INSTYTUCJE RYNKU PRACY I POLITYKA MAKROEKONOMICZNA A ZATRUDNIENIE W KRAJACH OECD W OKRESIE GLOBALNEGO KRYZYSU

Eugeniusz Kwiatkowski Przemysław Włodarczyk Uniwersytet Łódzki, Wydział Ekonomiczno-Socjologiczny, Katedra Makroekonomii INSTYTUCJE RYNKU PRACY I POLITYKA MAKROEKONOMICZNA A ZATRUDNIENIE W KRAJACH OECD W OKRESIE GLOBALNEGO KRYZYSU Streszczenie: Przedmiotem artykułu są skutki globalnego kryzysu dla zatrudnienia w krajach OECD. Podjęta jest nie tylko próba identyfikacji tych skutków w poszczególnych krajach, ale przede wszystkim próba objaśnienia ich zróżnicowanych rozmiarów. Szczególną uwagę w tym objaśnieniu zwrócono na pytanie, jaką rolę odgrywają tutaj instytucje rynku pracy i polityka makroekonomiczna państwa, a w szczególności prawna ochrona zatrudnienia i umowy o pracę na czas określony. Z przeprowadzonych analiz wynika, że globalny kryzys gospodarczy przekładał się na sytuację panującą na rynkach pracy krajów OECD powodując spadki zatrudnienia i wzrosty bezrobocia. Zmiany rozmiarów zatrudnienia w poszczególnych krajach były jednak zróżnicowane. Analiza statystyczna wykazała, iż spadki rozmiarów produkcji wystąpiły latach 2007-2012 w większości krajów OECD. W krajach tych występowały również spadki rozmiarów płac realnych. W latach 2005-2012 obserwowano stosunkowo niewielkie zmiany czynników o charakterze instytucjonalnym. Zarówno w przypadku restrykcyjności prawnej ochrony zatrudnienia, jak i w przypadku udziału zatrudnienia na czas określony nie wystąpiły wyraźne tendencje zmian tych wartości w okresie trwania kryzysu gospodarczego. Wyniki analizy statystycznej wskazują, że w celu przeciwdziałania skutkom światowego kryzysu gospodarczego była wykorzystywana ekspansywna polityka makroekonomiczna. Weryfikacja ekonometryczna hipotez przedstawionych w części teoretycznej opracowania w oparciu o dane roczne z lat 2005-2012 dla 26 krajów OECD wykazała, że PKB i płace realne były istotnymi czynnikami determinującymi rozmiary zatrudnienia w analizowanym okresie. Potwierdzono również hipotezę o istnieniu nieliniowej (U-kształtnej) zależności pomiędzy elastycznością zatrudnienia względem PKB a stopniem restrykcyjności prawnej ochrony zatrudnienia oraz udziałem zatrudnienia na czas określony. Uzyskane wyniki wskazują, iż najmniejszych spadków zatrudnienia w okresie kryzysu możemy się spodziewać w krajach, w których poziom EPL jest bliski 2, a udział umów o pracę na czas określony w liczbie umów ogółem jest bliski 18%. Słowa kluczowe: zatrudnienie, instytucje rynku pracy, polityka makroekonomiczna, prawna ochrona zatrudnienia, zatrudnienie na czas określony. Abstract: The article presents impact of the global crisis on employment in OECD countries. The work does not only take an attempt to identify its effects in individual countries, but also tries to explain the reason behind their different sizes. Particular attention has been paid to the question of the role played by labor market institutions (such as employment protection and fixed-term empoyment) and macroeconomic policies in this area. Analyses show that the global economic crisis has influeced the situation in the labor markets of OECD countries, causing declines in employment and increases in unemployment. However, changes in the size of employment in individual countries were mixed. Statistical analysis shows that declines in production occurred between 2007-2012 in the majority of OECD countries. Declines in real wages were also observed in those countries. On the other hand, in the period of 2005-2012 relatively small changes in labour market institutions occured. For both, the stringency of employment protection legislation, as well as the share of fixed-term employment, there were no clear trends visible in the data during the period of economic crisis. The results of the statistical analysis indicate that in order to counteract the effects of the global economic crisis expansionary macroeconomic policies were used. Econometric verification of hypotheses presented in the theoretical part of the study was based on annual data from the 2005-2012 period for 26 OECD countries. Its results show that GDP and real wages were statistically significant determinants of employment size in the analyzed period. The study also confirmed the hypothesis of the existence of non-linear (U-shaped) relationship between employment elasticity with respect to GDP and the level of stringency of employment protection legislation, as well as, the share of fixed-term employment. The results show that the smallest declines in employment during the crisis might be expected in countries where the level of EPL is close to 2, and the share of fixed-term employment in the total number of contracts is close to 18%. Key words: employment, labour market institutions, macroeconomic policy, employment protection, fixed-term employment. 1

1. Wstęp Globalny kryzys zapoczątkowany w drugiej połowie pierwszej dekady XXI wieku stał się w ostatnich latach przedmiotem ożywionych debat i dociekań w światowej literaturze ekonomicznej. Podejmowane są szczegółowe analizy jego przebiegu w poszczególnych krajach i w świecie, wysuwane i rozwijane są różne koncepcje na temat jego przyczyn i czynników determinujących, podejmowane są próby identyfikacji i szacunki jego podstawowych skutków. To szerokie zainteresowanie problematyką kryzysu globalnego w literaturze posiada oczywiste uzasadnienie. Kryzys dotknął dotkliwie gospodarki zdecydowanej większości krajów, wpłynął na położenie ekonomiczne wszystkich grup podmiotów gospodarczych, wywarł swoje piętno na działalności państwa, zrewidował szereg utartych poglądów w teorii ekonomii. Nic więc dziwnego, że kryzys globalny stał się palącym problemem debat ekonomicznych ostatnich lat. Przedmiotem artykułu są skutki globalnego kryzysu dla rynków pracy w krajach OECD, a w szczególności dla kształtowania się podstawowej wielkości ekonomicznej na tym rynku, a mianowicie zatrudnienia. Podjęta jest nie tylko próba identyfikacji tych skutków w poszczególnych krajach, ale przede wszystkim próba objaśnienia ich zróżnicowanych rozmiarów. Szczególną uwagę w tym objaśnieniu zwrócono na pytanie, jaką rolę odgrywają tutaj instytucje rynku pracy i polityka makroekonomiczna państwa. Ze względu na ograniczone ramy opracowania analizy instytucji ograniczono do roli dwu instytucji rynku pracy, tj. prawnej ochrony zatrudnienia i znaczenia umów o pracę na czas określony. Podstawowym celem opracowania jest więc uchwycenie wpływu obu instytucji rynku pracy i polityki makroekonomicznej na kształtowanie się zatrudnienia w krajach OECD w okresie globalnego kryzysu. Opracowanie składa się z sześciu części. W części 2 podjęto próbę pokazania skutków globalnego zatrudnienia dla kształtowania się zatrudnienia i bezrobocia, identyfikując kraje o największych skutkach negatywnych. Przedmiotem części 3 jest teoretyczna analiza czynników determinujących zmiany zatrudnienia w okresie kryzysu. Analiza ta opiera się na uznanych teoriach ekonomicznych, a w szczególności teorii neoklasycznej i keynesistowskiej. W części 4 uwaga koncentruje się na pokazaniu stylizowanych faktów przedstawiających uwarunkowania i determinanty zmian zatrudnienia w krajach OECD w okresie globalnego kryzysu. Część 5 zawiera weryfikację ekonometryczną hipotez o wpływie prawnej ochrony zatrudnienia i zasięgu umów o pracę na czas określony na kształtowanie się zatrudnienia w oparciu o dane statystyczne dotyczące krajów OECD. Ważniejsze wnioski przedstawione są w części 6. 2. Zmiany na rynkach pracy w krajach OECD w latach 2005-2012 Globalny kryzys spowodował istotne, negatywne zmiany na rynkach pracy w większości krajów OECD, choć ich początki nie wystąpiły w poszczególnych krajach w tym samym czasie. Przełomowym rokiem, w którym nasiliły się negatywne tendencje w większości krajów był rok 2009, ale także późniejsze lata oznaczały w wielu krajach ich kontynuację. Dotyczyły one zarówno zatrudnienia, jak i bezrobocia. Przyjrzyjmy się tym tendencjom bliżej. Wykres 1. przedstawia tendencje zmian zatrudnienia w trzech grupach krajów w latach 2005-2012, tj. krajach OECD, UE-27 i krajach strefy euro (grupy te częściowo pokrywają się). Widoczne są silne tendencje spadkowe we wszystkich grupach krajów, ale w strefie euro i krajach UE-27 były one silniejsze i trwające dłużej niż w krajach OECD. Po 2009 roku tendencje spadkowe w grupie krajów OECD uległy odwróceniu. Wykres 1. 107 Tendencje zmian zatrudnienia w grupach krajów w latach 2005-2012 (2005=100) 105 103 101 OECD UE 27 Strefa euro 99 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 Źródło: internetowa baza danych OECD. Szczegółowe dane o zmianach zatrudnienia w poszczególnych krajach OECD zawiera tabela 1. Dane te wskazują na zróżnicowaną sytuację poszczególnych krajów w badanym okresie. Do krajów, w których występowały niemal ustawiczne tendencje wzrostowe zatrudnienia w całym okresie, należy zaliczyć Izrael, Chile i Australię. Dosyć korzystna sytuacja miała również miejsce w krajach, w których tendencje wzrostowe przeplatały się ze stabilizacją względnie nieznacznymi spadkami zatrudnienia. Dotyczy to takich krajów jak: Austria, Belgia, Holandia, Kanada, Korea, Meksyk, Norwegia, Nowa Zelandia, a także Polska. W pozostałych krajach występowały silne wahania tempa zmian zatrudnienia połączone ze znaczącymi spadkami zatrudnienia w latach kryzysowych. 2

Tabela 1. Indeksy zmian zatrudnienia w krajach OECD w latach 2005-2012 (2005=100) Kraj 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 Australia 100 102,59 105,78 108,76 109,55 112,49 114,38 115,04 Austria 100 102,72 105,32 106,94 106,63 107,11 108,35 109,40 Belgia 100 100,67 103,42 104,97 104,37 105,98 106,47 106,81 Chile 100 105,70 110,69 114,00 113,16 122,40 128,51 130,89 Czechy 100 101,34 103,31 105,01 103,57 102,54 102,94 102,64 Dania 100 101,93 101,86 103,65 100,66 98,32 98,20 97,68 Estonia 100 106,22 107,71 108,02 98,07 93,99 100,27 103,03 Finlandia 100 101,98 103,80 105,58 101,65 101,94 103,10 103,39 Francja 100 100,63 102,40 103,74 102,76 102,97 103,31 103,39 Grecja 100 101,91 103,22 104,36 103,20 100,45 93,63 86,13 Hiszpania 100 104,08 107,29 106,77 99,55 97,28 95,42 91,09 Holandia 100 101,57 104,53 106,93 106,97 105,85 105,85 106,53 Irlandia 100 104,63 109,86 110,41 101,49 97,38 95,72 94,41 Islandia 100 105,15 109,91 110,72 104,02 103,71 103,70 104,95 Izrael 100 103,21 107,55 111,35 113,93 117,83 121,29 134,70 Japonia 100 100,44 100,90 100,46 98,82 98,99 94,02 98,63 Kanada 100 101,77 104,22 105,97 104,27 105,68 107,33 108,58 Korea 100 101,29 102,54 103,16 102,85 104,25 106,07 107,98 Meksyk 100 103,45 105,18 107,58 106,41 113,14 113,84 119,01 Niemcy 100 102,15 104,44 105,97 105,80 106,50 109,10 107,61 Norwegia 100 103,20 106,76 110,27 109,56 109,58 111,10 113,22 Nowa Zelandia 100 102,39 104,29 104,95 103,80 104,58 106,25 106,29 Polska a) 100 103,09 107,19 110,45 110,12 109,99 110,62 110,82 Portugalia 100 100,73 100,93 101,48 98,66 97,19 94,43 90,48 Słowacja 100 103,85 106,38 109,83 106,76 104,58 106,11 105,10 Słowenia 100 101,26 103,79 104,94 103,31 101,77 98,62 97,32 Stany Zjednoczone 100 101,90 103,05 102,56 98,69 98,12 98,69 100,52 Szwecja 100 101,84 104,53 105,73 103,55 104,09 106,43 107,15 Węgry 100 100,73 100,63 99,43 96,93 96,91 97,70 99,39 Wielka Brytania 100 100,94 101,54 102,78 100,54 100,93 101,76 102,65 Włochy 100 101,88 102,92 103,73 102,05 101,37 101,80 101,49 a) Dane dla Polski uwzględniają korektę związaną z wynikami NSP 2011 odtworzoną za pomocą metody analogicznej do metody zaproponowanej w pracy: B. Suchecki, E. Kwiatkowski, A. Gajdos, P. Włodarczyk, Opracowanie ostatecznej wersji prognozy zatrudnienia w kraju według grup zawodów do 2020 r., IPiSS, Warszawa 2013 (maszynopis). Źródło: obliczenia własne na podstawie danych OECD. Tabela 2. Współczynniki rocznej zmienności i wskaźniki ujemnego quasi odchylenia standardowego stopy zmian zatrudnienia w latach 2005-2012 w krajach o wskaźnikach wyższych od średniej o ½ odchylenia standardowego Kraj Współczynnik zmienności zatrudnienia Wskaźnik ujemnego quasi odchylenia standardowego stopy zmian zatrudnienia Grecja 5,87% 3,85 Estonia 4,78% 3,57 Irlandia 6,05% 3,29 Hiszpania 5,61% 3,07 Islandia 4,14% 2,14 Portugalia 3,71% 2,11 Japonia 2,08% 1,87 Źródło: obliczenia własne. W tabeli 2. zamieszczono informacje o kształtowaniu się dwu wskaźników charakteryzujących zmienność zatrudnienia w krajach o największych negatywnych skutkach globalnego kryzysu dla zatrudnienia. Chodzi tutaj o współczynniki zmienności tempa zmian zatrudnienia oraz wskaźniki ujemnego quasi odchylenia standardowego tempa zmian zatrudnienia wskazujące na średnie roczne tempo spadku zatrudnienia w całym badanym okresie 1. W tabeli uwzględniono kraje, w których te ostatnie wskaźniki były wyższe od średniej dla całej próby badanych krajów o 1/2 1 Wskaźnik ujemnego quasi odchylenia standardowego obliczono według następującej formuły: ( ) gdzie, zaś to tempo zmian zatrudnienia w -tym okresie, a to liczba okresów. 3

Australia Austria Belgia Chile Czechy Dania Estonia Finlandia Francja Grecja Hiszpania Holandia Irlandia Islandia Izrael Japonia Kanada Korea Meksyk Niemcy Norwegia Nowa Zelandia Polska Portugalia Słowacja Słowenia St. Zjednoczone Szwecja Węgry Wielka Brytania Włochy odchylenia standardowego. Z tabeli wynika, po pierwsze, że największa zmienność tempa zmian zatrudnienia miała miejsce w Grecji, Irlandii i Hiszpanii. Po drugie, największe spadki zatrudnienia w badanym okresie wystąpiły w Grecji, Estonii, Irlandii, Hiszpanii, Islandii, Portugalii i Japonii, na co wskazują najwyższe wartości ujemnego quasi odchylenia standardowego. Najtrudniejsza sytuacja wystąpiła w Grecji, Hiszpanii i Portugalii, gdzie w latach 2008-2012 zatrudnienie spadło o 17%, 15% i 11%, odpowiednio. Wykres 2. Stopa bezrobocia w krajach OECD w latach 2005, 2009 i 2012 (w %) 25 20 15 10 5 0 Źródło: internetowa baza danych OECD. 2005 2009 2012 Zróżnicowanie sytuacji na rynkach pracy znalazło również wyraz w różnych poziomach i zróżnicowanej dynamice zmian stóp bezrobocia w poszczególnych krajach. Wykres 2. przedstawia poziomy stóp bezrobocia w badanych krajach dla trzech lat: 2005, 2009 i 2012. Z wykresu wynika, po pierwsze, że najwyższe stopy bezrobocia miały miejsce w Hiszpanii, Grecji, Polsce, Słowacji, Portugalii i Irlandii, przy czym w Hiszpanii, Grecji, Portugalii i Irlandii najwyższe wskaźniki zanotowano w ostatnim roku badanego okresu, co wskazuje na długi okres dekoniunktury w tych krajach, zaś w Polsce i Słowacji najwyższe poziomy odnotowano w 2005 roku. Najniższe wskaźniki miały miejsce w Korei, Norwegii, Japonii, Austrii, Meksyku i Holandii. Po drugie, należy zauważyć znaczące różnice w dynamice zmian w czasie stóp bezrobocia w poszczególnych krajach. W okresie globalnego kryzysu najsilniejsze przyrosty stóp bezrobocia wystąpiły w Hiszpanii, Grecji, Irlandii, Portugalii i na Węgrzech, co wskazuje na wysoką wrażliwość koniunkturalną bezrobocia w tych krajach. Po trzecie, w przypadku Słowacji, Słowenii i Polski wskaźniki stóp bezrobocia w 2009 roku uległy obniżeniu w porównaniu z 2005 rokiem, ale niestety w późniejszym okresie wzrosły. Z przedstawionych tendencji zmian na rynkach pracy krajów OECD, wynika, że globalny kryzys pozostawił wyraźne piętno na tych rynkach, powodując obniżki zatrudnienia i wzrosty bezrobocia. Skala tych zmian była jednakże silnie zróżnicowana w poszczególnych krajach. Powstaje pytanie, jakie są główne powody tego zróżnicowania? Rozważmy tę kwestię bliżej, najpierw od strony teoretycznej. 3. Determinanty zmian zatrudnienia w okresie kryzysu podstawy teoretyczne Kryzys globalny jest dla wielu gospodarek negatywnym szokiem ogólnej aktywności gospodarczej, którego źródła tkwią poza systemem krajowej gospodarki. We współczesnym zglobalizowanym świecie zewnętrzne impulsy kryzysowe dosyć łatwo docierają do gospodarek krajowych, zwłaszcza poprzez kanały handlu zagranicznego i przepływów kapitałowych. W rezultacie tych impulsów następuje spadek rozmiarów eksportu i odpływy kapitałów za granicę, powodując w krótkim okresie redukcję agregatowego popytu. W wielu krajach kryzys globalny znajduje właśnie wyraz w następstwach negatywnego szoku popytowego. Ten właśnie szok ma zasadnicze znaczenie dla sytuacji na rynku pracy. Zmiany zatrudnienia, a także bezrobocia, zależą jednakże nie tylko od rozmiarów negatywnego szoku, ale również od charakteru procesów przystosowawczych w gospodarce po wystąpieniu szoku. Przyjrzyjmy się bliżej tym procesom. Negatywny szok popytowy wywołuje procesy przystosowawcze w różnych segmentach gospodarki, na różnych rynkach, w tym m. in. na rynkach produktów i pracy, które ze względu na temat opracowania szczególnie nas interesują. Procesy te znalazły szerokie oświetlenie na gruncie dwu podstawowych ujęć teoretycznych w ekonomii, tj. ujęcia neoklasycznego i keynesistowskiego 2. Zgodnie z teorią neoklasyczną, która zakłada wysoką elastyczność cen i płac, negatywny szok popytowy wywołuje przede wszystkim dostosowania cenowe i płacowe, likwidując dosyć szybko powstałe nierównowagi. Ujęcie to implikuje, że w rezultacie tych dostosowań nie dochodzi w zasadzie do spadku produkcji, zaś pojawiające się nierównowagi na rynku pracy są szybko likwidowane przez dostosowania płac realnych. Procesy dostosowawcze wyglądają inaczej w teorii keynesistowskiej. Na gruncie tej teorii, zwłaszcza w ekonomii nowego keynesizmu, rozwinięto szereg koncepcji uzasadniających sztywność cen i płac (m. in. koncepcje kosztów menu, kontraktów implicite, płac efektywnościowych czy też insider-outsider). Podkreśla się w niej, że procesy 2 Zob. Tsoulfidis, 2010, s. 363-380. 4

dostosowawcze polegają przede wszystkim na dostosowaniach ilościowych, co w przypadku negatywnego szoku popytowego znajduje wyraz w spadku produkcji i zatrudnienia. Nie jest łatwe rozstrzygnięcie, które z tych dwu ujęć lepiej opisuje faktyczne procesy przystosowawcze zachodzące w gospodarce. Ważne znaczenie dla tego rozstrzygnięcia ma horyzont czasowy wzięty pod uwagę, występujące w rzeczywistości struktury rynku, pozycja dwu stron rynku pracy, tj. pracowników i pracodawców, a także charakter istniejących instytucji. Najbardziej prawdopodobna wydaje się hipoteza, że obydwa ujęcia teoretyczne mają swoje znaczenie w praktyce, choć nie wyczerpują one całego bogactwa procesów przystosowawczych. Negatywny szok popytowy może wywoływać tendencje do spadku cen na rynku produktów, zwłaszcza w dziedzinach charakteryzujących się brakiem struktur monopolistycznych, ale dostosowania takie nie wyczerpują z pewnością zachodzących procesów przystosowawczych. Spadek popytu może wywoływać również dostosowania w postaci zmiany terminów dostaw towarów czy też wzrostu rozmiarów zapasów towarów, ale jeśli spadek popytu jest dosyć głęboki i trwający dłużej, to dostosowania w postaci redukcji rozmiarów produkcji wydają się nieuchronne. Z przedstawionych tutaj uwag i zależności można wyprowadzić wniosek, że dla skali redukcji produkcji ważna jest nie tylko głębokość negatywnego szoku popytowego, ale również zasięg wspomnianych procesów przystosowawczych w postaci spadku cen, zmiany terminów dostaw i zmiany zapasów towarowych. Większy zasięg tych ostatnich procesów skutkuje zazwyczaj mniejszymi dostosowaniami ilościowymi w postaci zmniejszenia produkcji. Warto ponadto zwrócić tutaj uwagę na rolę polityki makroekonomicznej. Osłabienie restrykcyjności tej polityki winno skutkować, przynajmniej w krótkim okresie, zmniejszeniem skali redukcji produkcji w reakcji na redukcję popytu. Negatywny szok popytowy prowadzący do spadku produkcji wywołuje procesy dostosowawcze na rynku pracy. Ich występowanie wynika z powstania rozbieżności między istniejącym popytem na czynniki produkcji (w tym popytem na siłę roboczą) a popytem pożądanym wynikającym z obniżonych rozmiarów produkcji. Rozpatrując tę kwestię z punktu widzenia przedsiębiorców można powiedzieć, że zmniejszone przychody pieniężne przedsiębiorstw w związku z ograniczoną produkcją (a także tendencjami do spadku cen) wymagają dostosowań w postaci redukcji kosztów produkcji (w tym również redukcji kosztów pracy). Dostosowania te mogą przybrać różną formę. Po pierwsze, mogą wystąpić tendencje do obniżki płac, co jest silnie eksponowane w teoriach utrzymanych w tradycji neoklasycznej. Trzeba jednakże stwierdzić, że we współczesnym świecie, w którym działają związki zawodowe, istnieją układy zbiorowe i ustawy o płacach minimalnych, zaś spora część umów o pracę ma stosunkowo długi okres obowiązywania, ten rodzaj procesów dostosowawczych ma ograniczone znaczenie. Po drugie, przedsiębiorcy mogą próbować obniżyć koszty działalności poprzez zmniejszenie czasu pracy zatrudnionych pracowników, jeśli redukcja czasu pracy wiąże się z redukcją kosztów pracy. Sytuacja taka oznacza spadek wydajności pracy na 1 zatrudnionego, ale może również oznaczać spadek wydajności na 1 roboczogodzinę, jeśli czas pracy spadnie w stopniu niewystarczającym w porównaniu ze spadkiem produkcji. Występuje wówczas zjawisko chomikowania siły roboczej, tolerowane przez pracodawców ze względu na rachunek opłacalności 3. Po trzecie, mogą również wystąpić dostosowania w postaci zmniejszenia liczby pracowników, silnie eksponowane w ekonomii keynesistowskiej. Doświadczenia wielu gospodarek pokazują, że dostosowania zatrudnienia do rozmiarów produkcji nie są zazwyczaj natychmiastowe, wykazują pewną inercję i zachodzą z opóźnieniem, co pokazano na rys. 1. Taki przebieg zatrudnienia w cyklu można właśnie tłumaczyć występowaniem na rynku pracy również innych dostosowań. Co więcej, z uwag tych można wysnuć wniosek o występowaniu pewnej wymienności między omówionymi rodzajami dostosowań, a mianowicie: dostosowania ilościowe na rynku pracy w postaci zmian zatrudnienia są mniejsze w przypadku silniejszych dostosowań płacowych i czasu pracy. Rysunek 1. Wahania produkcji (Y) i zatrudnienia (Z) w cyklu koniunkturalnym Źródło: Smith, 2003, s. 50. Z powyższych uwag wynika, że skala zmian zatrudnienia w okresie kryzysu zależy w istotnej mierze od tego, jaką rolę odgrywają poszczególne rodzaje procesów przystosowawczych na rynku pracy. Jeśli istotną rolę odgrywają redukcje płac i redukcje czasu pracy, to skala dostosowań zatrudnienia jest mniejsza. To, jaki rodzaj dostosowań rynku pracy dominuje w praktyce zależy przede wszystkim od instytucji istniejących w gospodarce, w szczególności od regulacji prawnych w zakresie kształtowania się wynagrodzeń (zwłaszcza minimalnych), czasu pracy, zwolnień z 3 W literaturze polskiej zjawisko to opisują szeroko P. Strzelecki, R. Wyszyński, K. Saczuk (2009, s. 77-104). 5

pracy, możliwości zatrudniania na czas określony i nieokreślony oraz od stopnia oddziaływania poszczególnych rodzajów dostosowań na redukcję kosztów. Szczególną rolę determinującą odgrywają tutaj dwie instytucje: prawna ochrona zatrudnienia oraz zasięg stosowania umów na czas określony przy zawieraniu umów o pracę. Prawna ochrona zatrudnienia jest zbiorem obowiązujących norm i restrykcji dotyczących zwolnień z pracy, okresów wypowiedzenia, wysokości odpraw pieniężnych przy zwolnieniach (Cahuc, Zylberberg, 2004, s. 734 oraz Boeri, van Ours, 2011, s. 255) 4. Jej podstawowym celem jest zwiększenie stabilności zatrudnienia pracowników i bezpieczeństwa ich dochodów. Gdy regulacje w zakresie ochrony zatrudnienia są bardziej restrykcyjne, to pracodawcy muszą ponosić wyższe koszty zwolnień z pracy i dlatego w ograniczonym zakresie wykorzystują ten rodzaj dostosowań. Innymi słowy, wzrost kosztów zwolnień z pracy zniechęca pracodawców do stosowania dostosowań ilościowych zatrudnienia, a zachęca do wykorzystania dostosowań płacowych i czasu pracy. Można więc powiedzieć, że bardziej restrykcyjne regulacje w zakresie ochrony zatrudnienia wpływają stabilizująco na wahania zatrudnienia. Doświadczenia praktyczne w wielu krajach, a także podejmowane w literaturze analizy teoretyczne, wskazują jednak, że wpływ prawnej ochrony zatrudnienia na rynek pracy jest bardziej złożony. Zdaniem E. P. Lazeara (Lazear, 1990), wprowadzenie restrykcyjnych regulacji ochrony zatrudnienia w warunkach elastycznych płac i czasu pracy ma neutralny wpływ na kształtowanie się zatrudnienia, gdyż podwyższone koszty zwolnień z pracy są uwzględniane w negocjacjach płacowych z pracownikami (tzn. płace ustalane są na obniżonym poziomie) i w rezultacie dostosowania w czasie kryzysu polegają na redukcji płac i czasu pracy, a nie na redukcjach zatrudnienia. Sytuacja wygląda jednak inaczej w przypadku sztywnych płac. Przy liberalnych regulacjach prawnej ochrony zatrudnienia negatywne szoki wywołują silne dostosowania ilościowe w postaci redukcji zatrudnienia. Wzrost restrykcyjności tych regulacji skutkuje stabilizacją czy też osłabieniem wahań zatrudnienia (Blanchard, Summers, 1986). Ale na tym konsekwencje zazwyczaj się nie kończą. Restrykcyjne regulacje uniemożliwiają bowiem racjonalną alokację siły roboczej, pogarszając rentowność przedsiębiorstw, co negatywnie wpływa na rozmiary popytu na pracę (Greenwald, Stiglitz, 1995). Te dwa przeciwstawne efekty podkreślają w swej pracy M. Malul, M. Rosenboim i S. Tal (2011), którzy wyróżnili efekt automatycznej stabilizacji zatrudnienia i efekt dźwigni (zwiększenie wahań zatrudnienia w rezultacie spadku zysków), które zilustrowano na rys. 2. Biorąc pod uwagę obydwa efekty doszli do wniosku, że łączny efekt wpływu prawnej ochrony zatrudnienia na wahania zatrudnienia może być zgodny z kształtem litery U. Sugeruje to, że średnia restrykcyjność tej regulacji może być najkorzystniejszym rozwiązaniem. Rysunek 1. Ochrona zatrudnienia a wahania zatrudnienia Wahania zatrudnienia Efekt łączny Efekt dźwigni Efekt automatycznej stabilizacji Źródło: Malul, Rosenboim, Tal, 2011. Innym czynnikiem wpływającym na wahania zatrudnienia w okresie globalnego kryzysu jest stopień upowszechnienia umów o pracę na czas określony. Można go mierzyć udziałem pracujących na podstawie takich umów o pracę w ogólnej liczbie pracujących. Kilka argumentów przemawia za tym, że wpływ wzrostu udziału pracujących w oparciu o umowy o pracę na czas określony na wahania zatrudnienia jest również zgodny z kształtem litery U, choć nieco bardziej spłaszczonej przy niskich poziomach wskaźnika. Jest to związane z tym, że ochrona zatrudnienia jest zazwyczaj większa w przypadku umów na czas nieokreślony niż w przypadku umów na czas określony. Gdy udział pracujących na podstawie umów na czas określony jest znikomy (a więc podstawą zatrudnienia są umowy o pracę na czas nieokreślony, które implikują wysoką ochronę zatrudnienia), może ujawnić się silniej efekt nieracjonalnej alokacji siły roboczej, prowadzący w rezultacie do zwiększonych wahań zatrudnienia. Wzrost udziału pracujących na umowach EP* Ochrona zatrudnienia (EP) 4 Szerzej na temat prawnej ochrony zatrudnienia zob. Kwiatkowski, Włodarczyk, 2012. 6

na czas określony może początkowo osłabiać wahania zatrudnienia w związku z bardziej racjonalną alokacją zasobów, ale dalsze zwiększanie tego udziału może powiększać wahania zatrudnienia z powodu dużej łatwości zwolnień z pracy. 4. Uwarunkowania i determinanty zmian zatrudnienia w krajach OECD fakty stylizowane Z analiz teoretycznych przedstawionych w trzeciej części niniejszego opracowania wynika, że do grupy determinant zatrudnienia odgrywających szczególną rolę w warunkach wystąpienia negatywnego szoku gospodarczego należy zaliczyć: PKB, płace realne, restrykcyjność regulacji dotyczących prawnej ochrony zatrudnienia, rolę różnych rodzajów umów o pracę oraz charakter prowadzonej polityki makroekonomicznej, w tym polityki pieniężnej i fiskalnej. Przyjrzyjmy się bliżej tendencjom zmian wymienionych czynników w krajach OECD w latach 2005-2012. W analizach wykorzystano dane roczne z lat 2005-2012 dla 31 krajów OECD, pochodzące z internetowej bazy danych OECD. Jednym z podstawowych czynników mających wpływ na rozmiary zatrudnienia i skalę jego redukcji w okresie kryzysu jest wielkość produkcji wytworzonej w gospodarce mierzona rozmiarami PKB. Wykres 3. przedstawia tendencje zmian tej wielkości w analizowanych grupach krajów w latach 2005-2012. Wynika z niego, że w latach 2005-2008 we wszystkich grupach krajów obserwowano wzrost rozmiarów produkcji, przy czym w roku 2008 był on zdecydowanie słabszy niż w latach poprzednich. Największe spadki PKB odnotowano w roku 2009. Od roku 2010 obserwujemy powrót tendencji wzrostowej, która w przypadku krajów Unii Europejskiej uległa jednak znacznemu osłabieniu w roku 2012, co było spowodowane przede wszystkim kryzysem fiskalnym, który dotknął niektóre kraje strefy euro, takie jak Grecja, Hiszpania, Portugalia, czy Włochy. Wykres 3. 108 106 104 102 100 Źródło: internetowa baza danych OECD. Tendencje zmian PKB w grupach krajów w latach 2005-2012 (2005=100) Tabela 3. przedstawia zmiany rozmiarów PKB w poszczególnych krajach członkowskich OECD w analizowanym okresie. Wynika z niej, że w latach 2005-2012 w większości z nich występowały okresy osłabienia koniunktury gospodarczej, co przełożyło sią na ograniczenie rozmiarów produkcji. W przypadku dwunastu krajów spadki PKB rozpoczęły się w roku 2007, a w przypadku piętnastu w roku 2008. W dziewiętnastu krajach kryzys zakończył się w roku 2009, a w dwóch kolejnych w roku 2010. W Grecji, Hiszpanii, Portugalii, na Węgrzech i we Włoszech spadki rozmiarów produkcji były obserwowane, aż do roku 2012, co było związane przede wszystkim z narastającym kryzysem fiskalnym i koniecznością wprowadzenia znacznych cięć wydatków budżetowych w tych krajach. Jedynie w 3 krajach, do których należą: Izrael, Korea Pd. i Polska, nie odnotowano w badanym okresie spadków produkcji w ujęciu absolutnym. Najgłębsze spadki rozmiarów PKB w czasie kryzysu odnotowano w: Grecji (o 21,9 pkt. proc. w ciągu 5 lat), Estonii (o 20,9 pkt. proc. w ciągu 2 lat), Islandii (o 11,7 pkt. proc. w ciągu 2 lat), Finlandii (o 9,4 pkt. proc. w ciągu jednego roku), Słowenii (o 9,2 pkt. proc. w ciągu jednego roku), Irlandii (o 9,1 pkt. proc. w ciągu 3 lat) i we Włoszech (o 7,2 pkt. proc. w ciągu 5 lat). Najsłabsze spadki rozmiarów produkcji wystąpiły natomiast w: Chile (o 1,2 pkt. proc.), Norwegii (o 1,7 pkt. proc.), Nowej Zelandii (o 1,9 pkt. proc.), Kanadzie (o 2,9 pkt. proc.) i w Belgii (o 3 pkt. proc.). We wszystkich tych krajach epizody spadku rozmiarów produkcji trwały nie dłużej niż jeden rok. Tabela 3. 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 Zmiany PKB w krajach OECD w latach 2005-2012 Górny punkt zwrotny cyklu Dolny punkt zwrotny cyklu Zmiana PKB Kraj koniunkturalnego koniunkturalnego w pkt. proc. Maksimum (Indeks zmian Rok Minimum (Indeks zmian PKB Rok PKB 2005=100) 2005=100) Grecja 109,2 2007 87,3 2012 21,9 Estonia 118,3 2007 97,5 2009 20,9 Islandia 112,3 2008 100,6 2010 11,7 Finlandia 110,3 2008 100,9 2009 9,4 Słowenia 117,0 2008 107,9 2009 9,2 Irlandia 111,1 2007 102,1 2010 9,1 Włochy 103,9 2007 96,8 2012 7,2 Japonia 103,9 2007 97,2 2009 6,8 Dania 105,0 2007 98,3 2009 6,7 7 OECD UE 27 Strefa euro

Meksyk 109,9 2008 103,3 2009 6,6 Słowacja 126,6 2008 120,4 2009 6,2 Portugalia 103,8 2007 97,9 2012 6,0 Szwecja 107,8 2007 101,7 2009 6,0 Węgry 104,9 2008 99,0 2012 5,9 Hiszpania 108,7 2008 103,2 2012 5,5 Niemcy 108,3 2008 102,7 2009 5,5 Czechy 116,7 2008 111,4 2009 5,3 Wielka Brytania 106,3 2007 101,1 2009 5,2 Austria 109,1 2008 104,9 2009 4,2 Australia 118,3 2011 114,2 2012 4,1 Holandia 109,4 2008 105,4 2009 4,0 Stany Zjednoczone 104,6 2007 101,0 2009 3,6 Francja 104,8 2007 101,4 2009 3,4 Belgia 106,7 2008 103,7 2009 3,0 Kanada 105,8 2008 102,9 2009 2,9 Nowa Zelandia 105,3 2007 103,4 2008 1,9 Norwegia 105,1 2008 103,4 2009 1,7 Chile 114,8 2008 113,6 2009 1,2 Korea 127,6 2012 - - - Izrael 133,6 2012 - - - Polska 134,0 2012 - - - Źródło: opracowanie własne. Kolejną zmienną, mającą wpływ na poziom zatrudnienia w gospodarce są płace realne. Zmiany ich poziomu w odpowiedzi na osłabienie koniunktury gospodarczej pozwalają na ograniczenie rozmiaru dostosowań ilościowych zatrudnienia. Zgodnie z wykresem 4. w analizowanym okresie płace realne w poszczególnych grupach krajów wykazywały nieznaczne tendencje spadkowe w latach 2005-2006. Lata 2007-2009 charakteryzowały się stosunkowo dynamicznym ich wzrostem, a od roku 2010 obserwowano ich spadek. Oznacza to, iż płace realne w krajach OECD zareagowały z pewnym opóźnieniem na negatywny szok gospodarczy. Wykres 4. 105 Tendencje zmian płac realnych w grupach krajów w latach 2005-2012 (2005=100) 100 95 90 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 OECD UE 27 Strefa euro Źródło: internetowa baza danych OECD. Analiza danych zawartych w tabeli 4. pozwala stwierdzić, że chociaż spadki płac realnych w okresie kryzysu gospodarczego wystąpiły w większości krajów członkowskich OECD, to jednak były one stosunkowo niewielkie i z reguły ich tempo nie przekraczało poziomu 2% w skali roku. Stosunkowo silne dostosowania wystąpiły w Korei, Danii, Irlandii i Estonii. Najsilniejsze spadki poziomu płac realnych obserwowano natomiast w Islandii ich tempo sięgało 11% w skali roku. Tabela 4. Tendencje zmian płac realnych w krajach OECD w latach 2005-2012 (2005=100) Kraje 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 Australia 99,6 99,5 95,8 95,9 94,5 95,2 b.d. Austria 98,7 97,4 98,9 102,3 100,1 98,9 100,1 Belgia 99,7 99,4 101,3 103,9 101,7 102,2 b.d. Czechy 99,2 98,3 99,8 99,7 100,8 101,9 104,3 Dania 100,2 102,1 102,6 107,6 101,9 101,7 101,3 Estonia 101,2 106,3 113,8 120,3 111,2 106,7 109,7 Finlandia 99,7 96,6 99,9 108,0 105,8 105,3 106,3 8

St. Zjednoczone Kanada Wielka Brytania Irlandia Japonia Islandia Nowa Zelandia Australia Izrael Węgry Słowacja Szwecja Dania Austria Estonia Finlandia Holandia Niemcy Polska Belgia Czechy Słowenia Grecja Korea Włochy Hiszpania Norwegia Portugalia Chile Francja Meksyk Francja 100,0 98,7 99,0 101,5 101,6 101,6 102,2 Grecja 97,5 96,5 91,7 98,7 99,4 96,2 90,8 Hiszpania 99,5 99,4 100,6 100,5 99,8 96,9 93,5 Holandia 99,1 98,8 99,2 104,1 102,0 101,8 102,7 Irlandia 100,3 102,6 112,1 111,4 105,4 100,8 99,1 Islandia 103,8 106,6 94,5 83,3 85,8 87,9 b.d. Izrael 101,8 102,0 102,3 98,6 99,0 99,5 b.d. Japonia 99,0 96,9 99,3 100,0 97,3 99,7 b.d. Kanada 101,8 103,1 103,8 106,6 105,0 b.d. b.d. Korea 100,3 99,1 98,8 96,0 91,4 92,0 92,9 Meksyk 95,7 93,8 91,3 97,2 b.d. b.d. b.d. Niemcy 97,4 95,4 96,9 102,2 99,2 99,8 101,3 Norwegia 97,9 103,0 100,3 111,8 107,7 105,4 106,0 Nowa Zelandia 102,0 104,5 107,2 106,6 b.d. b.d. b.d. Polska 97,9 97,0 101,3 98,2 98,7 96,5 b.d. Portugalia 98,7 96,7 98,0 98,5 97,2 96,4 93,1 Słowacja 97,5 97,4 98,2 105,2 103,2 101,6 99,2 Słowenia 98,9 97,3 99,4 104,7 106,6 104,8 105,5 Stany Zjednoczone 99,9 99,9 100,5 99,4 97,9 97,8 b.d. Szwecja 97,3 98,5 98,2 100,9 97,6 95,3 96,9 Węgry 97,8 99,5 98,9 99,1 95,6 93,7 98,1 Wielka Brytania 99,9 99,8 99,6 102,9 102,5 102,6 b.d. Włochy 100,6 99,9 100,7 102,8 102,9 102,5 103,1 b.d. brak danych. Źródło: internetowa baza danych OECD. Wpływ na skalę dostosowań ilościowych zatrudnienia w warunkach wystąpienia negatywnego szoku gospodarczego mają również czynniki o charakterze instytucjonalnym, takie jak: stopień restrykcyjności prawnej ochrony zatrudnienia oraz udział zatrudnienia na czas określony w zatrudnieniu ogółem. W celu oceny stopnia restrykcyjności prawnej ochrony zatrudnienia wykorzystano wskaźnik EPL (ang. Employment Protection Legislation) opracowany i obliczany przez OECD, który jest powszechnie wykorzystywany w badaniach naukowych. Sumaryczny wskaźnik EPL jest średnią ważoną ocen 21 elementów opisujących stopień restrykcyjności przyjętych w danym kraju rozwiązań prawnych dotyczących ochrony zatrudnienia. Wskaźnik ten przyjmuje wartości w skali od 0 (najmniejsza restrykcyjność) do 6 (największa restrykcyjność) 5. Wykres 5. Wysokość sumarycznego wskaźnika ochrony zatrudnienia (EPL) w krajach OECD w latach 2005 i 2012 (0 - najniższa restrykcyjność; 6 - najwyższa restrykcyjność) 4,00 3,50 3,00 2,50 2,00 1,50 1,00 0,50 0,00 Źródło: internetowa baza danych OECD. Kształtowanie się sumarycznego wskaźnika ochrony zatrudnienia w krajach OECD w analizowanym okresie przedstawia wykres 5. W roku 2005 najwyższą restrykcyjnością ochrony zatrudnienia charakteryzowały się: Portugalia Meksyk, Francja, Hiszpania, Grecja i Norwegia. W roku 2012 natomiast wśród krajów o najwyższym poziomie wskaźnika EPL znalazły się: Meksyk, Francja, Chile, Portugalia, Norwegia i Hiszpania. Najniższa restrykcyjność EPL 5 Metody pomiaru prawnej ochrony zatrudnienia oraz sposoby wyznaczania wskaźnika EPL zostały szerzej opisane w pracy: Kwiatkowski, Włodarczyk, 2012, s. 3-5. 2005 2012 9

Estonia Australia Wielka Brytania Słowacja Belgia Norwegia Dania Czechy Austria Węgry Grecja Irlandia Islandia Kanada Japonia Włochy Niemcy Francja Finlandia Słowenia Holandia Portugalia Hiszpania Polska Chile zarówno w roku 2005, jak i w roku 2012 była obserwowana w krajach anglosaskich: Stanach Zjednoczonych, Kanadzie, Wielkiej Brytanii, Irlandii, Nowej Zelandii, Australii oraz w Japonii. W latach 2005-2012 zmiany wskaźnika EPL następowały stosunkowo wolno i w przeważającym stopniu były związane z deregulacją rynków pracy. Spadki restrykcyjności prawnej ochrony zatrudnienia odnotowano w 10 krajach. Największe wystąpiły w Portugalii, Grecji, Szwecji i Japonii. Zmiany polegające na wzmocnieniu stopnia ochrony zatrudnienia wprowadzono w 5 krajach Słowacji, Norwegii, Australii, na Węgrzech i w Danii. Spadki wskaźnika EPL były również większe, co do wartości bezwzględnej, niż jego wzrosty. Drugim z uwzględnionych w analizach czynników o charakterze instytucjonalnym jest udział zatrudnienia na czas określony w zatrudnieniu ogółem. Na wykresie 6. przedstawiono kształtowanie się tej wielkości w krajach OECD w latach 2005 i 2012. W roku 2005 największy był udział zatrudnienia na czas określony w Hiszpanii, Chile, Korei, Polsce i Portugalii, a najmniejszy w: Estonii, Irlandii, Słowacji, Wielkiej Brytanii oraz na Węgrzech. W roku 2012 udział zatrudnienia na czas określony był wysoki w Chile, Polsce, Hiszpanii, Portugalii oraz Holandii, a najmniejszy w Estonii, Australii, Wielkiej Brytanii oraz Słowacji Wykres 6. Udział liczby pracujących na czas określony w liczbie pracujących ogółem w krajach OECD w latach 2005 i 2012 0,35 0,3 0,25 0,2 0,15 0,1 0,05 0 2005 2012 Źródło: internetowa baza danych OECD. Należy zauważyć, że podobnie jak w przypadku restrykcyjności prawnej ochrony zatrudnienia zmiany tej wielkości w analizowanym okresie były stosunkowo niewielkie i w większości przypadków były związane ze wzrostem udziału zatrudnienia na czas określony. Wzrost udziału umów na czas określony odnotowano w 14 krajach. Największe wzrosty wystąpiły w Irlandii (o 6,5 pkt. proc.), Holandii (o 4 pkt. proc.), na Węgrzech (o 2,4 pkt. proc.) oraz w Islandii (o 2,1 pkt. proc.). Spadki udziału zatrudnienia na czas określony odnotowano jedynie w 10 krajach. Największe z nich zaobserwowano w Hiszpanii (o 9,7 pkt. proc.), Grecji (o 1,9 pkt. proc.) oraz Norwegii (o 1 pkt. proc.). Zgodnie z przedstawionymi wcześniej rozważaniami teoretycznymi wpływ na rozmiary zatrudnienia oraz głębokość jego zmian w okresie kryzysu może mieć również polityka makroekonomiczna państwa, w tym przede wszystkim polityka pieniężna oraz polityka fiskalna. Do oceny stopnia restrykcyjności obu polityk w analizowanym okresie wykorzystano indeksy MCI (ang. Monetary Condition Index) oraz FCI (ang. Fiscal Condition Index) wyznaczone zgodnie z metodą zaproponowaną w pracy A. Kota (Kot, 2003). Indeks restrykcyjności polityki pieniężnej jest średnią ważoną realnej krótkoterminowej stopy procentowej oraz realnego efektywnego kursu walutowego. W celu wyznaczenia wartości wskaźnika wykorzystano odchylenia tych zmiennych od trendu wyznaczonego przy pomocy filtru Hodricka-Prescotta. Podejście takie pozwala na uniknięcie problemów wynikających z niestacjonarności zmiennych. Wagi wykorzystywane do budowy wskaźnika zostały uzyskane na drodze estymacji równania krzywej IS dla poszczególnych krajów OECD w analizowanym okresie. Wartości wskaźnika FCI zostały wyznaczone w oparciu o dane dotyczące rozmiarów deficytu budżetowego w stosunku do PKB. Dane wykorzystane w estymacjach oraz w celu wyznaczenia wartości wskaźników pochodziły z internetowej bazy danych OECD i Banku Rozrachunków Międzynarodowych (ang. Bank for International Settlements). Tabela 5. Tendencje zmian stopnia restrykcyjności polityki pieniężnej mierzonej wskaźnikiem MCI w krajach OECD w latach 2005-2012 (2005=100) Kraj Okresy wzrostu restrykcyjności Okresy spadku restrykcyjności polityki pieniężnej polityki pieniężnej Australia 2006-2008, 2010-2011 2005, 2009, 2012 Austria 2006-2008, 2011 2005, 2009-2010, 2012 Belgia 2006-2008, 2011 2005, 2009-2010, 2012 Chile 2005-2006, 2008, 2010-2011 2007, 2009 Czechy 2006-2008, 2011 2005, 2009-2010, 2012 Dania 2007-2009, 2011 2005-2006, 2010, 2012 Estonia 2007-2008, 2011 2005-2006, 2009-2010 10

Finlandia 2007-2008, 2011 2005-2006, 2009-2010, 2012 Francja 2006-2008, 2010-2011 2005, 2009, 2012 Grecja 2006-2008, 2011 2005, 2009-2010 Hiszpania 2006-2008, 2011 2005, 2009-2010, 2012 Holandia 2006-2008, 2011 2005, 2009-2010, 2012 Irlandia 2006-2008, 2011 2005, 2009-2010, 2012 Islandia 2005-2007, 2010-2012, 2008-2009 Izrael 2005-2006, 2008, 2010-2011 2007, 2009, 2012 Japonia 2008-2009 2005-2007, 2010-2012 Kanada 2005-2007, 2010-2011 2008-2009, 2012 Korea 2005-2007, 2010-2012 2008-2009 Meksyk 2005, 2007-2008, 2010-2012 2006, 2009 Niemcy 2006-2008, 2011 2005, 2009-2010, 2012 Norwegia 2005-2008, 2010-2011 2009, 2012 Nowa Zelandia 2005, 2007, 2010-2012 2006, 2008-2009 Polska 2007-2008, 2010-2012 2005-2006, 2009 Portugalia 2006-2008, 2011 2005, 2009-2010, 2012 Słowacja 2006-2008, 2011 2005, 2009-2010, 2012 Słowenia 2007-2008, 2011 2005-2006, 2009-2010, 2012 Stany Zjednoczone 2005-2007, 2010-2012 2008-2009 Szwecja 2006-2008, 2010-2011 2005, 2009, 2012 Węgry 2007-2009, 2011 2005-2006, 2010 Wielka Brytania 2005-2007, 2010-2012 2008-2009 Włochy 2006-2008, 2011 2005, 2009, 2010, 2012 Źródło: opracowanie własne. Analizując charakter polityki pieniężnej prowadzonej w krajach OECD w latach 2005-2012 (tabela 5.) stwierdzamy, że w pierwszej części tego okresu obejmującej lata 2005-2008 dominowała polityka o charakterze restrykcyjnym. W latach 2009-2010 obserwowano zdecydowany spadek restrykcyjności polityki pieniężnej w odpowiedzi na negatywne zmiany koniunktury gospodarczej. Po roku 2010 w większości badanych krajów powrócono do restrykcyjnej polityki pieniężnej. Na szczególną uwagę zasługuje fakt prowadzenia ekspansywnej polityki pieniężnej w krajach strefy euro w roku 2012, co było związane z działaniami podjętymi w celu przezwyciężenia kryzysu fiskalnego, w jakim znalazły się: Grecja, Włochy, Portugalia i Hiszpania. Podsumowując rozważania dotyczące charakteru prowadzonej polityki pieniężnej stwierdzamy, że w okresie światowego kryzysu gospodarczego w większości krajów OECD wykorzystywano ekspansywną politykę pieniężną w celu ograniczenia rozmiaru spadków wielkości realnych takich jak produkcja i zatrudnienie. Tabela 6. Tendencje zmian stopnia restrykcyjności polityki fiskalnej mierzonej wskaźnikiem FCI w krajach OECD w latach 2005-2012 (2005=100) Kraj Okres wzrostu restrykcyjności polityki fiskalnej Okres spadku restrykcyjności polityki fiskalnej Australia 2005, 2010-2011 2006-2009 Austria 2005-2007, 2011 2008-2010, 2012 Belgia 2006, 2010-2011 2005, 2007-2009, 2012 Czechy 2006-2007, 2010-2011 2005, 2008-2009, 2012 Dania 2005-2006, 2010-2011 2007-2009, 2012 Estonia 2006, 2009-2011 2005, 2007-2008, 2012 Finlandia 2005-2007, 2011 2008-2010, 2012 Francja 2005-2006, 2010-2012 2007-2009 Grecja 2005, 2010-2011 2006-2009, 2012 Hiszpania 2005-2006, 2010-2011 2007-2009, 2012 Holandia 2005-2006, 2008, 2010-2012 2007, 2009 Irlandia 2005-2006, 2011-2012 2007-2010 Islandia 2005-2006, 2009, 2011-2012 2007-2008, 2010 Izrael 2005-2007, 2010-2011 2008-2009 Japonia 2005-2006, 2008, 2010 2007, 2009, 2011 Kanada 2005-2006 2007-2010 Korea 2005-2007, 2010-2011 2008-2009 Meksyk 2009, 2011 2005-2008, 2010 Niemcy 2005-2007, 2011-2012 2008-2010 Norwegia 2005-2006, 2008, 2010-2012 2007, 2009 11

Nowa Zelandia 2005-2006 2007-2010 Polska 2005-2007, 2011-2012 2008-2010 Portugalia 2006-2007, 2010-2011 2005, 2008-2009, 2012 Słowacja 2007, 2010-2012 2005-2006, 2008-2009 Słowenia 2005-2007, 2010, 2012 2008-2009, 2011 Stany Zjednoczone 2005-2006, 2010-2011 2007-2009 Szwecja 2005-2007, 2010-2011 2008-2009, 2012 Węgry 2007-2008, 2010-2011 2005-2006, 2009, 2012 Wielka Brytania 2005-2006, 2010-2012 2007-2009 Włochy 2006-2007, 2010-2012 2005, 2008-2009 Źródło: opracowanie własne. Tabela 6. przedstawia tendencje zmian stopnia restrykcyjności polityki fiskalnej w krajach OECD w analizowanym okresie. Lata 2005-2006 charakteryzowały się wzrostem restrykcyjności polityki fiskalnej w większości krajów. Od roku 2007 obserwowano natomiast wzrost ekspansywności polityki fiskalnej, który utrzymywał się również w latach 2008-2009 obejmując wszystkie analizowane kraje. Po roku 2010 w większości krajów członkowskich OECD podjęto natomiast działania ukierunkowane na ograniczenie ekspansywności polityki fiskalnej. Analiza charakteru prowadzonej polityki fiskalnej wykazuje, że podobnie jak w przypadku polityki pieniężnej była ona wykorzystywana w celu przeciwdziałania skutkom światowego kryzysu gospodarczego. Należy również zauważyć, że polityka antykryzysowa polegała w pierwszej kolejności na wykorzystaniu mechanizmów fiskalnych, o czym świadczy wzrost ekspansywności polityki fiskalnej w latach 2007-2009, a dopiero w końcowej fazie kryzysu (lata 2009-2010) mechanizmów polityki pieniężnej. 5. Analiza ekonometryczna Wysunięte w poprzednich częściach niniejszego opracowania hipotezy odnoszące się do wpływu PKB, płac realnych oraz czynników instytucjonalnych na rozmiary zatrudnienia w warunkach wystąpienia negatywnego szoku gospodarczego zostały poddane weryfikacji ekonometrycznej przy użyciu metod panelowych. Wykorzystany model ekonometryczny został oparty na tradycyjnej funkcji popytu na pracę, w której uwzględnione zostały zarówno klasyczne, jak i keynesistowskie determinanty zatrudnienia tj. produkcję i płace realne. Model ten możemy zapisać równaniem postaci: ( ) ( ) ( ), (1) gdzie: Z i,t liczba pracujących wg BAEL (LFS) w kraju i w okresie t, PKB i,t rozmiary PKB w kraju i w okresie t, RWage i,t wysokość płac realnych w kraju i w okresie t. W celu weryfikacji hipotezy o istnieniu wpływu czynników o charakterze instytucjonalnym na rozmiary dostosowań zatrudnienia, do modelu wprowadzono zmienne interakcyjne opisujące wpływ stopnia restrykcyjności EPL oraz udziału umów o pracę na czas określony w liczbie umów ogółem na zależność pomiędzy zatrudnieniem i PKB. W obu przypadkach uwzględniono nieliniowy charakter tej relacji. Pominięto natomiast w tym prostym modelu rolę, jaką w tych warunkach odgrywa polityka makroekonomiczna państwa. Model wykorzystywany w badaniu empirycznym przyjął zatem postać 6 : ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ), (2) gdzie: EPL i,t poziom wskaźnika EPL w kraju i w okresie t, Uokr i,t udział osób zatrudnionych na czas określony w liczbie pracujących ogółem w kraju i w okresie t W celu uniknięcia niestacjonarności wykorzystywanych w modelu zmiennych, która mogłaby skutkować wystąpieniem tzw. regresji pozornej 7, model został przekształcony do postaci opartej na pierwszych przyrostach. Ze względu na przyjętą postać funkcyjną model estymowano w wersji bez wyrazu wolnego: ( ) ( ) ( ) [ ( ) ( ) ] [ ( ) ( ) ] [ ( ) ( ) ] [ ( ) ( ) ]. (3) Do modelu wprowadzono opóźnienia zmiennych objaśniających. Uzyskano istotne statystycznie oszacowania parametrów dla wartości płac realnych opóźnionych o jeden lub dwa okresy oraz zmiennych interakcyjnych objaśniających siłę wpływu restrykcyjności prawnej ochrony zatrudnienia na elastyczność zatrudnienia względem PKB opóźnionych o dwa okresy. W modelu tym parametry β 1 i β 2 mają interpretację elastycznościową i informują nas o ile punktów procentowych wzrośnie/zmaleje zatrudnienie, jeżeli PKB/płace realne wzrosną/zmaleją o 1 punkt procentowy. Parametry γ 1, γ 2, γ 3 i γ 4 mają charakter interakcyjny. Parametry γ 1 i γ 2 mówią, jak zmieni się elastyczność zatrudnienia względem PKB, jeżeli wskaźnik EPL wzrośnie/zmaleje o 1. Parametry te należy interpretować łącznie. Parametry γ 3 i γ 4 informują natomiast o 6 Model ten jest rozwinięciem modelu wykorzystanego w pracy: Kwiatkowski, Włodarczyk, 2012. 7 Szerzej na temat niestacjonarności piszą np.: Charemza, Deadman, 1997, s. 108-113. Na temat niestacjonarności w danych panelowych patrz np.: Baltagi, 2005,s. 237-238; 250-252. 12

tym, o ile punktów procentowych wzrośnie/zmaleje elastyczność zatrudnienia względem PKB, jeżeli udział liczby pracujących na czas określony w liczbie pracujących ogółem wzrośnie/zmaleje o 1. Podobnie jak w poprzednim przypadku parametry te posiadają interpretację łączną. W oparciu o rozważania teoretyczne przedstawione w części trzeciej możemy sformułować następujące oczekiwania dotyczące pożądanego znaku oszacowań parametrów modelu: zgodnie z teorią keynesowską uzasadnione jest oczekiwanie istnienia dodatniej zależności pomiędzy zatrudnieniem a rozmiarami agregatowego popytu oraz produkcji. Oszacowanie parametru β 1 powinno być zatem dodatnie, teoria neoklasyczna wskazuje na istnienie ujemnej zależności pomiędzy poziomem zatrudnienia a wysokością płac realnych, co powinno skutkować ujemnym oszacowaniem parametru β 2, hipoteza o nieliniowym wpływie poziomu restrykcyjności prawnej ochrony zatrudnienia na elastyczność zatrudnienia względem PKB zostanie potwierdzona, jeżeli uzyskane zostaną: ujemne oszacowanie parametru γ 1 i dodatnie oszacowanie parametru γ 2, potwierdzenie hipotezy o istnieniu nieliniowej zależności pomiędzy udziałem zatrudnienia na czas określony a elastycznością zatrudnienia względem PKB nastąpi natomiast w przypadku uzyskania ujemnej wartości oszacowania parametru γ 3 i dodatniej wartości oszacowania parametru γ 4. Model estymowano przy pomocy panelowej uogólnionej metody najmniejszych kwadratów (ang. Panel EGLS) 8. Wykorzystano dane statystyczne w ujęciu rocznym pochodzące z internetowej bazy danych OECD (http://stats.oecd.org). Dane te dotyczyły 26 krajów członkowskich OECD. Ze względu na brak niektórych danych lub brak wystarczająco długich szeregów czasowych w modelu nie uwzględniono: Chile, Izraela, Luksemburga, Meksyku, Nowej Zelandii, Szwajcarii, Turcji i USA. Efektywna próba modelu obejmowała lata 2005-2012. Wyniki estymacji modelu dla 26 krajów OECD przedstawia tabela 7. Wykonane estymacje obejmowały lata 2005-2012 oraz podokres związany z wystąpieniem światowego kryzysu gospodarczego obejmujący lata 2008-2012. Wszystkie oszacowania mają znaki zgodne ze sformułowanymi wcześniej oczekiwaniami teoretycznymi. Uzyskane oszacowania parametrów równania (3) wskazują, iż zarówno w całym analizowanym okresie, jak i w czasie kryzysu, PKB i płace realne były istotnymi determinantami zatrudnienia. Fakt wystąpienia niższej elastyczności zatrudnienia względem płac realnych w okresie kryzysu świadczyć może o tym, że w warunkach negatywnego szoku gospodarczego rośnie inercyjność zatrudnienia. Sugeruje to, iż wykorzystywane są w pewnym zakresie, opisane w trzeciej części niniejszej pracy, mechanizmy dostosowań polegające na ograniczaniu czasu lub intensywności pracy. Prowadzi to do zjawiska tzw. chomikowania siły roboczej. Tabela 7. Wartości oszacowań parametrów modelu dla wybranych krajów OECD w latach 2005-2012 oraz 2008-2012 Okres próby 2005-2012 Okres próby 2008-2012 Liczba krajów 26 Liczba krajów 26 Liczba obserwacji 185 Liczba obserwacji 116 Zmienna objaśniana Δln(Z) Zmienna objaśniana Δln(Z) Zmienne objaśniające: Param. Statystyka t Zmienne objaśniające: Param. Statystyka t Δln(PKB) 0,427*** 14,912 Δln(PKB) 0,427*** 11,482 Δln(RWage(-2)) -0,125*** -3,512 Δln(RWage(-1)) -0,068* -1,758 Δln(PKB)*EPL(-2) -0,005** -2,372 Δln(PKB)*EPL(-2) -0,012*** -2,949 Δln(PKB)*EPL 2 (-2) 0,001** 2,152 Δln(PKB)*EPL 2 (-2) 0,003*** 3,413 Δln(PKB)*Uo -0,020-0,759 Δln(PKB)*Uo -0,091*** -2,947 Δln(PKB)*Uo 2 0,077 1,270 Δln(PKB)*Uo 2 0,252*** 3,276 R 2 0.547 R 2 0,578 Skorygowany R 2 0.534 Skorygowany R 2 0,559 DW 1.495 DW 1,646 Odrzucenie hipotezy zerowej testu istotności oszacowań na poziomie: *** p<0,01, ** p<0,05, * p<0,1. Źródło: Obliczenia własne. Potwierdzona została hipoteza o istnieniu wpływu prawnej ochrony zatrudnienia na elastyczność zatrudnienia względem PKB zarówno w całym okresie, jak i w odniesieniu do lat 2008-2012. Należy zauważyć, że efekty zmian poziomu prawnej ochrony zatrudnienia są widoczne dopiero po upływie dwóch okresów. Może to być związane z faktem, iż zmiany regulacji prawa pracy są uwzględniane w praktyce dopiero przy okazji zawierania nowych umów z pracownikami. Hipotezę o istnieniu wpływu udziału pracujących na czas określony w liczbie pracujących ogółem na elastyczność zatrudnienia potwierdzono natomiast jedynie w odniesieniu do okresu światowego kryzysu gospodarczego. Wskazuje to na istotną rolę tego czynnika dla procesów dostosowawczych zatrudnienia w okresie kryzysu. 8 Por.: Chen, Lin, Reed, 2005, s. 22; Ciżkowicz, Rzońca, Wojciechowski, 2012, s. 73. 13