An a l i z a d e t e r m i n a n t c z a s u p o s z u k i wa n i a p r a c y

Podobne dokumenty
PŁEĆ, WIEK I WYKSZTAŁCENIE OSÓB BEZROBOTNYCH JAKO DETERMINANTY CZASU POSZUKIWANIA PRACY

Analiza długości okresu bezrobocia według przyczyny wyrejestrowania na przykładzie Powiatowego Urzędu Pracy w Szczecinie

ZASTOSOWANIE TESTU GEHANA DO PORÓWNYWANIA FUNKCJI PRZEŻYCIA FIRM 1

ZASTOSOWANIE MODELI CZASU TRWANIA DO OCENY STOPNIA DEPRECJACJI KAPITAŁU LUDZKIEGO

WYKORZYSTANIE MODELU LOGITOWEGO DO ANALIZY BEZROBOCIA WŚRÓD OSÓB NIEPEŁNOSPRAWNYCH W POLSCE W 2010 ROKU

DETERMINANTY CZASU OCZEKIWANIA NA PRAC I ICH WZAJEMNE ODDZIA YWANIE

EKONOMETRIA ECONOMETRICS 2(40) 2013

STATYSTYKA REGIONALNA

Ocena stopnia deprecjacji kapitału ludzkiego z wy korzystaniem nieliniowych modeli regresji

Jak długo żyją spółki na polskiej giełdzie? Zastosowanie statystycznej analizy przeżycia do modelowania upadłości przedsiębiorstw

DETERMINANTY INTENSYWNOŚCI PODEJMOWANIA ZATRUDNIENIA PRZEZ BEZROBOTNYCH W SZCZECINIE

WYDZIAŁ PODSTAWOWYCH PROBLEMÓW TECHNIKI KARTA PRZEDMIOTU

Analiza przeżycia. Czym zajmuje się analiza przeżycia?

Analiza przeżycia. Czym zajmuje się analiza przeżycia? Jest to analiza czasu trwania, zaprojektowana do analizy tzw.

Zad. 4 Należy określić rodzaj testu (jedno czy dwustronny) oraz wartości krytyczne z lub t dla określonych hipotez i ich poziomów istotności:

Statystyki: miary opisujące rozkład! np. : średnia, frakcja (procent), odchylenie standardowe, wariancja, mediana itd.

Testowanie hipotez statystycznych. Wnioskowanie statystyczne

weryfikacja hipotez dotyczących parametrów populacji (średnia, wariancja)

Wydział Matematyki. Testy zgodności. Wykład 03

Temat: BADANIE ZGODNOŚCI ROZKŁADU CECHY (EMPIRYCZNEGO) Z ROZKŁADEM TEORETYCZNYM TEST CHI-KWADRAT. Anna Rajfura 1

Wykład 3 Hipotezy statystyczne

Zastosowanie modelu logitowego i modelu regresji Coxa w analizie zmian cen akcji spółek giełdowych w wyniku kryzysu finansowego

URZĄD STATYSTYCZNY W WARSZAWIE ul. 1 Sierpnia 21, Warszawa BEZROBOCIE REJESTROWANE W PŁOCKU W 2015 R. ***

Weryfikacja hipotez statystycznych, parametryczne testy istotności w populacji

Wykład 8 Dane kategoryczne

URZĄD STATYSTYCZNY W BIAŁYMSTOKU

Statystyki: miary opisujące rozkład! np. : średnia, frakcja (procent), odchylenie standardowe, wariancja, mediana itd.

Test niezależności chi-kwadrat stosuje się (między innymi) w celu sprawdzenia związku pomiędzy dwiema zmiennymi nominalnymi (lub porządkowymi)

Wykorzystanie testu t dla pojedynczej próby we wnioskowaniu statystycznym

Determinanty ryzyka bezrobocia długotrwałego wśród osób niepełnosprawnych i pełnosprawnych w Trójmieście

Porównanie dwóch rozkładów normalnych

Badanie zależności skala nominalna

P: Czy studiujący i niestudiujący preferują inne sklepy internetowe?

PŁEĆ JAKO DETERMINANTA SZANSY PODJĘCIA ZATRUDNIENIA I RYZYKA REZYGNACJI Z POŚREDNICTWA URZĘDU PRACY

STATYSTYKA MATEMATYCZNA

Statystyka. Rozkład prawdopodobieństwa Testowanie hipotez. Wykład III ( )

Zadania ze statystyki, cz.6

WSTĘP DO REGRESJI LOGISTYCZNEJ. Dr Wioleta Drobik-Czwarno

Statystyka matematyczna i ekonometria

Sposoby prezentacji problemów w statystyce

STATYSTYKA MATEMATYCZNA

Populacja generalna (zbiorowość generalna) zbiór obejmujący wszystkie elementy będące przedmiotem badań Próba (podzbiór zbiorowości generalnej) część

INFORMACJA O SYTUACJI NA RYNKU PRACY W POWIECIE OPOLSKIM I MIEŚCIE OPOLU ZA ROK 2002

), którą będziemy uważać za prawdziwą jeżeli okaże się, że hipoteza H 0

MODELE ANALIZY TRWANIA W OCENIE SEKTORÓW SPÓŁEK GIEŁDOWYCH

Statystyka i opracowanie danych Podstawy wnioskowania statystycznego. Prawo wielkich liczb. Centralne twierdzenie graniczne. Estymacja i estymatory

Statystyka matematyczna dla leśników

Statystyka w pracy badawczej nauczyciela Wykład 4: Analiza współzależności. dr inż. Walery Susłow walery.suslow@ie.tu.koszalin.pl

RÓWNOWAŻNOŚĆ METOD BADAWCZYCH

Nawroty w uzależnieniach - zmiany w kontaktach z alkoholem po zakończeniu terapii

Szansa podjęcia zatrudnienia przez osoby długotrwale bezrobotne

Wpływ zasiłku na proces poszukiwania pracy

Porównanie generatorów liczb losowych wykorzystywanych w arkuszach kalkulacyjnych

STATYSTYKA MATEMATYCZNA

Korelacja oznacza współwystępowanie, nie oznacza związku przyczynowo-skutkowego

MISCELLANEA PŁEĆ JAKO DETERMINANTA WYSTĄPIENIA JEDNEJ Z KONKURUJĄCYCH FORM WYJŚCIA Z BEZROBOCIA

Szkice rozwiązań z R:

STATYSTYKA REGIONALNA. Analiza szans podjęcia pracy za granicą przez bezrobotnych w Szczecinie SUMMARY

W2. Zmienne losowe i ich rozkłady. Wnioskowanie statystyczne.

STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 4. WERYFIKACJA HIPOTEZ PARAMETRYCZNYCH X - cecha populacji, θ parametr rozkładu cechy X.

Analiza przeżycia. Wprowadzenie

Kontekstowe wskaźniki efektywności nauczania - warsztaty

Agnieszka Chłoń-Domińczak Mateusz Pawłowski Ścieżki edukacyjno-zawodowe: wpływ wykształcenia na aktywność i dezaktywizację zawodową

Zadania ze statystyki cz. 8 I rok socjologii. Zadanie 1.

Regresja logistyczna (LOGISTIC)

Cechy społeczno-ekonomiczne jednostek a ich pozycja na rynku pracy

Wykład Centralne twierdzenie graniczne. Statystyka matematyczna: Estymacja parametrów rozkładu

Wnioskowanie statystyczne. Statystyka w 5

Zróżnicowanie poziomu ubóstwa w Polsce z uwzględnieniem płci

Testy nieparametryczne

Wykorzystanie testu Levene a i testu Browna-Forsythe a w badaniach jednorodności wariancji

Temat: BADANIE ZGODNOŚCI ROZKŁADU CECHY (EMPIRYCZNEGO) Z ROZKŁADEM TEORETYCZNYM TEST CHI-KWADRAT. Anna Rajfura 1

Statystyka od podstaw Janina Jóźwiak, Jarosław Podgórski

Analiza korespondencji

WSPOMAGANIE ANALIZY DANYCH ZA POMOCĄ NARZĘDZI STATISTICA

PRZYKŁAD ZASTOSOWANIA DOKŁADNEGO NIEPARAMETRYCZNEGO PRZEDZIAŁU UFNOŚCI DLA VaR. Wojciech Zieliński

Sprawozdanie z działalności Miejskiego Urzędu Pracy w Lublinie - I półrocze 2011 r. -

Elżbieta Turska Osoby niepełnosprawne na rynku pracy - sytuacja kobiet i mężczyzn pozostających bez pracy. Chowanna 1, 53-62

MŁODZI NA RYNKU PRACY W SZCZECINIE TABLICE TRWANIA W BEZROBOCIU

Emerytury nowosystemowe wypłacone w grudniu 2018 r. w wysokości niższej niż wysokość najniższej emerytury (tj. niższej niż 1029,80 zł)

ZJAZD 4. gdzie E(x) jest wartością oczekiwaną x

Powiatowy Urząd Pracy w Ustrzykach Dolnych

METODY STATYSTYCZNE W BIOLOGII

HISTOGRAM. Dr Adam Michczyński - METODY ANALIZY DANYCH POMIAROWYCH Liczba pomiarów - n. Liczba pomiarów - n k 0.5 N = N =

Opis zakładanych efektów kształcenia na studiach podyplomowych WIEDZA

Statystyka. #5 Testowanie hipotez statystycznych. Aneta Dzik-Walczak Małgorzata Kalbarczyk-Stęclik. rok akademicki 2016/ / 28

Badanie zgodności dwóch rozkładów - test serii, test mediany, test Wilcoxona, test Kruskala-Wallisa

CHARAKTERYSTYKA ŁÓDZKIEGO RYNKU PRACY NA DZIEŃ 31 MARCA 2011 ROKU

Analiza wariancji - ANOVA

KOBIETY I MĘŻCZYŹNI NA RYNKU PRACY

Lokalny. rynek pracy. Bezrobocie rejestrowane w gminach powiatu gorlickiego. Powiatowy Urząd Pracy w Gorlicach. Gorlice, sierpień 2016

FORECASTING THE DISTRIBUTION OF AMOUNT OF UNEMPLOYED BY THE REGIONS

weryfikacja hipotez dotyczących parametrów populacji (średnia, wariancja) założenie: znany rozkład populacji (wykorzystuje się dystrybuantę)

Wprowadzenie do analizy korelacji i regresji

Elementy statystyki opisowej, podstawowe pojęcia statystyki matematycznej

Zadania ze statystyki, cz.7 - hipotezy statystyczne, błąd standardowy, testowanie hipotez statystycznych

SYTUACJA NA ŁÓDZKIM RYNKU PRACY W III KWARTALE 2003 ROKU

R-PEARSONA Zależność liniowa

Założenia do analizy wariancji. dr Anna Rajfura Kat. Doświadczalnictwa i Bioinformatyki SGGW

Beata Bieszk-Stolorz* Iwona Markowicz** Uniwersytet Szczeciński

Transkrypt:

Studia Regionalne i Lokalne Nr 4(34)/2008 ISSN 1509 4995 Iwona Markowicz, Beata Stolorz* An a l i z a d e t e r m i n a n t c z a s u p o s z u k i wa n i a p r a c y na rynku lokalnym na przykładzie Szczecina Głównym celem autorek artykułu było zbadanie istoty zapotrzebowania na pracę na podstawie cech osób zarejestrowanych w Powiatowym Urzędzie Pracy w Szczecinie, które znalazły zatrudnienie w ostatnim kwartale 2006 r. W artykule zaprezentowano możliwości wykorzystania metod analizy przeżycia do badania zjawiska bezrobocia. Zbadano, jaki wpływ na długość oczekiwania na pracę ma płeć, wykształcenie i wiek osoby bezrobotnej oraz jakie są interakcje między tymi zmiennymi. 1. Wprowadzenie Analiza ekonomiczna rynku pracy obejmuje przede wszystkim czynniki determinujące popyt na pracę (zapotrzebowanie na pracę zgłaszane przez przedsiębiorstwa) oraz jej podaż (liczbę osób chętnych do pracy). Popyt na pracę i jej podaż decydują o liczbie osób pracujących i bezrobotnych. Niedostateczny popyt w gospodarce jest podstawową przyczyną występowania bezrobocia. Głównym celem artykułu jest ustalenie, jaka była istota zapotrzebowania na pracę, na podstawie zbadania cech osób bezrobotnych zarejestrowanych w Powiatowym Urzędzie Pracy w Szczecinie, które znalazły zatrudnienie w ostatnim kwartale 2006 r. Celem artykułu jest również zaprezentowanie możliwości wykorzystania metod analizy przeżycia do badania zjawiska bezrobocia. Analiza przeżycia jest to zbiór procedur statystycznych, dla których zmienną losową jest czas między określonymi zdarzeniami bądź czas procesu. Zdarzenie powoduje przejście jednostki z jednego stanu w drugi np. śmierć osoby, awaria urządzenia, upadek firmy, wyrejestrowanie z urzędu pracy (Markowicz, Stolorz 2006a). Okres między stanem początkowym a momentem wystąpienia zdarzenia nazywamy czasem przeżycia. Wyznaczając prawdopodobieństwo, że jednostka przeżyje kolejne wartości czasu t, określamy funkcję przeżycia. Funkcje takie, utworzone na co najmniej dwóch próbach, możemy porównywać. Przykładem zmiennej losowej w tym przypadku jest czas zarejestrowania bezrobotnego w PUP. Zbadano, jaki wpływ na długość oczekiwania na pracę ma płeć, wiek i wykształcenie osoby bezrobotnej oraz jakie są związki (interakcje) między tymi zmiennymi. * Katedra Ekonometrii i Statystyki, Wydział Nauk Ekonomicznych i Zarządzania, Uniwersytet Szczeciński.

100 Iwona Markowicz, Beata Stolorz 2. Metody badawcze Modele nieparametryczne dla zmiennej losowej czasu trwania (czasu przeżycia) stosujemy wtedy, gdy nie jest znana postać analityczna rozkładu. Teoria szacowania wybranych funkcji w tym przypadku jest bardzo złożona i rozbudowana. Najstarszym historycznie modelem nieparametrycznym jest tablica trwania życia (Frątczak, Jóźwiak, Paszek 1996; Markowicz, Stolorz 2006b). Tradycyjna metoda konstrukcji takich tablic pozwala na nieparametryczną estymację funkcji dożycia, funkcji gęstości, wskaźnika hazardu dla określonego przedziału czasu. Jednym z ograniczeń tej metody jest konieczność grupowania czasu obserwacji w przedziały o jednakowej długości (Frątczak, Gach-Ciepiela, Babiker 2005, s. 61 65). Z tego powodu przy badaniu czasu trwania zjawiska często stosuje się inne metody. Przykładem jednej z nich jest metoda Product-Limit-Estimation Kaplana Meiera (Kaplan, Meier 1958), stosowana głównie do konstrukcji tablic trwania życia. Jest to metoda nieparametryczna, uwzględniająca występowanie obserwacji uciętych, a więc niekompletnych danych. Nie ma w tym przypadku konieczności konstrukcji przedziałów dla zmiennej czasowej, należy jedynie uszeregować epizody według długości czasów trwania. Analizowane zbiorowości można dzielić na grupy ze względu na badane cechy. Wówczas istnieje możliwość oszacowania funkcji przeżycia dla każdej z tych grup i zbadania istotności różnic między nimi. Ponieważ nieznane są ich rozkłady, należy zastosować test nieparametryczny. Testy takie są oparte na porządku rangowym czasów przeżycia. W przypadku dwóch grup można wykorzystać następujące testy: uogólnienie Gehana testu Wilcoxona (Gehan 1965a; 1965b), test Coxa Mantela, test F Coxa, test log-rank oraz uogólnienie Peto i Peto testu Wilcoxona (Namboodiri, Suchindran 1987, s. 71 91; Cox, Oakes 1984, s. 123 125). Dostępne są również testy do porównywania wielu grup. Nie ma niestety powszechnie akceptowanych metod wyboru testu w danej sytuacji. Zależy to bowiem od liczebności prób, występowania danych uciętych czy znajomości rozkładu zmiennych (Lawless 1982, s. 425 427). W większości testów obliczone statystyki dla dużej próby dążą asymptotycznie do rozkładu normalnego. Fakt ten wykorzystuje się do testowania istotności statystycznej różnic między próbami. Większość testów daje rzetelne wyniki tylko przy dużych próbach, natomiast efektywność testów przy małych próbach jest mniej poznana. Opisaną wyżej metodę stosuje się do analizy czasu przeżycia lub bezawaryjności w przypadku, gdy część danych jest ucięta (cenzurowana) (Domański, Pruska 2000, s. 203 204). Stąd też wynika wykorzystanie jej w demografii, biologii, naukach społecznych, inżynierii, technice, a szczególnie w medycynie (Kleinbaum, Klein 2005, s. 100 103), gdyż często traci się kontakt z obserwowanymi pacjentami. Analizy czasu przetrwania dokonuje się za pomocą modelu Coxa (Frątczak, Gach-Ciepiela, Babiker 2005, s. 37 38), nazywanego modelem proporcjonalnego hazardu, który jest wykorzystywany do modelowania rozkładu czasu przetrwania jednostek w danej populacji poprzez określenie siły wpływu poszczególnych czynników na oczekiwany czas przetrwania oraz porównanie rozkładu czasu

Analiza determinant czasu poszukiwania pracy na rynku lokalnym 101 przetrwania różnych podpopulacji. Jeżeli do modelu jako zmienne niezależne zostaną włączone zmienne będące iloczynem dwóch innych zmiennych występujących w modelu, to otrzymamy model Coxa ze współzależnościami (interaction model) (Kleinbaum, Klein 2005, s. 100 103). 3. Przedmiot i zakres badań Badania przeprowadzono na podstawie udostępnionych przez Powiatowy Urząd Pracy w Szczecinie danych dotyczących zarejestrowanych bezrobotnych. Kohortę tworzą osoby wyrejestrowane w ostatnim kwartale 2006 r. Funkcja przeżycia opisuje w tym przypadku czas od chwili zarejestrowania bezrobotnego w urzędzie do znalezienia zatrudnienia. Celem badawczym jest ustalenie, czy płeć osoby bezrobotnej, jej wykształcenie oraz wiek mają wpływ na długość czasu pozostawania w rejestrze do chwili znalezienia pracy. Osoby wyrejestrowane z innych powodów traktowane są jako obserwacje ucięte. Do obliczeń wykorzystano podział na grupy według wieku i wykształcenia stosowany przez Powiatowy Urząd Pracy. Do celów badawczych poszczególne grupy ponumerowano. Sposób numeracji przedstawiono w tabeli 1. Tab. 1. Numeracja grup według wykształcenia, wieku i płci Cecha Grupa Numer Wykształcenie Płeć brak lub niepełne podstawowe podstawowe 0 gimnazjalne zasadnicze zawodowe 1 średnie ogólnokształcące 2 średnie zawodowe 4-letnie średnie zawodowe 3 pomaturalne/policealne wyższe (w tym licencjat) 4 mężczyźni 0 kobiety 1 18,25) 0 Przedział wieku 25,35) 1 35,45) 2 45,55) 3 55,60) 4 60,65) 5 Źródło: opracowanie własne na podstawie danych PUP w Szczecinie.

102 Iwona Markowicz, Beata Stolorz Łącznie w analizie wykorzystano dane 5074 osób. Charakterystykę ilościową badanych grup przedstawiono w tabeli 2. Tab. 2. Charakterystyka ilościowa badanych grup Cecha Płeć Liczebność grupy Obserwacje ucięte Obserwacje nieucięte Grupy liczba odsetek liczba odsetek kobiety 2469 1277 51,72 1192 48,28 mężczyźni 2605 1652 63,42 953 36,58 18,25) 1219 703 57,67 516 42,33 25,35) 1718 920 53,55 798 46,45 35,45) 817 459 56,18 358 43,82 45,55) 1019 634 62,22 385 37,78 55,60) 249 172 69,08 77 30,92 Wiek 60,65) 52 41 78,85 11 21,15 Wykształcenie brak lub niepełne podstawowe podstawowe gimnazjalne zasadnicze zawodowe średnie ogólnokształcące średnie zawodowe 4-letnie średnie zawodowe pomaturalne/policealne wyższe (w tym licencjat) 1755 1226 69,86 529 30,14 1055 628 59,53 427 40,47 488 273 55,94 215 44,06 941 485 51,54 456 48,46 835 317 37,96 518 62,04 Źródło: opracowanie własne na podstawie danych PUP w Szczecinie. 4. Analiza czasu pozostawania bez pracy osób zarejestrowanych w PUP w Szczecinie Punktem wyjścia w przeprowadzonej analizie było wyznaczenie funkcji przeżycia Kaplana Meiera (ryc. 1). Analizując wykres z ryciny 1, można zauważyć, że w badanej populacji osób bezrobotnych prawdopodobieństwo nieznalezienia pracy w pierwszym miesiącu od momentu zarejestrowania w PUP było wysokie i wynosiło powyżej 63%.

Analiza determinant czasu poszukiwania pracy na rynku lokalnym 103 1,2 1,1 kompletne cenzurowane Prawdopodobie ñ stwo nieznalezienia pracy 1,0 0,9 0,8 0,7 0,6 0,5 0,4 0,3 0,2 0,1 0,0 0,1 0 20 40 60 80 100 120 140 160 Czas (miesi¹ce) Ryc. 1. Funkcja przeżycia Kaplana Meiera ryzyko nieznalezienia pracy w czasie t dla osób wyrejestrowanych z PUP w IV kwartale 2006 r. Źródło: opracowanie własne z wykorzystaniem programu Statistica. Następnie przy zastosowaniu testu Gehana zweryfikowano hipotezę o jednakowych funkcjach opisujących prawdopodobieństwo nieznalezienia pracy przez bezrobotnych podzielonych na dwie grupy według płci (ryc. 2). W tym celu wykorzystano program Statistica. Umożliwia on oszacowanie tych funkcji dla każdej z podgrup i zbadanie istotności różnic między nimi. Przyjmując poziom istotności 0,05, można stwierdzić, że badane podgrupy bezrobotnych wydzielone ze względu na płeć różnią się czasem pozostawania bez pracy. Cecha ta ma zatem wpływ na proces wyrejestrowania z PUP. Wyniki obliczeń przedstawiono w tabeli 3. Na rycinie 2 widać, że w analizowanym okresie kobiety szybciej niż mężczyźni zarejestrowani w PUP znajdowały pracę. W pierwszym miesiącu zarejestrowania obie krzywe pokrywały się, ale w późniejszym czasie pojawiły się istotne różnice między nimi. Tab. 3. Wyniki testu Gehana dla grup według płci Grupy (płeć) Wynik testu Gehana Prawdopodobieństwo p Kobiety/mężczyźni 2,593729 0,00949 Źródło: obliczenia własne z wykorzystaniem programu Statistica.

104 Iwona Markowicz, Beata Stolorz kompletne cenzurowane 1,0 0,9 Prawdopodobie ñ stwo nieznalezienia pracy 0,8 0,7 0,6 0,5 0,4 0,3 0,2 0,1 0,0 0,1 0 20 40 60 80 100 120 140 160 Czas (miesi¹ce) mê czyÿni kobiety Ryc. 2. Funkcje przeżycia Kaplana Meiera ryzyko nieznalezienia pracy przez bezrobotnych według płci Źródło: opracowanie własne z wykorzystaniem programu Statistica. Podstawowymi czynnikami wpływającymi na czas poszukiwania pracy przez osoby bezrobotne oprócz płci jest ich wykształcenie i wiek. Model proporcjonalnego hazardu Coxa umożliwia zbadanie względnej szansy znalezienia pracy w porównaniu z kategorią zakodowaną jako zero. W badaniu wykorzystano zero-jedynkowe kodowanie zmiennych zgodnie z procedurą przedstawioną przez Hosmer, Lemeshow (1999, s. 120 121). W omawianej analizie zerem zakodowano w przypadku wykształcenia wykształcenie co najwyżej gimnazjalne, a dla wieku przedział 18,25). Badaną populację osób podzielono na dwie grupy według płci. Na rycinach 3 4 przedstawiono ilorazy szans znalezienia pracy dla kobiet i mężczyzn w zależności od wykształcenia i wieku. Gruba linia o wartości 1 na obu wykresach oznacza poziom zmiennej, w stosunku do której liczono poszczególne ilorazy. Wykres zamieszczony na rycinie 3 pokazuje, że wraz z wykształceniem rosła szansa na szybkie znalezienie pracy zarówno przez mężczyzn, jak i przez kobiety. W najlepszej sytuacji są osoby z wykształceniem wyższym. W ich przypadku szansa na znalezienie pracy jest 3,44 (dla mężczyzn) i 3,14 (dla kobiet) razy większa niż w przypadku wykształcenia co najwyżej gimnazjalnego. Wzrost wykształcenia porównywalnie dla obu płci zwiększał szansę na znalezienie pracy.

Analiza determinant czasu poszukiwania pracy na rynku lokalnym 105 Dla kobiet wzrost ten był nieco słabszy i jedynie w przypadku wykształcenia zasadniczego zawodowego był większy niż dla mężczyzn. Wykszta³cenie Iloraz szans 4 3,5 3 2,5 2 1,5 1 0,5 0 1,24 1,45 1,66 1,63 1,81 1,73 3,44 3,14 1 2 3 4 mê czyÿni kobiety Ryc. 3. Iloraz szans znalezienia pracy dla kobiet i mężczyzn w zależności od wykształcenia Źródło: opracowanie własne. W przypadku wieku tendencja była przeciwna (ryc. 4). Wraz z wiekiem malała szansa na znalezienie pracy dla obu płci. W przedziałach wieku 25,35) i 45,55) spadek szans dla kobiet wynosił odpowiednio 37% i 59%, był nieco mniejszy niż dla mężczyzn. W przedziale wieku 35,45) spadek szans dla obu płci był zbliżony i wynosił 50% dla kobiet i 49% dla mężczyzn. Dla kobiet z grupy wieku 55,60) szansa na znalezienie pracy zmalała w stosunku do pierwszej grupy o 82% i spadek ten jest większy niż dla mężczyzn, dla których w tej samej grupie wieku wynosił 67%. W przedziale wieku 60,65) rozpatrywani są tylko mężczyźni, dla których iloraz szans na podjęcie pracy zmalał o 82%. Wiek Iloraz szans 1 0,9 0,8 0,7 0,6 0,5 0,4 0,3 0,2 0,1 0 0,57 0,67 0,51 0,50 0,35 0,41 0,33 0,18 0,18 1 2 3 4 5 mê czyÿni kobiety Ryc. 4. Iloraz szans znalezienia pracy dla kobiet i mężczyzn w zależności od wieku Źródło: opracowanie własne.

106 Iwona Markowicz, Beata Stolorz Wieloczynnikowy model proporcjonalnego hazardu Coxa umożliwia ocenę jednoczesnego wpływu wielu zmiennych na czas do wystąpienia określonego zdarzenia. Uwzględnienie w modelu również iloczynu zmiennych (interakcja) umożliwia porównanie stopnia ryzyka między poszczególnymi kategoriami jednej zmiennej przy ustalonym poziomie drugiej zmiennej. Interakcja p³ci i wykszta³cenia Iloraz szans 1,4 1,2 1 0,8 0,6 0,4 0,2 0 1,18 0,93 0,97 0,91 1 2 3 4 kobiety/mê czyÿni Ryc. 5. Iloraz szans znalezienia pracy dla kobiet w stosunku do mężczyzn dla poszczególnych grup wykształcenia Źródło: opracowanie własne. Na rycinie 5 przedstawiony jest iloraz szans na znalezienie pracy kobiet w stosunku do mężczyzn w różnych grupach wykształcenia. Można zauważyć, że jedynie zwiększenie wykształcenia przez kobiety z gimnazjalnego do zasadniczego zawodowego wpływa na ich większą konkurencyjność na rynku pracy w stosunku do mężczyzn. W pozostałych przypadkach, tj. podniesienia swojego wykształcenia do średniego ogólnokształcącego, średniego zawodowego bądź wyższego, okazywało się to bardziej korzystne dla mężczyzn niż dla kobiet. Interakcja p³ci i wieku Iloraz szans 1,2 1 0,8 0,6 0,4 0,2 0 1,10 0,93 1,07 0,48 1 2 3 4 kobiety/mê czyÿni Ryc. 6. Iloraz szans znalezienia pracy dla kobiet w stosunku do mężczyzn dla poszczególnych grup wieku Źródło: opracowanie własne.

Analiza determinant czasu poszukiwania pracy na rynku lokalnym 107 Można również dokonać analizy ilorazu szans na podjęcie pracy przez kobiety i mężczyzn w zależności od przynależności do określonej grupy wiekowej (ryc. 6). W tym przypadku przejście do starszej grupy w porównaniu z przedziałem wieku 18,25) było korzystniejsze dla kobiet w wieku: 25,35) i 45,55). Natomiast w pozostałych grupach mężczyźni mieli większe szanse na podjęcie pracy niż kobiety, przy czym w przypadku przedziału wieku 55,60) różnica ta jest największa. Brak na wykresie ostatniej grupy związany jest z wcześniejszym przechodzeniem kobiet na emeryturę. 5. Podsumowanie Na rynku pracy w Szczecinie w ostatnim kwartale 2006 r. zgłaszany był popyt na pracowników młodych i dobrze wykształconych. To właśnie takie osoby najszybciej znajdowały pracę. Wraz ze wzrostem wykształcenia prawdopodobieństwo znalezienia pracy rosło, natomiast wraz ze wzrostem wieku malało. Interesujące jest zjawisko szybszego znajdowania pracy przez kobiety w porównaniu z mężczyznami. Krzywa reprezentująca prawdopodobieństwo pozostawania bez pracy dla kobiet w populacji (czyli wśród osób zarejestrowanych w PUP) leży poniżej analogicznej krzywej dla mężczyzn, co oznacza, że to właśnie one prędzej podejmowały zatrudnienie. Może to być spowodowane większą determinacją w poszukiwaniu pracy oraz mniejszymi wymaganiami płacowymi. Ogólnie można stwierdzić, że płeć, wykształcenie i wiek miały istotny wpływ na długość okresu poszukiwania pracy przez osoby zarejestrowane w PUP w Szczecinie w ostatnim kwartale 2006 r. Podnoszenie kwalifikacji i wykształcenia silniej implikowało zwiększenie szansy na podjęcie pracy w przypadku mężczyzn niż kobiet. Natomiast biorąc pod uwagę grupy wieku, trzeba zauważyć, że kobiety były w gorszej sytuacji niż mężczyźni w przypadku przedziału wieku związanego z powrotem do pracy po okresie wychowania dzieci oraz w wieku przedemerytalnym. Lepiej niż mężczyźni na rynku pracy były postrzegane kobiety młode i liczące od 45 do 55 lat. Literatura Cox D.R., Oakes D., 1984, Analysis of Survival Data, London: Chapman and Hall. Domański C., Pruska K., 2000, Nieklasyczne metody statystyczne, Warszawa: Polskie Wydawnictwo Ekonomiczne. Frątczak E., Gach-Ciepiela U., Babiker H., 2005, Analiza historii zdarzeń. Elementy teorii, wybrane przykłady zastosowań, Warszawa: Szkoła Główna Handlowa. Frątczak E., Jóźwiak J., Paszek B., 1996, Zastosowania analizy historii zdarzeń w demografii, Warszawa: Szkoła Główna Handlowa.

108 Iwona Markowicz, Beata Stolorz Gehan E.A., 1965a, A generalized Wilcoxon test for comparing arbitrary singlecensored samples, Biometrica, nr 52, s. 203 223. Gehan E.A., 1965b, A generalized two-sample Wilcoxon test for double-censored data, Biometrica, nr 52, s. 650 653. Hosmer D.W., Lemeshow S., 1999, Applies Survival Analysis. Regression Modeling of Time to Event Data, New York: John Wiley & Sons Inc. Kaplan E.L., Meier P., 1958, Nonparametric estimation from incomplete observations, Journal of the American Statistical Association, nr 53, s. 457 481. Kleinbaum D.G., Klein M., 2005, Survival Analysis, Second Edition, New York: Springer. Lawless J.F., 1982, Statistical Models and Methods for Lifetime Data, New York: John Wiley & Sons Inc. Markowicz I., Stolorz B., 2006a, Analysis of the Survival Function of Firms, Baltic Business Development. SME Management International Degree Programmes. Faculty of Economics and Management, Szczecin: Szczecin University. Markowicz I., Stolorz B., 2006b, Wykorzystanie analizy historii zdarzeń do konstrukcji tablic żywotności firm, Wiadomości Statystyczne, nr 4. Namboodiri K., Suchindran C.M., 1987, Life Table Techniques and Their Applications, New York: Academic Press Inc. An a lys i s o f De t e r m i n a n t s o f Jo b Se a r c h Ti m e o n t h e Lo c a l Ma r k e t, Ba s e d o n t h e Ci t y o f Sz c z e c i n The purpose of the paper was to study the nature of demand for labour on the basis of the characteristics of unemployed people registered in the Local Labour Office in Szczecin that have found employment in the last quarter of 2006. In the paper, the authors studies the possibilities to use survival analysis methods for analysing the influence of gender, education and age of the unemployed person on their job search time and interactions between these variables. In the last quarter of 2006, Szczecin s labour market demanded young and well-educated employees. The women tended to find jobs faster among younger groups, men among the older age groups.