Próba weryfikacji ekonometrycznej

Weryfikacja zależności między cechami wstrząsów gospodarczych a wrażli-wością rynków pracy napotyka na dwie zasadnicze przeszkody . Po pierwsze, zakres czasowy i przestrzenny prowadzonej analizy ogranicza dostępne metody badawcze . Druga przeszkoda wynika natomiast z istnienia wielu współzależności między poszczególnymi zmiennymi . W analizach efektów szoków na rynku pracy najczęściej wykorzystuje się obecnie modele wektorowej autoregresji (VAR), a zwłaszcza funkcję reakcji na impuls, będącą postacią strukturalne-go modelu wektorowej autoregresji (SVAR) . Modele klasy VAR pozwalają

na odejście od odgórnego podziału zmiennych na objaśniane i objaśniające oraz restrykcyjnego założenia braku korelacji między badanymi zmiennymi⁵⁷ . W prowadzonych badaniach liczba obserwacji jest jednak niewystarczająca dla przeprowadzenia takiej analizy . Dlatego zdecydowano się na wykorzystanie regresji wielorakiej .

W skonstruowanym modelu zmienną objaśnianą jest współczynnik elastyczności zatrudnienia na zmiany PKB, który stanowi miarę wrażliwości/

odporności rynku pracy na spadki produkcji . Zaletą takiej konstrukcji zmien-nej objaśniazmien-nej wobec analizy powiązań dynamiki produkcji i zatrudnienia w poszczególnych kwartałach są uniknięcie problemu opóźnień oraz czytelna interpretacja . Ograniczenie wynika natomiast z relatywnie niewielkiej liczby obserwacji, przez co należy zachować ostrożność podczas wyciągania wniosków . Dane potrzebne do obliczenia tego wskaźnika były dostępne dla wszystkich państw członkowskich z wyjątkiem Rumunii, której nie brano pod uwagę w dalszych obliczeniach . Prowadzona analiza cech wstrząsu gospodarczego pozwoliła na zaproponowanie następujących zmiennych objaśniających:

■ zmiany udziału eksportu w PKB w okresie I kw . 2008–II kw . 2009 (X1) . Analiza mechanizmów dostosowawczych pozwoliła na sformułowanie hipotezy, że zewnętrzny charakter szoku popytowego, przejawiający się dużym spadkiem udziału eksportu w PKB, zwiększał odporność rynku pracy na spadki PKB;

■ spadku udziału wartości dodanej w budownictwie, obliczonego jako różnicę między największym udziałem w okresie 2003–2008, a naj-mniejszym w okresie 2008–2011 (X2) . Analiza mechanizmów dosto-sowawczych pozwoliła na sformułowanie hipotezy, że występowanie bańki spekulacyjnej na rynku nieruchomości, przejawiającej się dużym spadkiem udziału budownictwa w łącznej wartości dodanej brutto, zwiększało wrażliwość rynku pracy na spadki PKB⁵⁸;

57 Wyczerpujące informacje o tych modelach można znaleźć w pracy: E . Kusideł, Modele wektorowo-autoregresyjne VAR: metodologia i zastosowania, [w:] Dane panelowe i mo-delowanie wielowymiarowe w badaniach ekonomicznych, B . Suchecki [red .], Absolwent, 2000 .

58 W trakcie badań ilościowych przetestowano również model, w którym przy pomocy analizy zmiennych składowych skonstruowano zmienną objaśniającą odzwierciedlającą nie tylko spadek udziału budownictwa w WDB, ale również spadek cen nieruchomości w okresie kryzysu . Taka zmienna okazała się istotna, jednak zrezygnowano z prezentacji

■ relacji zadłużenia netto do dochodów przedsiębiorstw niefinansowych w 2007 roku (X3) . Im większe zadłużenie firm, tym większe powinny być spadki popytu na pracę w sytuacji ograniczenia możliwości finan-sowania zadłużenia przedsiębiorstw w okresie kryzysu . W przypadku krajów, dla których dane o zadłużeniu nie były dostępne (tj . Grecja, Bułgaria, Cypr, Malta i Luksemburg), brakujące wartości zastąpiono średnią dla pozostałych państw UE .

Analiza procesów dostosowawczych na rynku pracy pozwoliła na zapro-ponowanie trzech kolejnych zmiennych objaśniających . Są to:

■ występowanie dualnej struktury rynku pracy (X4), której miarą jest iloczyn udziału zatrudnionych na umowach czasowych w 2007 roku i sumy rocznych wahań tego udziału (wartości bezwzględne) w latach 2008–2010 . Występowanie dualnego rynku pracy (duży udział zatrud-nionych na umowach czasowych i duże wahania udziału tego segmentu w stosunku do ogólnej liczby pracujących) powinno nasilać wrażliwość rynku pracy na wstrząsy gospodarcze⁵⁹;

■ zmiana jednostkowych kosztów pracy w ciągu trzech lat poprzedzających kryzys (X5) . Dla 23 krajów, dla których dostępne były dane kwartalne, zmiana dotyczyła okresu I kw . 2005–I kw . 2008 . Dla pozostałych czte-rech państw wzięto pod uwagę zmianę w okresie 2004–2007 . Analiza mechanizmów dostosowawczych pozwoliła na sformułowanie hipotezy, że spadek tych kosztów przed kryzysem zwiększał odporność rynków pracy na spadki produkcji .

■ zmiana płac realnych (X6), wyrażona jako procentowa zmiana w okresie I kw . 2008–I kw . 2010 . Brakującą wartość dla Irlandii zastąpiono średnią dla pozostałych państw UE . Duża dynamika płac realnych powinna zwiększać wrażliwość rynku pracy .

takiej wersji modelu, gdyż jego rozbudowaniu nie towarzyszyły ani wzrost istotności tej zmiennej, ani poprawa dopasowania całego modelu .

59 W trakcie badań przetestowano również model, w którym przy pomocy analizy zmiennych składowych skonstruowano zmienną objaśniającą odzwierciedlającą zarówno opisany miernik, jak i odsetek pracowników tymczasowych uzyskujących stałe zatrudnienie w ciągu roku . Taka zmienna okazała się istotna, jednak zrezygnowano z prezentacji takiej wersji modelu, gdyż jego rozbudowaniu nie towarzyszyły ani wzrost istotności tej zmiennej, ani poprawa dopasowania całego modelu .

W ramach pierwszego etapu badań obliczono współczynniki korelacji liniowej Pearsona między poszczególnymi zmiennymi, celem wstępnej we-ryfikacji doboru zmiennych do modelu . Analiza współczynników korelacji (por . ramka 1 zamieszczona w aneksie, punkt II) pozwala na sformułowanie następujących uwag:

1) między zmiennymi X3 i X4 występuje silna korelacja dodatnia (0,84);

2) między zmiennymi X1 i X2 występuje umiarkowana ujemna korelacja (–0,44);

3) między zmienną X6 a zmienną Y nie występuje zależność korelacyjna (0,06) . Model regresji z tą zmienną charakteryzuje się gorszym dopasowaniem, a ona sama okazuje się nieistotna (por . ramka 1 w aneksie, punkt III) . Na tej podstawie zmienna X6 została usunięta z modelu .

Weryfikując dopasowanie równania regresji przeanalizowano wartości przewidywane i rzeczywiste zmiennej objaśnianej, aby uniknąć sytuacji, w której model jest nadmiernie uwarunkowany przez pojedyncze wartości znacząco różniące się (odstające) od próby (por . ramka 1 w aneksie, punkt IV) . Przypadkiem odstającym, dla którego wartości przewidywane zmiennej objaśnianej wyraźnie różniły się od rzeczywistych, okazała się Polska . W jej przypadku wskaźnik elastyczności zatrudnienia wobec zmian produktu krajowego wyniósł 2,17, jednak – ze względu na niewielkie spadki produkcji i zatrudnienia, w interpretacji otrzymanej wartości należy zachować daleko idącą ostrożność . Na tej podstawie wyłączono Polskę z dalszej analizy . Z ko-lei analiza wykresu reszt, na którym obserwacje układają się wzdłuż prostej, potwierdza spełnienie założenia o normalności reszt .

W celu dokonania optymalnego wyboru zmiennych objaśniających posłu-żono się procedurą regresji krokowej wstecznej . Zakłada ona kolejne (krokowe) usuwanie ze zbudowanego modelu tych zmiennych, które w danym kroku mają najmniej istotny wpływ na zmienną zależną, aż do uzyskania najlepszego⁶⁰ . Punktem wyjścia był model składający się z pięciu zmiennych objaśniających:

X1, X2, X3, X4 i X5 . Wprowadzając zmienne do modelu wykorzystano test F (Fishera-Snedocora), przy czym za wielkości progowe przyjęto F wprowa-dzenia równe 11 i F usunięcia równe 10 . Szczegółowe wyniki obliczeń zostały przedstawione w ramce 1 w aneksie, w punkcie V .

60 Zob . np . A . Stanisz, Przystępny kurs statystyki, t . 2, Wyd . Statsoft, Kraków 2007, s . 143–166 .

W ostatecznym modelu regresji istotne okazały się dwie zmienne obja-śniające: X2 i X4 . Otrzymano model następującej postaci:

Y = 0,231 - 0,113*X2 + 65,197*X4

Współczynnik determinacji oszacowanego modelu, informujący, jaką część zmienności Y wyjaśnia model, wynosi 77,4% . Model okazał się istotny, na co wskazuje wysoka wartość statystyki F, natomiast niska wartość statystyki p potwierdza jego dobre dopasowanie . Przeprowadzony test Durbina-Watsona potwierdził brak autokorelacji reszt . Model ten nie charakteryzuje się nad-miarowością, co potwierdzają wysokie wartości tolerancji dla X2 i X4 oraz wartości współczynników korelacji cząstkowej, opisujące „czysty” wkład tych zmiennych w wyjaśnienie zmiennej Y (por . ramka 1 w aneksie, punkt VI) .

Dokonując ekonomicznej interpretacji otrzymanych wyników można sformułować następujące uwagi . Po pierwsze, statystycznie istotny wpływ na wrażliwość rynku pracy mają: spadek udziału budownictwa w wartości dodanej brutto (X2) oraz występowanie dualnej struktury rynku pracy (X4) . Uwzględniając znaki współczynników przy X2 i X4 oraz wartości zmiennych wziętych do modelu można zatem stwierdzić, że silniejszy spadek udziału budownictwa w WDB (tj . załamanie na rynku nieruchomości) oraz występowanie dualnej struktury rynku pracy prowadziły do zwiększenia wrażliwości rynku pracy, mierzonej wartością spadków zatrudnienia względem spadków PKB .

Po drugie, brak zmiennej X3 w modelu nie oznacza, że wielkość zadłu-żenia przedsiębiorstw nie miała wpływu na wrażliwość rynku pracy . Między zmiennymi X3 i X4 występuje silna korelacja dodatnia (0,84), z powodu której w procedurze regresji krokowej wybrana została zmienna X4, silniej skorelowana ze zmienną objaśnianą Y . Na podstawie analizy mechanizmów procesów dostosowawczych należałoby wykluczyć występowanie podo-bieństwa znaczeniowego predykatorów (nadmiarowość) . Współliniowość zadłużenia firm i dualnej struktury rynku pracy może być przyczynkiem do dalszych badań nad przyczynami takiego zjawiska . Można np . rozważać hipotezę: czy ryzyko towarzyszące lewarowaniu nie skłania przedsiębiorstwa do ograniczenia ryzyka związanego z zatrudnieniem pracowników przez sto-sowanie bardziej elastycznych umów z pracownikami w miejsce zatrudnienia stałego?

Po trzecie, brak zmiennej X1 w modelu nie oznacza, że skala spadku eksportu w relacji do PKB, informująca o znaczeniu zewnętrznego szoku popytowego jako źródła recesji, nie miała wpływu na wrażliwość rynku pracy . Między zmiennymi X1 i X2 występuje umiarkowana ujemna korelacja (–0,44), z powodu której w procedurze regresji krokowej wybrana została zmienna X2, silniej skorelowana ze zmienną objaśnianą Y . Występowanie tej korelacji można uzasadnić odnosząc się do własności szoków gospodarczych . Pękniecie bańki na rynku nieruchomości skutkuje wystąpieniem silnego negatywnego impulsu popytowego . Tym samym głównym źródłem recesji jest negatywny szok popytowy o charakterze wewnętrznym, co jest sytuacją przeciwną do wstrząsu wywołanego przede wszystkim załamaniem popytu zagranicznego, skutkującego silnym spadkiem eksportu . Zatem zmienna X2 odzwierciedla nie tylko występowanie bańki, ale zawiera także informację o wewnętrznym bądź zewnętrznym charakterze wstrząsu popytowego .

Po czwarte, osiągnięcie dobrego dopasowania modelu wymagało usunięcia z niego kolejnej zmiennej – dynamiki jednostkowych kosztów pracy przed kryzysem . Wydaje się, że może to wynikać z faktu, że spadek jednostkowych kosztów pracy przed kryzysem może wynikać nie tylko ze wzrostu marż pra-codawców, ale i innych czynników, np . efektów postępu technicznego . Wydaje się więc, że aby uzyskać satysfakcjonujące wyniki pozwalające na identyfikację zależności między skłonnością pracodawców do przechowywania siły roboczej a zmianami jednostkowych kosztów pracy, należy sięgnąć do danych mikro-ekonomicznych na poziomie branży czy nawet przedsiębiorstw .

Po piąte, brak zmiany płac realnych (X6) w modelu może mieć różne przyczyny . Jedną z nich może być sygnalizowany już problem doboru właściwej zmiennej opisującej cykliczną zmienność płac . Brak istotnego wpływu płac realnych na wrażliwość rynku pracy może jednak potwierdzać, że w okresach głębokiej recesji osłabienie dynamiki płac niekoniecznie musi prowadzić do zmniejszenia spadków popytu na pracę, co jest bliskie keynesistowskim po-glądom na funkcjonowanie rynku pracy .

4. Podsumowanie

Przeprowadzona w rozdziale analiza empiryczna pozwoliła na rozpoznanie mechanizmów dostosowań na rynkach pracy państw członkowskich UE do recesji gospodarczej, identyfikację zakłóceń gospodarczych wywierających wpływ na różnice w procesach dostosowawczych, a także na ocenę możliwych przeszkód we wzroście bezrobocia równowagi .

Spadek zatrudnienia zarówno w Unii Europejskiej ogółem, jak i w więk-szości krajów członkowskich, okazał się znacznie płytszy niż można by było tego oczekiwać po głębokości recesji . Jednocześnie skutki pogorszenia sytuacji na rynku produktów dość szybko zmaterializowały się na rynkach pracy, co wskazuje na ich relatywnie wysoką elastyczność na tle doświadczeń historycz-nych . Zmiany na rynku pracy były konsekwencją wystąpienia negatywnego szoku popytowego, który wywierał niejednakowy wpływ na poszczególne rodzaje działalności gospodarczej . Największe spadki popytu na pracę od-notowano w budownictwie i przemyśle . Na utratę zatrudnienia relatywnie bardziej narażeni byli mężczyźni, osoby młode, pracownicy fizyczni oraz osoby z niskim i średnim wykształceniem . Stwierdzono również, że spadki zatrud-nienia dotyczyły w przeważającym stopniu 2 i 3 (środkowego) kwintyla płac, zwiększając polaryzację wynagrodzeń . W zdecydowanej większości krajów członkowskich początkowo główną przyczyną wzrostu bezrobocia okazało się zwiększenie liczby zwolnień . Natomiast z upływem czasu zwiększona liczba osób pozostających bez pracy wynikała zarówno z podwyższonego prawdo-podobieństwa utraty pracy, jak i zmniejszenia szans jej znalezienia .

Rynki pracy krajów członkowskich charakteryzowały się zróżnicowanymi procesami dostosowawczymi do szoku gospodarczego, przejawiającymi się dysproporcjami w zmienności różnych segmentów zatrudnienia, czasu pracy, wydajności, płac realnych czy podaży pracy⁶¹ . Główne wnioski z przeprowa-dzonej analizy można ująć następująco:

1) Charakterystyczną cechą procesów dostosowawczych w większości kra-jów członkowskich była zmiana liczby pracujących na umowach na czas określony wcześniejsza i zdecydowanie silniejsza niż osób posiadających

61 Uproszczone podsumowanie różnic w procesach dostosowawczych dla wszystkich państw członkowskich zostało zamieszczone w aneksie w formie tabelarycznej (Tab . 15) .

umowę na czas nieokreślony . W krajach o dużym odsetku pracujących na umowach czasowych wysoka elastyczność tego segmentu istotnie przyczy-niała się do wyższej wrażliwości zatrudnienia ogółem na zmiany produktu krajowego . Głębokie dysproporcje w cyklicznej zmienności obu rodzajów zatrudnienia, występujące na niektórych krajowych rynkach pracy, mogą być sygnałem wykształcenia dualnej struktury rynku pracy .

2) Dostosowania liczby osób samozatrudnionych i pracujących w niepełnym wymiarze czasu pracy z reguły łagodziły cykliczne spadki zatrudnienia ogółem .

3) W Unii Europejskiej ogółem oraz w większości krajów członkowskich wystąpiły silne procykliczne zmiany czasu pracy i wydajności, które oka-zały się istotnym mechanizmem łagodzącym spadki zatrudnienia . Takie dostosowania wynikały z powszechnego stosowania strategii przechowy-wania pracowników, jaka okazała się najbardziej popularna w przemyśle, natomiast w budownictwie miała znaczenie drugorzędne .

4) Dynamika wynagrodzeń w zdecydowanej większości krajów okazała się mało wrażliwa na obniżenie koniunktury gospodarczej . Wpływ dostoso-wań płac na popyt na pracę w warunkach dotkliwego negatywnego szoku popytowego nie jest jednak jednoznaczny .

5) Malejąca wydajność pracy przy dodatniej dynamice płac realnych prowadziła w wielu krajach do silnego wzrostu realnych jednostkowych kosztów pracy, który jednak miał charakter przejściowy i nie prowadził do ograniczenia popytu na pracę . Można natomiast zauważyć, że w krajach charakteryzu-jących się rosnącymi realnymi jednostkowymi kosztami pracy w latach poprzedzających kryzys wrażliwość zatrudnienia na spadki produkcji była relatywnie wyższa .

6) Inaczej niż podczas minionych recesji, podaż pracy w Unii Europejskiej ogółem i w większości krajów członkowskich rosła pomimo obniżenia aktywności gospodarczej, przede wszystkim w następstwie wzrostu ak-tywności zawodowych osób starszych . W rezultacie, zwiększenie liczby bezrobotnych okazało się większe od zmniejszenia liczby zatrudnionych, pogłębiając nierównowagę na rynku pracy .

Przedmiotem prowadzonej analizy były również mechanizmy prowadzące do wzrostu bezrobocia równowagi . Na podstawie analizy sektorowego zróżni-cowania dynamiki zatrudnienia, indeksu niedopasowań strukturalnych oraz przesunięć krzywej Beverdige’a można dojść do wniosku, że spadek zatrudnienia

zarówno w Unii Europejskiej ogółem, jak i w poszczególnych krajach członkow-skich, był przede wszystkim rezultatem wstrząsu ogólnej aktywności gospodar-czej, przy czym popyt na pracę w poszczególnych sektorach charakteryzował się zróżnicowaną wrażliwością na zjawiska kryzysowe . Nie ma więc dowodów na wystąpienie szoku realokacyjnego, prowadzącego do wzrostu bezrobocia strukturalnego . Istnieje jednak ryzyko wzrostu niedopasowań strukturalnych w okresie wychodzenia z kryzysu, zwłaszcza w krajach doświadczających zała-mania rynku nieruchomości o wysokim wzroście zatrudnienia w budownic-twie przypadającym na lata przed kryzysem . Warto podkreślić, że po okresie przechowywania pracowników kosztem obniżenia opłacalności produkcji do połowy 2009 roku, nastąpił dynamiczny wzrost wydajności pracy, który można interpretować jako przejaw intensyfikacji procesów restrukturyzacyjnych .

Na podstawie obserwacji zmian na rynku pracy do 2011 roku można stwierdzić, że zagrożenie wzrostem bezrobocia równowagi wskutek wystąpienia mechanizmów histerezy również nie wydaje się duże . Analiza jednostkowych kosztów pracy prowadzi do wniosku, że w większości krajów nie stwierdzono tendencji wskazujących na występowanie nadmiernej presji płacowej, natomiast w nielicznych krajach o rosnących jednostkowych kosztach pracy cykliczny wzrost bezrobocia okazał się niski . Istnieje natomiast umiarkowane ryzyko histerezy wynikającej ze strat kapitału ludzkiego wskutek długotrwałego pozostawania bez pracy, przy czym ubytek kapitału może okazać się znaczący w przypadku pracowników wymagających odpowiedniego poziomu kwali-fikacji . Istotnym zagrożeniem długookresowym mogą okazać się natomiast konsekwencje doświadczenia epizodów bezrobocia przez młodzież . W kierunku opóźnienia wzrostu zatrudnienia w okresie ożywienia gospodarczego może oddziaływać występowanie znacznych rezerw zwiększenia czasu pracy w więk-szości krajów, czy istniejące w niektórych gospodarkach rezerwy zwiększenia wydajności pracy . Ich występowanie jest jednak konsekwencją powszechnego przechowywania pracowników, jakie pozwoliło ograniczyć spadek zatrudnienia i wzrost bezrobocia, zapobiegając tym samym histerezie bezrobocia . Niejedno-znaczne konsekwencje dla funkcjonowania rynków pracy w dłuższym okresie ma natomiast upowszechnienie zatrudnienia na czas określony: z jednej strony wysoka elastyczność tych umów może zachęcać do tworzenia nowych miejsc pracy w okresie ożywienia, z drugiej – ich upowszechnienie może zmniejszać dynamikę konsumpcji i tempo akumulacji kapitału ludzkiego, co będzie miało negatywny wpływ na wzrost gospodarczy .

darczego, które miały wpływ na odporność rynku pracy na zjawiska kryzysowe . Analiza mechanizmów dostosowawczych pozwoliła na sformułowanie wniosku, że wrażliwość zatrudnienia na zmiany PKB była większa wówczas, gdy recesja była długa, towarzyszyły jej poważne zakłócenia w systemach bankowych oraz załamanie na rynku nieruchomości, a poziom zadłużenia przedsiębiorstw przed kryzysem był wysoki . Recesje wywołane przede wszystkim spadkiem popytu zagranicznego prowadziły natomiast do łagodniejszych spadków zatrudnienia . Analiza regresji potwierdziła, że negatywne wstrząsy wewnętrzne, podczas których nastąpiło załamanie na rynku nieruchomości, wywoływały silniejsze spadki zatrudnienia niż szoki wywołane załamaniem eksportu . Udokumento-wano także, że dualna struktura rynku pracy zwielokrotniła wpływ spadków produktu krajowego na zatrudnienie . Biorąc pod uwagę otrzymane wyniki, wysoce prawdopodobny wydaje się również negatywny wpływ wysokiego zadłużenia sektora przedsiębiorstw przed kryzysem na odporność rynku pracy .