5. Wpływ czynników instytucjonalnych na kształtowanie się poziomu bezrobocia –
5.3. Wykorzystanie syntetycznego indeksu regulacji rynku pracy do oceny
Jedną z głównych przyczyn zainteresowania czynnikami instytucjonalnymi oddzia-łującymi na rynek pracy jest potrzeba poddania weryfi kacji powszechnego przekona-nia, iż zróżnicowanie skali bezrobocia pomiędzy rynkami pracy w krajach anglosaskich, w szczególności w Stanach Zjednoczonych, a rynkami pracy w krajach europejskich wy-nika z przeregulowania tych ostatnich. Zgodnie z tym poglądem rynki pracy oceniane jako stosunkowo liberalne sprzyjają osiąganiu niskich wartości stóp bezrobocia w dłu-gim okresie, im bardziej zaś są uregulowane, tym niższa jest efektywność tych rynków, przejawiająca się wzrostem wartości stóp bezrobocia. Przyjęcie aprioryczne tak sformu-łowanej hipotezy, prowadzące do często zgłaszanych postulatów deregulacji rynku pracy jako skutecznej polityki obniżania bezrobocia, nie wydaje się uzasadnione. Wciąż aktu-alna jest potrzeba bliższej analizy, pozwalającej na ocenę opisywanej zależności. Pomoc-ne w sprecyzowaniu celu analizy będą dodatkowe pytania, sformułowaPomoc-ne w następują-cy sposób:
• czy w krajach, gdzie rynki pracy charakteryzują się niskim poziomem regulacji, obserwuje się niski poziom bezrobocia?
• czy niski poziom regulacji rynku pracy jest warunkiem niezbędnym do osiągnię-cia niskiego poziomu bezroboosiągnię-cia?
• czy w krajach, gdzie obserwuje się wysoki poziom regulacji rynków pracy, możliwe jest osiągnięcie niskiego poziomu bezrobocia?
Wyniki oszacowanego w podrozdziale 5.2 panelowego modelu ekonometrycznego wskazują, iż czynniki instytucjonalne mają wpływ na warunki funkcjonowania rynku pracy, jednakże wpływ ten jest silnie zróżnicowany w zależności od rodzaju rozpatry-wanej instytucji. Niektóre instytucje mogą przyczyniać się do wzrostu bezrobocia, inne mogą powodować jego spadek, w przypadku jeszcze innych nie udało się wykazać związ-ku z poziomem bezrobocia, co nie jest ostatecznym dowodem, że taki związek nie ist-nieje. Nie należy również zapominać o interakcjach występujących pomiędzy analizowa-nymi czynnikami instytucjonalanalizowa-nymi, które w rezultacie mogą determinować ostateczny stopień oddziaływania instytucji na rynek pracy, jakkolwiek jest to najtrudniejszy
ob-193
5.3. Wykorzystanie syntetycznego indeksu regulacji rynku pracy...
szar weryfi kacji empirycznej. Ustalenia empiryczne skłaniają do rozpatrywania czynni-ków instytucjonalnych raczej jako określonego systemu instytucjonalnego niż rozważa-nia wpływu pojedynczych instytucji na rynek pracy.
Ponieważ, jak już wcześniej podkreślano, bardzo często można spotkać się z utoż-samianiem pojęcia regulacji (instytucji) rynku pracy z regulacjami związanymi z ochro-ną zatrudnienia (mierzonymi wskaźnikiem EPL) lub zawężaniem rozważań jedynie do tego aspektu, instrumentem, który znacznie ułatwiłby rozszerzenie analizy rynku pracy, może być syntetyczny indeks regulacji rynku pracy, który obejmować będzie szerszy za-kres czynników niż tylko te związane z ochroną zatrudnienia57.
Wykorzystując wskaźniki przeanalizowanych czynników instytucjonalnych wpły-wających na warunki funkcjonowania rynku pracy, poniżej przedstawiono propozycję budowy syntetycznego indeksu regulacji rynku pracy (SIRRP), charakteryzującego ba-dane rynki pracy pod względem stopnia ich uregulowania oraz umożliwiającego liniowe uporządkowanie tych rynków np. w postaci rankingu.
Stworzenie propozycji nowej metody pomiaru poziomu uregulowania rynku pra-cy na podstawie czynników instytucjonalnych wymagało: wyspepra-cyfi kowania zestawu zmiennych do budowy indeksu (cech diagnostycznych), transformacji wybranych zmien-nych do ujednoliconej postaci oraz dokonania obliczeń wartości indeksu syntetycznego.
Wybrane cechy diagnostyczne powinny spełniać następujące kryteria58:
1. uniwersalność – zmienne powinny mieć uznaną powszechnie wagę i znaczenie;
2. mierzalność wskaźników – powinny być wyrażone w wartościach względnych lub bezwzględnych;
3. dostępność – powinna występować możliwość pozyskania odpowiednich da-nych;
57 Pierwszą propozycję indeksu elastyczności rynku pracy wysunęli Robert A. Lawson i Edward Bierhanzl w 2004 roku. Biorąc za punkt wyjścia informacje wykorzystywane do budo-wy indeksu Economic Freedom of the World (EFW) (Economic Freedom of the World 2000, [2000], Th e Fraser Institute, Vancouver) oraz dane pochodzące z badań ankietowych na potrzeby Global Com-petitiveness Report (GCR) (P.K. Cornelius, J.W. Mc Arthur [project leaders], [2002], Global Competi-tiveness Report: 2001–2002, Oxford University Press, New York, Oxford), uwzględnili oni w propo-nowanym indeksie elastyczności rynku pracy następujące czynniki: ubezpieczenie od bezrobocia, udział zasobów pracy objętych płacami ustalonymi w ramach scentralizowanych negocjacji zbioro-wych, krańcową stopę opodatkowania, restrykcje związane ze zwolnieniami i zatrudnianiem pra-cowników oraz wpływ płacy minimalnej. Na podstawie odpowiedzi udzielanych w ankietach GCR przez liderów biznesu w poszczególnych krajach oraz wykorzystując analizę krańcowej stopy opo-datkowania dochodów z raportu EFW, autorzy przedstawili ranking siedemdziesięciu trzech ryn-ków pracy ocenionych w skali od zera do dziesięciu, gdzie dziesięć oznacza najbardziej elastycz-ne warunki funkcjonowania rynku pracy. Dla 2000 roku ranking ten przedstawiał się następująco (uwzględniając tylko te kraje, które są przedmiotem analizy w niniejszej pracy): Stany Zjednoczo-ne – 6,6, Szwajcaria – 6,5, Wielka Brytania – 6,1, Kanada – 5,0, Nowa Zelandia – 4,9, Portugalia – 4,7, Dania – 4,4, Grecja – 4,4, Irlandia – 4,3, Norwegia – 4,2, Australia – 4,2, Hiszpania – 4,1, Au-stria – 4,1, Holandia – 3,8, Włochy – 3,5, Belgia – 3,4, Francja – 3,4, Finlandia – 3,3, Szwecja – 3,2, Niemcy – 2,7. Zob.: R.A. Lawson, E. Bierhanzl, [2004], Labor Market Flexibility: An Index Approach to Cross-Country Comparisons, „Journal of Labor Research”, vol. 25, no. 1, s. 117–125.
58 A. Zeliaś (red.), [2000], Taksonomiczna analiza przestrzennego zróżnicowania poziomu życia w Polsce w ujęciu dynamicznym, Wydawnictwo Akademii Ekonomicznej, Kraków, s. 37–38; A. Zeliaś (red.), [1991], Ekonometria przestrzenna, Państwowe Wydawnictwo Ekonomiczne, Warszawa, s. 31.
4. jakość – rozumiana jako gwarancja, że dane nie są obarczone istotnymi błędami przypadkowymi, co można zapewnić, korzystając z wiarygodnych źródeł infor-macji (warto przy tym zwrócić uwagę na porównywalność danych, kiedy wyko-rzystywane źródła informacji są różne);
5. ekonomiczność – minimalizacja kosztów zebrania danych;
6. interpretowalność – zmienne powinny być zgodne z tradycjami badawczymi i mieć jednoznacznie ustaloną interpretację.
Czynniki instytucjonalne wykorzystane w panelowych modelach ekonometrycz-nych (podrozdział 5.2)59, których dobór podyktowany był przede wszystkim względa-mi merytorycznywzględa-mi, stanowiły zestaw potencjalnych cech diagnostycznych możliwych do wykorzystania przy konstruowaniu indeksu syntetycznego. Ostatecznie jednak licz-ba zmiennych została zweryfi kowana na podstawie analizy ich statystycznych właściwo-ści, takich jak powiązania ilościowe pomiędzy poszczególnymi zmiennymi oraz ich war-tość dyskryminacyjna.
W odniesieniu do powiązań ilościowych szczególnie istotne było zbadanie poziomu korelacji pomiędzy rozważanymi zmiennymi, gdyż równoczesne wykorzystanie w indek-sie zmiennych cechujących się silnymi powiązaniami, prowadziłoby do powielania infor-macji. W tym celu obliczono współczynnik korelacji liniowej Pearsona dla wszystkich par cech. Przyjęto, że wartość graniczna współczynnika korelacji wynosić będzie 0,6, co powo-duje, iż wybrane zmienne będą co najmniej w 64% nieść własną informację, niepowieloną przez pozostałe zmienne. Wobec tego wartość graniczną współczynnika korelacji wyno-szącą 0,6 uznano za optymalną, gdyż pozwala ona na zachowanie zadawalającej pojemno-ści informacyjnej wybranych zmiennych przy stosunkowo niewielkiej utracie zmiennych z obserwacji (co jest szczególnie istotne ze względu na niewielką liczbę zmiennych).
W tabeli 5.9 przedstawiono wartości współczynników korelacji dla poszczególnych par zmiennych. Przyjęte założenie, że wartość współczynnika korelacji nie powinna prze-kraczać wartości 0,6, nie zostało spełnione w przypadku korelacji pomiędzy zmiennymi:
• ZM1 i ZM6;
• ZM 2A i ZM 2B;
• ZM 2A i ZM 6;
• ZM 2B i ZM 6;
• ZM 3 i ZM 4;
• ZM 3 i ZM 6;
• ZM 6 i ZM 7;
• ZM 6 i ZM 8;
• ZM 7 i ZM 8.
59 W panelowych modelach ekonometrycznych zostały wykorzystane następujące zmienne instytucjonalne:
• prawna ochrona zatrudnienia (ZM 1);
• klin podatkowy – osoba samotna (ZM 2A);
• klin podatkowy – małżeństwo z dwójką dzieci, jedna osoba pracująca (ZM 2B)
• stopa zastąpienia (ZM 3);
• aktywne programy rynku pracy (ZM 4);
• poziom uzwiązkowienia (ZM 5);
• zasięg układów zbiorowych (ZM 6);
• centralizacja negocjacji płacowych (ZM 7);
• koordynacja negocjacji płacowych (ZM 8).
195
5.3. Wykorzystanie syntetycznego indeksu regulacji rynku pracy...
Wobec tego konieczna stała się redukcja liczby zmiennych poprzez wykluczenie z każdej pary jednej zmiennej. W pierwszej kolejności z zestawu zmiennych wyelimino-wano zmienną ZM 6 – wskaźnik zasięgu układów zbiorowych – ze względu na opisywa-ne wcześniej zastrzeżenia co do kompletności i jakości informacji na temat tego wskaź-nika (wskaźnik ten nie spełnił kryterium 4. spośród wcześniej wyszczególnionych). Do rozważenia pozostały pary zmiennych:
• ZM 2A i ZM 2B;
• ZM 3 i ZM 4;
• ZM 7 i ZM 8.
W przypadku pary zmiennych ZM 3 (stopa zastąpienia) i ZM 4 (wskaźnik wydatków na programy aktywnej polityki rynku pracy) zdecydowano, iż wobec stosunkowo nie-wielkiego przekroczenia założonej wartości wskaźnika korelacji (o 0,02) oraz wysokiej wartości merytorycznej zmiennych, obie zmienne zostaną włączone do indeksu. Wysoka wartość korelacji pomiędzy pozostałymi zmiennymi ZM 2A i ZM 2B oraz pomiędzy ZM 7 i ZM 8 jest zgodna z oczekiwaniami oraz wcześniejszą analizą60. Rozważając wpływ po-szczególnych zmiennych na wartość merytoryczną konstruowanego indeksu, ostatecz-nie zdecydowano się na wybór zmiennych: ZM 2A (wartość klina podatkowego dla osoby samotnej) oraz ZM 8 (wskaźnik koordynacji negocjacji płacowych). Wartość klina po-datkowego dla osoby samotnej jest lepszym parametrem do budowy indeksu niż war-tość klina podatkowego dla małżeństwa z dwójką dzieci, w którym jedna osoba pracuje, gdyż w tym drugim przypadku w wartości klina uwzględniane są również bezpośred-nie transfery pieniężne, które otrzymuje pracownik (przeważbezpośred-nie w postaci zasiłków na utrzymanie dzieci). Ten sposób obliczania wartości klina powoduje: po pierwsze, możli-wość występowania wartości ujemnych61, co prowadziłoby do zniekształcenia wartości indeksu syntetycznego; po drugie, transfery pieniężne, niezwiązane bezpośrednio z po-lityką rynku pracy, nie są przedmiotem rozważań w pracy i z tego powodu nie powinny być uwzględniane w budowie indeksu. Wybór wskaźnika koordynacji negocjacji
płaco-60 Istotna korelacja pomiędzy tymi zmiennymi została uwzględniona w panelowych mode-lach ekonometrycznych w ten sposób, iż w poszczególnych wersjach modeli wykorzystywana była tylko jedna zmienna z analizowanych tutaj par.
61 Zob.: tabela 4.7.
Tab. 5.9. Macierz korelacyjna wartości zmiennych instytucjonalnych, w dwudziestu krajach OECD w latach 1990–2009
ZM 1 ZM 2A ZM 2B ZM 3 ZM 4 ZM 5 ZM 6 ZM 7 ZM 8 SUMA
ZM 1 1,00 0,53 0,58 0,54 0,24 0,07 0,72 0,53 0,49 4,70
ZM 2A 0,53 1,00 0,92 0,42 0,35 0,41 0,79 0,49 0,51 5,42
ZM 2B 0,58 0,92 1,00 0,35 0,27 0,39 0,79 0,42 0,36 5,08
ZM 3 0,54 0,42 0,35 1,00 0,62 0,34 0,68 0,53 0,54 5,02
ZM 4 0,24 0,35 0,27 0,62 1,00 0,49 0,48 0,44 0,49 4,38
ZM 5 0,07 0,41 0,39 0,34 0,49 1,00 0,43 0,49 0,39 4,01
ZM 6 0,72 0,79 0,79 0,68 0,48 0,43 1,00 0,64 0,65 6,18
ZM 7 0,53 0,49 0,42 0,53 0,44 0,49 0,64 1,00 0,86 5,40
ZM 8 0,49 0,51 0,36 0,54 0,49 0,39 0,65 0,86 1,00 5,29
SUMA 4,70 5,42 5,08 5,02 4,38 4,01 6,18 5,40 5,29
Źródło: obliczenia własne.
wych (zamiast centralizacji) został zaś podyktowany nieco silniejszym oddziaływaniem tej zmiennej na warunki funkcjonowania rynku pracy, wykazanym w badaniach empi-rycznych w podrozdziale 5.2.
Ostatecznie zbiór zmiennych włączonych do budowy syntetycznego indeksu regu-lacji rynku pracy zawiera następujące czynniki instytucjonalne:
• prawna ochrona zatrudnienia mierzona wskaźnikiem EPL (ZM 1);
• klin podatkowy obliczany dla osoby samotnej (ZM 2A);
• stopa zastąpienia (ZM 3);
• programy aktywnej polityki rynku pracy mierzone wskaźnikiem ALMP (ZM 4);
• poziom uzwiązkowienia (ZM 5);
• koordynacja negocjacji płacowych (ZM 8).
Dodatkowo, w celu oceny wartości diagnostycznych wybranych zmiennych, zba-dano ich zdolność do przeprowadzenia dyskryminacji (waloryzacji, podziału badanych obiektów). Podstawą badania zdolności dyskryminacyjnych cechy (xi) jest współczynnik zmienności Vi:
(5.2) gdzie:
Si oznacza odchylenie standardowe cechy xi; xi oznacza wartość średnią cechy;
i = 1,2,…,M jest liczbą zmiennych instytucjonalnych wykorzystanych do konstrukcji indeksu.
Zmienne diagnostyczne powinny charakteryzować się wysokim stopniem zmienno-ści, jakkolwiek progowa wartość współczynnika zmienności ustalana jest arbitralnie. Za-zwyczaj przyjmuje się, iż wartość ta powinna być wyższa od 0,162.
Tab. 5.10. Wartości współczynników zmienności dla wybranych zmiennych instytucjonalnych w dwudziestu krajach OECD w latach 1990–2009
ZM 1 ZM 2A ZM 3 ZM 4 ZM 5 ZM 8
Wartość Vi 0,50 0,24 0,39 0,75 0,56 0,41
Źródło: obliczenia własne.
Wartości obliczonych współczynników zmienności przedstawione w tabeli 5.10 po-zwalają stwierdzić, iż dla wszystkich wybranych czynników instytucjonalnych spełnio-ne jest kryterium:
Vi > 0,1.
Przy czym najniższa wartość Vi wyniosła 0,24 (dla ZM 2A), co oznacza, że wybrane zmienne diagnostyczne dobrze spełniają wymóg zdolności dyskryminacyjnej.
62 Zob. K. Kukuła, [2000], Metoda unitaryzacji zerowanej, Wydawnictwo Naukowe PWN, War-szawa, s. 49; T. Panek, [2009], Statystyczne metody wielowymiarowej analizy porównawczej, Szkoła Główna Handlowa, Ofi cyna Wydawnicza, Warszawa, s. 20.
Vi = i = 1,2,...,M,Si xi
197
5.3. Wykorzystanie syntetycznego indeksu regulacji rynku pracy...
Końcowa analiza zmiennych wybranych do budowy syntetycznego indeksu regu-lacji rynku pracy, pod kątem wcześniej przedstawionych kryteriów, jakie powinny speł-niać cechy diagnostyczne, pozwoliła stwierdzić, że wszystkie z wymienionych kryteriów zostały spełnione.
Ponieważ pomiar wybranych czynników instytucjonalnych dokonywany jest przy użyciu różnych miar i skal o różnym zakresie, dokonano transformacji zmiennych do jednolitej postaci zapewniającej wzajemną porównywalność. Do tego celu zastosowano jedną z technik przekształceń normalizacyjnych, polegającą na unitaryzacji zmiennych, przeprowadzoną według wzoru63:
(5.3) gdzie:
xi_max jest maksymalną wartością występującą w zbiorze dla i-tej zmiennej instytucjonalnej;
xi_min jest minimalną wartością występująca w zbiorze dla i-tej zmiennej instytucjonalnej;
i = 1,2,…,M jest liczbą zmiennych instytucjonalnych wykorzystanych do konstrukcji indeksu.
W wyniku zastosowanej formuły normalizacji danych otrzymano wektory, których wartości cech są zawarte w przedziale <0,1>. Normalizacja danych na podstawie techniki unitaryzacji powoduje zachowanie zróżnicowania wariancji cech, a przez to nadanie im zróżnicowanego znaczenia, co z punktu widzenia wyników dotychczasowej analizy było szczególnie istotne (zachowanie zróżnicowanego wpływu poszczególnych czynników in-stytucjonalnych na ostateczną wartość syntetycznego indeksu). Dodatkową zaletą za-stosowanej metody jest jej prostota rachunkowa oraz uniknięcie niedogodności zwią-zanych z możliwością wystąpienia wartości ujemnych64. Przy konstrukcji syntetycznego indeksu regulacji rynku pracy wszystkie zmienne zostały potraktowane jako stymulan-ty (w stymulan-tym przypadku sstymulan-tymulanstymulan-ty regulacji), niezależnie od tego, czy we wcześniejszych ustaleniach wykazano korzystny, czy niekorzystny wpływ poszczególnych zmiennych na poziom bezrobocia. Wynika to z założenia, że indeks ma służyć pomiarowi stopnia regu-lacji rynku pracy przejawiającej się interwencją w mechanizm rynkowy, tak więc nieza-leżnie od skutków tej interwencji występowanie jakiegokolwiek z rozważanych czynni-ków na rynku pracy jest przejawem regulacji tego rynku.
Przy analizowaniu możliwych konstrukcji syntetycznego indeksu regulacji rynku pracy, oprócz różnych miar wykorzystywanych do pomiaru poszczególnych instytucji, pojawił się problem zakresu skal, w jakich te pomiary są dokonywane, a w szczególno-ści chodzi o to, że w niektórych przypadkach przedział skali jest prawostronnie otwarty (górna granica skali jest nieokreślona), tak jak np. ma to miejsce w przypadku wskaźnika ALMP. Wobec tego zdecydowano, iż normalizacja nie może mieć charakteru uniwersal-nego, tzn. być przeprowadzana z przyjęciem jednakowych wartości minimalnych i mak-symalnych, dla każdego roku, w całym analizowanym okresie, dla poszczególnych czyn-ników instytucjonalnych. Przyjęto rozwiązanie, w którym indeks będzie miernikiem względnego zróżnicowania stopnia regulacji rynku pracy w danym roku, w danej
gru-63 Szerzej: A. Balicki, [2009], Statystyczna analiza wielowymiarowa i jej zastosowania społecz-no-ekonomiczne, Wydawnictwo Uniwersytetu Gdańskiego, Gdańsk, s. 38–39; K. Kukuła, [2000], s. 86–92.
64 Szerzej: K. Strzała, T. Przechlewski, [2006], s. 113; K. Kukuła, [2000], s. 81, 106–110.
x’i = i = 1,2,…,M,xi – xi_min xi_max – xi_min
pie państw. Dodatkową zaletą takiego rozwiązania jest jego uniwersalność, polegająca na tym, iż można je wykorzystać, przyjmując do analizy dowolny rok i dowolnie dobraną grupę państw, dla których dostępny jest odpowiedni zbiór danych.
Przyjmując jako podstawę cechy znormalizowane, skonstruowano miernik synte-tyczny, wykorzystując następującą formułę:
(5.4) gdzie:
W stanowi wartość syntetycznego indeksu regulacji rynku pracy;
x’i stanowi wartość zmiennej instytucjonalnej po normalizacji;
i = 1,2,…,M jest liczbą zmiennych instytucjonalnych wykorzystanych do konstrukcji indeksu.
Ponieważ wartość x’i zawiera się w przedziale <0,1>, a do obliczenia W wykorzysta-no sześć zmiennych instytucjonalnych, wartość W zawiera się w przedziale <0,6>.
Zgodnie z przyjętym założeniem, indeks ma postać względną, wobec czego musi być obliczany osobno dla każdego roku i dla każdej grupy państw wybranej do porównań.
W tabeli 5.11 przedstawiono wyniki obliczeń wartości syntetycznego indeksu regulacji rynku pracy dla wyselekcjonowanych krajów OECD w wybranych latach. Wybrano po-czątek i koniec okresu przyjętego w pracy do analizy: odpowiednio rok 1991 (dla roku 1990 dane są niekompletne) oraz rok 2009. Ponieważ rok 2009 to okres, w którym na ry-nek pracy istotnie oddziaływały czynniki związane z kryzysem światowym, dodatkowo wartość indeksu obliczono dla roku 2007, zanim odnotowano poważne symptomy kry-zysu na rynkach pracy. Ponadto obliczono wartości indeksu dla lat: 1995, 2000 i 2005.
Wyjściowym zbiorem obiektów, dla których podjęto obliczenia indeksu, było dwadzie-ścia krajów OECD, zgodnie z wcześniej dokonaną selekcją, jednakże w przypadku dwóch krajów, tj. Włoch i Grecji, pojawił się problem istotnych braków danych dla wskaźnika ALMP. Uznano, iż próba oszacowania tych danych na podstawie informacji ze źródeł in-nych niż baza OECD mogłaby spowodować zakłócenie porównywalności otrzymain-nych wyników z pozostałymi, wobec czego zrezygnowano z obliczenia wartości indeksu synte-tycznego dla tych krajów, w tych latach, w których wystąpiły braki w danych. Ostatecznie w tabeli zbiorczej 5.11 przedstawiono rankingi krajów pod względem stopnia uregulowa-nia rynków pracy dla poszczególnych lat, wraz z podaniem wartości indeksu W. Wyższe wartości indeksu W oznaczają wyższy stopień regulacji rynku pracy.
Na rysunku 5.1, na którym przedstawiono wartości syntetycznego indeksu regu-lacji rynku pracy dla wybranych krajów OECD w latach 1991 i 2009, można zaobserwo-wać kilka tendencji. Po pierwsze, wyraźnie widać, że na jednym końcu skali (tam, gdzie wartości wskaźnika są najniższe) znalazły się kraje anglosaskie, a na drugim końcu (tam, gdzie wartości wskaźnika są najwyższe) znalazły się kraje skandynawskie oraz Belgia i Holandia. Po drugie, zmiany zarówno w rankingu rynków pracy pod względem stop-nia ich regulacji, jak i w wartościach indeksów dla poszczególnych krajów w 2009 roku, w porównaniu do roku 1991, ocenić należy jako nieznaczne. Po trzecie, zauważyć moż-na pewne zmniejszenie się zróżnicowania wartości indeksu pomiędzy krajami w roku 2009 w stosunku do roku 1991. Można zatem wysunąć wniosek, iż stopień regulacji po-szczególnych rynków pracy jest stosunkowo stabilny, a zmiany w tym zakresie przebie-gają niezwykle powoli. Wnioski te potwierdza dodatkowo analiza tabeli 5.11,
wskazują-W = x’M i i = 1,2,…,M
i=1
199
5.3. Wykorzystanie syntetycznego indeksu regulacji rynku pracy...
Tab. 5.11. Wartości syntetycznego indeksu regulacji rynku pracy (W) dla wybranych krajów OECD w latach 1991, 1995, 2000, 2005, 2007, 2009 199119952000200520072009 RankingWRankingWRankingWRankingWRankingWRankingW Szwecja5,07Belgia4,48Dania4,55Dania4,40Dania4,65Belgia4,78 Belgia4,17Dania4,35Szwecja3,89Belgia4,28Norwegia4,32Dania4,50 Dania3,91Szwecja4,18Holandia3,88Norwegia4,11Belgia4,19Norwegia4,31 Holandia3,78Norwegia4,13Belgia3,78Szwecja3,97Szwecja3,83Szwecja3,96 Finlandia3,77Holandia3,80Norwegia3,43Finlandia3,80Finlandia3,56Holandia3,88 Niemcy3,61Finlandia3,56Finlandia3,32Holandia3,33Holandia3,42Finlandia3,82 Norwegia3,58Niemcy3,44Austria3,11Austria3,21Austria3,25Austria3,75 Austria2,89Austria2,97Niemcy3,07Włochy3,01Włochy3,02Włochy3,42 Portugalia2,76Irlandia2,90Portugalia3,01Hiszpania2,95Portugalia2,99Niemcy3,41 Francja2,70Francja2,69Irlandia2,77Portugalia2,95Hiszpania2,95Portugalia3,28 Irlandia2,63Portugalia2,63Francja2,67Irlandia2,93Niemcy2,86Francja3,15 Hiszpania2,58Grecja2,48Hiszpania2,49Niemcy2,88Francja2,85Hiszpania2,94 Grecja2,38Hiszpania2,32Szwajcaria1,86Francja2,83Irlandia2,85Irlandia2,37 Australia1,90Szwajcaria2,17Australia1,33Szwajcaria1,88Szwajcaria1,82Szwajcaria2,17 Szwajcaria1,67Australia1,44Nowa Zelandia0,99Nowa Zelandia1,43Nowa Zelandia1,40Nowa Zelandia1,71 Nowa Zelandia1,16Nowa Zelandia1,06Kanada0,90Wielka Brytania1,14Australia1,23Australia1,42 Wielka Brytania1,00Kanada0,96Wielka Brytania0,87Australia1,12Wielka Brytania1,00Kanada1,05 Kanada0,90Wielka Brytania0,86Stany Zjednoczone0,36Kanada0,90Kanada0,86Wielka Brytania0,99 Stany Zjednoczone0,33Stany Zjednoczone0,31Stany Zjednoczone0,36Stany Zjednoczone0,34Stany Zjednoczone0,68 Dla lat 1991, 1995, 2000 w rankingu nie uwzględniono Włoch, a dla lat 2000, 2005, 2007, 2009 Grecji, ze względu na brak danych dotyczących wskaźnika ALMP Źródło: obliczenia własne.
ca, iż zmiany pozycji w rankingu rynków pracy poszczególnych krajów w kolejnych latach są nieznaczne.
Dokonując oceny efektywności funkcjonowania rynków pracy, w zależności od stopnia ich uregulowania, przeprowadzono klasyfi kację rynków pracy poszczególnych krajów, biorąc pod uwagę: układ krajów na wykresie 5.1, rankingi przedstawione w tabe-li 5.11 oraz dodatkowe informacje wynikające z anatabe-lizy udziału poszczególnych zmien-nych diagnostyczzmien-nych w wartości indeksów, przedstawione w tabelach w załączniku 5A.
Do klasyfi kacji rynków pracy wykorzystano również koncepcje podziału krajów propo-nowane w literaturze, uwzględniające modele społeczno-ekonomiczne, w których klu-czową rolę przypisuje się modelom rynku pracy.
Przykładem klasyfi kacji często przywoływanej przez ekonomistów jest propozycja Gøsty Espinga-Andersena, który w swojej książce pt. Th e Th ree Worlds of Welfare Capita-lism zaproponował podział krajów na trzy modele, w których uwzględnił sposoby realiza-cji szeroko rozumianej polityki społecznej, obejmującej również instytucjonalne warunki funkcjonowania rynków pracy. Autor wyróżnił modele: liberalny – do niego zaliczył je anglosaskie, konserwatywny – do którego zaliczył kraje kontynentalnej Europy i kra-je śródziemnomorskie oraz socjaldemokratyczny – do którego zaliczył krakra-je nordyckie (skandynawskie) oraz Holandię65. Model liberalny opiera się przede wszystkim na ak-tywnym podtrzymywaniu rozwiązań rynkowych. Odpowiedzialność państwa za skutki występowania niesprawnosci rynkowych jest w wysokim stopniu ograniczona, promuje
65 G. Esping-Andersen, [1990], Th e Th ree Worlds of Welfare Capitalism, Princeton University Press, New Jersey, (wydanie polskie: [2010], Trzy światy kapitalistycznego państwa dobrobytu, przeł.
K.W. Frieske, Difi n, Warszawa).
Rys. 5.1. Wartości syntetycznego indeksu regulacji rynku pracy dla wybranych krajów OECD w latach 1991 i 2009
Źródło: opracowanie własne.