany konunkturalne na rynku towarowym mają najwększy (najmnejszy) wpływ. JednakŜe ze względu na fakt, Ŝe Główny Urząd Statystyczny (GUS) ne publkuje danych dotyczących kształtowana sę stóp bezroboca na pozome powatowym w ujęcu struktury bezrobotnych an teŝ ne podaje co do struktury pozomu aktywnych zawodowo oblczeń stóp bezroboca wśród np. kobet, męŝczyzn czy teŝ zameszkałych w meśce lub stopy bezroboca na pozome powatowym osób z wyŝszym wykształcenem, staje sę to nemoŝlwe z powodu braku odpowednch danych. Z tego względu równane (4) zmodyfkowano do postac: lnu jt = 0 α1 lnu jt 1 + α2d u lnu jt 1 α3 ln ( Y ) α (5) gdze: U pozom j-tej grupy bezrobotnych zarejestrowanych w -tym powatowym rynku j t pracy w roku t; ln stopa wzrostu produkcj merzona welkoścą produkcj sprzedanej przemysłu ( ) Y t w -tym powece w roku t 9 ; 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; t 9 Lepszym mernkem do tego typu analz jest welkość PKB, jednakŝe tych danych GUS równeŝ ne szacuje na pozome powatów. Z tego powodu najodpowednejszą zmenną makroekonomczną publkowaną przez GUS jest produkcja sprzedana przemysłu brutto.

Struktura bezroboca rejestrowanego 141 α 1 zmenna, która merzy słę oddzaływana j-tej grupy bezrobotnych w sytuacj, gdy owa zmenna ne rośne; α 2 merzy słę wpływu j-tej grupy bezrobotnych na wzrost tej stopy w sytuacj, gdy pozom bezroboca w tej grupe rośne; α elastyczność j-tej grupy bezrobotnych względem produkcj sprzedanej przemysłu 3 brutto; d u zmenna zerojedynkowa, która przyjmuje wartość 1, gdy pozom bezroboca rejestrowanego rośne, w przecwnym wypadku zaś 0. Interpretacja parametrów α1 α 2 wynka stąd, Ŝe zmenna zerojedynkowa d u równeŝ w równanu (5) odgrywa rolę zmennej przełącznkowej korygującej oddzaływane pozomu j-tej grupy bezrobotnych z poprzednego okresu na zmanę beŝącej j-tej grupy bezrobotnych zaleŝy 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, moŝna dojść do wnosku, Ŝe gdyby załoŝyć występowane zarówno zerowej stopy wzrostu produkcj, jak zerowy pozom bezroboca w poprzednm okrese, to okazałoby sę, Ŝe we wszystkch powatach wystąpłaby taka sama stopa wzrostu bezrobotnych. ZałoŜene to wydaje sę zbyt restrykcyjne. Z tego powodu równane (5) rozszerzono, stosując procedurę uzmennana stałej (fxed effect) 10. Zatem równe (5) moŝna rozszerzyć do postac: 25 lnu jt = 0 + φkdk α1 lnu jt 1 + α2d u lnu jt 1 α3 j = 2 ( Y ) α ln (6) 0 gdze: d k to zmenna zerojedynkowa dla kaŝdego k-tego powatu nebazowego; α 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 określa, o le róŝnłby sę przyrost stopy wzrostu pozomu bezroboca w powece k- 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) zestawono w tabel 5. t 10 Szerzej na temat procedury uzmennana stałej (fxed effect) patrz np. R.S. Pndyck, D.L. Rubnfeld, Econometrc Models and Economc Forecast, McGraw-Hlls, New York 1991.

142 T. Msak Tabela 5. Wynk estymacj równana (6) dla poszczególnych grup bezrobotnych zarejestrowanych w województwe podkarpackm w latach 2003 2011 Zmenna objaśnana Zmenne objaśnające Stopa wzrostu bezrobotnych Ogółem 0,1052 (0,0048) MęŜczyzn 1,2254 (0,0020) Kobet 0,4424 (0,1653) Wykształcene 0,2550 wyŝsze (0,2284) Wykształcene polcealne średne 1,3263 (0,0001) zawodowe Wykształcene średne 1,1380 ogólnokształcące (0,0001) Wykształcene zasadncze 0,6960 zawodowe (0,0116) Wykształcene gmnazjalne 0,4979 ponŝej 0,0505 Wek 24 lata ponŝej 1,0354 (0,0007) Wek 25 lat węcej 1,0707 (0,0039) Zameszkal na ws 0,0036 (0,8927) Zameszkal 1,1243 w meśce (0,0049) Stała lnu t- 1 d lnu t- 1 lny t 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 0,1809 0,0291 0,1082 0,0255 (0,0032) 0,0784 0,0245 (0,0174) 0,1564 0,0353 (0,0002) 0,1282 0,01795 (0,0023) 0,1315 0,01976 (0,0023) 0,1345 0,0240 (0,0023) Lczba obserwacj 200 Próba 2003 2011 Powat bazowy 0,1403 0,0004 0,2554 0,0569 (0,0476) 0,2467 0,1228 (0,0042) 0,1495 (0,0001) 0,1506 (0,0007) 0,0444 (0,2793) 0,2233 0,1202 (0,0007) 0,1071 (0,0039) 0,1324 (0,0014) Źródło: oblczena własne na podstawe danych na strone www.stat.gov.pl. R 2 Skor, R 2 0,63 0,58 0,64 0,58 0,65 0,60 0,58 0,51 0,63 0,58 0,67 0,62 0,62 0,56 0,54 0,48 0,69 0,64 0,64 0,58 0,62 0,56 0,64 0,58 Na podstawe oszacowanych parametrów równana (6) zestawonych w tabel 5 moŝna wycągnąć następujące wnosk: Wśród wszystkch bezrobotnych zarejestrowanych w województwe 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, moŝna zauwaŝyć, Ŝe skorygowany współczynnk determnacj neco odbegał od pozomu dla bezrobotnych ogółem kształtował sę w przedzale 0,48 (dla grupy bezrobotnych z wykształcenem gmnazjalnym ponŝej) do 0,64 (dla grupy bezrobotnych w weku 24 lat ponŝej). Analzując wynk estymacj uzyskane dla bezrobotnych kobet męŝczyzn, stwerdzono, Ŝe w warunkach nerosnącego bezroboca kaŝdy kolejny spadek pozomu bezroboca o 1% w poprzednm okrese powodowałby spadek tempa wzrostu beŝącej lczby bezrobotnych o 0,16 punktu procentowego wśród męŝczyzn oraz o 0,06 punktu procentowego wśród kobet. Uzyskany parametr wśród męŝczyzn był o ok. 2,5-krotne wyŝszy

Struktura bezroboca rejestrowanego 143 nŝ wśród kobet. Natomast w warunkach rosnącego bezroboca pozom bezrobotnych w poprzednm okrese wpływał na podnesene stopy wzrostu lczby bezrobotnych zarówno męŝczyzn, jak kobet. W przypadku tego parametru rozbeŝnośc ne były aŝ tak duŝe jak w warunkach nerosnącego bezroboca, przy czym tym razem slnej na przyrost beŝącej stopy wzrostu bezrobotnych oddzaływał pozom bezroboca w poprzednm okrese wśród męŝczyzn nŝ wśród kobet. Istotne zróŝncowana była przede wszystkm elastyczność bezroboca względem produkcj sprzedanej przemysłu wśród kobet męŝczyzn. Oznacza to, Ŝe wzrost stopy produkcj sprzedanej przemysłu o 1 punkt procentowy powodował spadek tempa wzrostu bezrobotnych o 0,26 punktu procentowego wśród męŝczyzn o 0,06 punktu procentowego wśród kobet. Uzyskana elastyczność bezroboca względem produkcj sprzedanej przemysłu była ponad 4,3-krotne wyŝsza wśród męŝczyzn nŝ wśród kobet. Oznacza to, Ŝe bezroboce wśród męŝczyzn zdecydowane slnej reagowało na zmany konunkturalne na rynku towarowym. Bezroboce wśród męŝczyzn było zatem bardzej procyklczne nŝ wśród kobet. Elastyczność bezroboca względem produkcj sprzedanej była równeŝ stotne zróŝncowana, borąc pod uwagę grupy bezrobotnych ze względu na pozom wykształcena. NajwyŜszą elastyczność uzyskano w grupe bezrobotnych z wykształcenem wyŝszym (-0,25). W grupe bezrobotnych z wykształcenem średnm ogólnokształcącym oraz zasadnczym zawodowym uzyskano podobne pozomy elastycznośc (odpowedno 0,1495 0,1506). NajnŜszy pozom elastycznośc uzyskano w grupe bezrobotnych z wykształcenem polcealnym średnm zawodowym ( 0,1225). W przypadku bezrobotnych z wykształcenem gmnazjalnym ponŝej uzyskany parametr był nestotny statystyczne. Borąc pod uwagę wek zarejestrowanych bezrobotnych, okazuje sę, Ŝe zdecydowane wyŝszą elastycznoścą względem produkcj sprzedanej cechowała sę grupa młodych bezrobotnych. Elastyczność w grupe bezrobotnych w weku 24 mnej wynosła 0,22, natomast wśród bezrobotnych w weku 25 węcej lat 0,12. Taka róŝnca moŝe wynkać z klku powodów. Po perwsze, bezrobotn w weku 24 mnej lat stanowl ok. ¼ wszystkch bezrobotnych. Po druge, stars bezrobotn zazwyczaj mają dośwadczene zawodowe oraz wększy staŝ pracy, co stawa ch w uprzywlejowanej sytuacj na rynku pracy. Po trzece, wyŝsza elastyczność oznacza, Ŝe gdy konunktura sę poprawa, to węcej bezrobotnych znajduje zatrudnene, ale gdy nadchodz recesja, to częścej pracę tracą młodz z krótkm staŝem pracy. Ogólne rzecz ujmując, młodz bezrobotn w weku do 24 lat są bardzej procyklczn nŝ bezrobotn powyŝej 25. roku Ŝyca. RóŜną elastycznoścą bezroboca względem produkcj sprzedanej przemysłu charakteryzowal sę bezrobotn ze względu na mejsce zameszkana. W przypadku tych kategor bezrobotnych wyŝszą elastyczność uzyskano wśród bezrobotnych zameszkałych w meśce ( 0,13) nŝ wśród bezrobotnych zameszkałych na ws ( 0,11). JednakŜe w przypadku tych grup rozpętość elastycznośc była newelka. Na uwagę zasługuje jednak kwesta po perwsze, Ŝe prawe 2/3 wszystkch bezrobotnych w województwe meszka na ws. Po druge, na ws stneje dość duŝa grupa bezroboca ukrytego, gdyŝ cześć osób, którzy stracl pracę, ne mogą sę zarejestrować w Urzędze Pracy ze względu na posadane uŝytków rolnych.

144 T. Msak 5. PODSUMOWANIE I WNIOSKI Prowadzone w artykule rozwaŝana moŝna zatem podsumować następująco: 1. Wększy udzał w ogólnej lczbe bezrobotnych w latach 2003 2011 w województwe podkarpackm stanowły kobety średno 53%, męŝczyźn zaś 47%. Ponadto struktura bezrobotnych, borąc pod uwagę płeć, była stotne zróŝncowana na pozome powatów. 2. Dezagregując pozom bezroboca na Podkarpacu ze względu na pozom wykształcena, stwerdzono, Ŝe bezrobotn z wyŝszym wykształcenem cechowal sę najnŝszym udzałem w ogólnej lczbe pozostających bez pracy. Stanowl bowem ok. 8,3% wszystkch bezrobotnych w województwe. Nskm udzałem charakteryzowała sę teŝ grupa bezrobotnych z wykształcenem średnm ogólnokształcącym (8,8%). Średnm udzałem (ok. 25%) cechowal sę bezrobotn z wykształcenem polcealnym średnm zawodowym oraz grupa bezrobotnych z najnŝszym pozomem wykształcena (gmnazjalne ponŝej). NajwyŜszy udzał w ogólnej lczbe bezrobotnych zanotowano wśród bezrobotnych z wykształcenem zasadnczym zawodowym (ok. 33,4%). Na przestrzen badanych lat okazuje sę, Ŝe struktura bezrobotnych w województwe podkarpackm zmena sę. Wynka to z tego, Ŝe udzały bezrobotnych z wykształcenem wyŝszym oraz średnm zwększały sę, przy czym najszybcej rosły wśród bezrobotnych z wykształcenem wyŝszym. Natomast udzały bezrobotnych z wykształcenem zasadnczym zawodowym oraz gmnazjalnym ponŝej spadały. MoŜe to wynkać z tego, Ŝe po perwsze, zmena sę ogólna struktura wykształcena coraz wększy odsetek populacj charakteryzuje sę wyŝszym pozomem wykształcena. Po druge, jeŝel rośne ogólna lczba osób z wykształcenem wyŝszym oraz średnm, to naturalne jest, Ŝe coraz wększe problemy mają ze znalezenem odpowednej pracy, przez co wzrasta udzał tych grup bezrobotnych w ogólnej lczbe bezrobotnych. 3. Wysok udzał, bo około ¼, stanowły tzw. młodz bezrobotn w weku do 24 lat włączne. Jednocześne ta grupa bezrobotnych charakteryzowała sę malejącym udzałam w okresach dobrej konunktury (wtedy teŝ stopy bezroboca spadały), a rosły 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 41%. 5. Analzując elastyczność bezroboca względem produkcj sprzedanej przemysłu brutto, okazuje sę, Ŝe zdecydowane wyŝszą elastycznoścą cechują sę bezrobotn męŝczyźn nŝ kobety (współczynnk elastycznośc 4,3-krotne wyŝszy wśród męŝczyzn nŝ wśród kobet). NajwyŜszą elastycznoścą bezroboca względem produkcj sprzedanej charakteryzowal sę bezrobotn z wykształcenem wyŝszym (elastyczność 0,25). Średn pozom elastycznośc uzyskano w grupe bezrobotnych z wykształcenem zasadnczym zawodowym oraz średnm ogólnokształcącym (współczynnk elastycznośc 0,15). NajnŜszy pozom elastycznośc odnotowano wśród bezrobotnych z wykształcenem polcealnym oraz średnm zawodowym ( 0,12). 6. Wynk uzyskane wśród bezrobotnych pogrupowanych ze względu na wek wskazują (co potwerdzają obserwacje z punktu 1.3), Ŝe prawe dwukrotne wyŝszym pozomem elastycznośc bezrobotnych względem produkcj sprzedanej brutto charakteryzowal sę

Struktura bezroboca rejestrowanego 145 tzw. młodz bezrobotn (współczynnk elastycznośc 0,22) nŝ grupa bezrobotnych w weku 25 67 lat (współczynnk elastycznośc 0,12). 7. W grupach bezrobotnych zameszkałych na ws w meśce uzyskane współczynnk elastycznośc były zblŝone wynosły odpowedno 0,11 dla zameszkałych na ws oraz 0,13 dla zameszkałych w meśce. 8. Wydaje sę zatem, Ŝe dokładne określene, która grupa bezrobotnych cechuje sę najwyŝszym (bądź najnŝszym) pozomem elastycznośc względem zman na rynku towarowym, moŝe stanowć podstawę rekomendacj dla racjonalnej poltyk państwa na rynku pracy w okresach recesj gospodarczych. Pozwala to lepej skoordynować odpowedne nstrumenty np. aktywnej poltyk państwa w walce z bezrobocem do odpowednej grupy bezrobotnych. LITERATURA [1] Bartosk K., Popyt na pracę w Polsce w warunkach spowolnena gospodarczego, Studa Ekonomczne LXX/3 (2011). [2] CzyŜewsk A.B., Wzrost gospodarczy a popyt na pracę, Bank Kredyt 2002/11 12. [3] Kwatkowsk E., Kryzys globalny a rynek pracy w Polsce nnych krajach Grupy Wyszehradzej, Ekonomsta 2011/1. [4] Kwatkowsk E., Kucharsk L., Tokarsk T., Bezroboce zatrudnene a PKB w Polsce w latach 1993 2001, Ekonomsta 2002/3. [5] Kwatkowsk E., Gajewsk P., Tokarsk T., Determnanty popytu na pracę w teor ekonom, [w:] System prognozowana popytu na pracę w Polsce. Podstawowa metodologa, Studa Materały RCSS 2003/XI. [6] Msak T., Tokarsk T., Wzrost PKB a zmany zatrudnena bezroboca w krajach Un Europejskej, Fola Oeconomca 2011/248. [7] Pndyck R.S., Rubnfeld D.L., Econometrc Models and Economc Forecast, McGraw-Hlls, New York 1991. [8] Rogut A., Determnanty popytu na pracę w Polsce w okrese transformacj, Wydawnctwo Unwersytetu Łódzkego, Łódź 2008. [9] Socha J., Tworzene lkwdacja mejsc pracy w sektorze przedsęborstw w Polsce, Gospodarka Narodowa 2006/5 6. [10] Socha M., Sztanderska U., Strukturalne podstawy bezroboca w Polsce, Wydawnctwo Naukowe PWN, Warszawa 2000. [11] Tokarsk T., Gajewsk P., ZaleŜność mędzy wydajnoścą pracy zatrudnenem w krajach OECD, Wadomośc Statystyczne 2002/8. [12] Zomek A., Produkt krajowy a bezroboce, Wydawnctwo WyŜszej Szkoły Bankowej, Poznań 2006. STRUCTURE OF REGISTERED UNEMPLOYMENT IN PODKARPACKIE PROVINCE VERSUS CHANGES IN THE COMMODITY MARKET Ths paper analyzes the relatonshp between the commodty market and the structure of unemployment n Podkarpace Provnce. The man objectve of ths paper s to determne the drecton and strength of the mpact of cyclcal changes n the commodty market on the structure of the unemployed n the analyzed regon. The structure of the unemployed ndvduals was analyzed for gender, level of educaton, age and place of resdence. The verfcaton of the conclusons of the theoretcal analyss of the mpact of changes n commodty market on the unemployment structure was based on panel data from 25 countes n Podkarpacke Provnce between 2003 2011. In addton, there was also presented a smple theo-

146 T. Msak retcal model n whch the growth rates of regstered unemployment (n ths paper replaced by the growth rates of unemployment) n the comng years depend on past values of these rates, as well as depend on the growth rates of producton at the level of countes. The analytcal model was estmated by means of the procedure of varaton of the fxed effects, snce t turns out that the structure of the unemployed at the level of countes n Podkarpacke Provnce exhbts a hgh degree of spatal heterogenty and swtchng dummy varables. The ntroducton of the dummy varables stems from the fact that they act as a correctve varables whch change the mpact of unemployment regstered n the prevous perod on change n the current growth rate of the unemployed and depend on the rsng or declnng rate n unemployment. The structure of ths work s as follows. The second part was a descrptve analyss of the structure of unemployed n Podkarpacke Provnce by: gender, level of educaton, age and place of resdence. The thrd secton presents a smple theoretcal model of the relatonshp between unemployment and commodty market. Secton four provdes the results of estmatng equatons resultng from the theoretcal analyss. The paper concludes wth the ffth pont that contans the summary and conclusons of the more mportant consderatons. Keywords: unemployment, structure of unemployment, Podkarpacke Provnce. DOI: 10.7862/rz.2013.mmr.50 Tekst złoŝono w redakcj: maj 2013 Przyjęto do druku: grudzeń 2013