Analiza przestrzenno-czasowa rynku pracy osób w okresie starości ekonomicznej w Polsce w latach 1999-2005

Pełen tekst

(1)Zeszyty Naukowe nr 797. Uniwersytetu Ekonomicznego w Krakowie. 2008. Monika Papież Katedra Statystyki. Analiza przestrzenno-czasowa rynku pracy osób w okresie starości ekonomicznej w Polsce w latach 1999–2005 1. Wprowadzenie Celem artykułu jest analiza przestrzenno-czasowa rynku pracy osób w okresie starości ekonomicznej oraz zmian w strukturze świadczeniobiorców systemu emerytalno-rentowego w Polsce w latach 1999–2005 wraz z postawieniem krótkookresowych prognoz. Artykuł ten jest kontynuacją badań podjętych wcześniej przez autorkę. W artykule M. Papież [2007b] została przedstawiona analiza procesu starzenia się społeczeństwa w krajach Unii Europejskiej w latach 1998–2004 zarówno pod względem demograficznym, jak i ekonomicznym. W tym celu zbudowano miernik starości demograficznej i ekonomicznej oraz wskazano związki pomiędzy tymi dwoma rodzajami starości, a także oceniono wpływ procesu starzenia się ludności na zmiany zachodzące na rynku pracy osób w okresie starości ekonomicznej. Jednym z wniosków było stwierdzenie, że w Polsce proces starzenia się społeczeństwa wpływał na obniżenie wieku przechodzenia ze stanu aktywności zawodowej w stan bierności, w większości krajów należących obecnie do UE powodował natomiast pozytywne zmiany na rynku pracy: wzrastał wiek przechodzenia z aktywności zawodowej do stanu bierności1. 1. Por. [Papież 2007a]..

(2) 52. Monika Papież. 2. Otwarta metoda koordynacji w dziedzinie emerytur Tradycje i uwarunkowania historyczne oraz kulturowe powodują, że systemy emerytalne w UE są dość zróżnicowane. Dotyczy to zasad organizacji i funkcjonowania systemu zabezpieczenia emerytalnego. Z powodu tej różnorodności konieczne było wprowadzenie pewnych uregulowań w krajach UE w kwestii zabezpieczenia emerytalnego osób przemieszczających się w wyniku poszukiwania pracy, tak aby każde państwo mogło regulować kwestie związane z systemem emerytalnym, ale w razie problemów wykraczających poza zasięg poszczególnych krajów istniały regulacje Wspólnoty. W grudniu 2001 r. w Laeken został przyjęty przez Radę Europejską wspólny raport o zastosowaniu otwartej metody koordynacji w dziedzinie emerytur. Przedstawiono w nim 11 celów, a wśród nich zostały zawarte takie, które dotyczą powiązania systemów emerytalnych z polityką związaną z rynkiem pracy2: – osiągnięcie wysokiego poziomu zatrudnienia przez rozległe reformy rynku pracy przewidziane w europejskiej strategii zatrudnieniowej i w zgodzie z zasadami polityki gospodarczej; – zagwarantowanie, że obok polityki rynku pracy i polityki gospodarczej wszystkie działy zabezpieczenia społecznego, w tym systemy emerytalne, zapewnią skuteczną motywację do utrzymywania aktywności zawodowej starszych pracowników – pracownicy nie będą zachęcani do korzystania z wcześniejszych emerytur ani nie będą karani za pozostawanie na rynku pracy po osiągnięciu normalnego wieku emerytalnego – oraz że systemy emerytalne ułatwią stopniowe przechodzenie na emeryturę; – zapewnienie, by systemy emerytalne były zgodne z wymogami elastyczności i bezpieczeństwa na rynku pracy, by uprawnienia emerytalne ludzi nie były ograniczane wskutek mobilności na rynku pracy oraz nietypowych form zatrudnienia oraz by praca na własny rachunek nie była hamowana przez systemy emerytalne. Projekt Krajowej strategii emerytalnej w Polsce został przygotowany w Ministerstwie Polityki Społecznej i w lipcu 2005 r. przekazany Komisji Europejskiej3.. 2 Council of the European Union, Joint report of the Social Protection Committee and the Economic Policy Committee on objectives and working methods in the area of pensions: applying the open method of coordination (10672/01 ECOFIN 198 SOC 272) z 23 listopada 2001 r.. 3 Krajowa strategia emerytalna jest dokumentem określającym zmiany systemu emerytalnego do 2050 r. Zostanie on przedstawiony przez polski rząd Komisji Europejskiej, która oceni, w jaki sposób nasz kraj realizuje cele zawarte w otwartej metodzie koordynacji w dziedzinie zabezpieczenia społecznego..

(3) Analiza przestrzenno-czasowa…. 53. 3. Struktura grupy świadczeniobiorców systemu emerytalno-rentowego w latach 1990–2005 W celu analizy dynamiki zmian w grupie świadczeniobiorców systemu emerytalno-rentowego obliczono przyrosty względne o podstawie stałej dla następujących okresów: 1990–1999 (obejmującego zmiany przed wprowadzeniem reformy systemu emerytalno-rentowego), 1999–2005 (zmiany po wprowadzeniu reformy), 1990–2005 (zmiany w całym analizowanym okresie; por. tabela 1). W latach 1990–2005 nastąpił około 30% wzrost liczby świadczeniobiorców, utrzymał się on jednak tylko do 1999 r., a po wprowadzeniu reformy systemu emerytalno-rentowego można było zaobserwować niewielki spadek ogólnej liczby emerytów i rencistów o około 3%. Na zwiększającą się liczbę świadczeniobiorców w latach 1990–2005 miała wpływ przede wszystkim wzrastająca liczba emerytów (w 2005 r. wzrost o 77,1% w stosunku do 1990 r. oraz o 18% w stosunku do 1999 r.) oraz liczba osób, którym przyznano renty rodzinne (w 2005 r. wzrost o 32,2% w stosunku do 1990 r. oraz o 7,2% w stosunku do 1999 r.), a także w mniejszym stopniu świadczeniobiorcy systemu rolniczego. W 2005 r. w stosunku do 1990 r. liczba rolników indywidualnych pobierających świadczenia z KRUS wzrosła o 6,2%, w stosunku do 1999 r. liczba ta jednak zmalała o 14,7%. W okresie 1990–2005 liczba osób pobierających renty z tytułu niezdolności do pracy zmalała natomiast w Polsce o 7,9%, przy czym należy zauważyć, że spadek nastąpił dopiero po wprowadzeniu reformy systemu emerytalno-rentowego. W 1999 r. w stosunku do 1990 r. odnotowano wzrost liczby osób pobierających renty z tytułu niezdolności do pracy o 25,3%, a dopiero w latach 1999–2005 liczba ta zmalała o 26,5%. Tabela 1. Przyrosty względne przeciętnej miesięcznej liczby świadczeniobiorców w latach 1990–1999, 1999–2005, 1990–2005 dla Polski i w latach 1999–2005 dla poszczególnych województw. Obszar. Polska (1990–2005) (PL). Polska (1990–1999) (PL) Polska (1999–2005) (PL). Zmiana Zmiana Zmiana Zmiana liczby rent Zmiana liczby liczby liczby z tytułu nie- liczby rent świademerytów emerytów zdolności do rodzinnych czeniobiorspoza i rencistów pracy spoza spoza KRUS ców KRUS (w %) KRUS (w %) w KRUS (w %) (w %) (w %) 29,1. 33,1. –3,0. 77,1. 50,1 18,0. –7,9. 32,2. –26,5. 7,2. 25,3. 23,3. 6,2. 24,5. –14,7. Zmiana liczby rencistów niezdolnych do pracy w stosunku do liczby emerytów (w %) –48,0. –16,5 –37,7.

(4) Monika Papież. 54. cd. tabeli 1. Obszar. Zmiana Zmiana Zmiana Zmiana liczby rent Zmiana liczby liczby liczby z tytułu nie- liczby rent świademerytów emerytów zdolności do rodzinnych czeniobiorspoza i rencistów pracy spoza spoza KRUS ców KRUS (w %) KRUS (w %) w KRUS (w %) (w %) (w %). Dolnośląskie (DO). –4,0. Lubelskie (LL). –9,5. Kujawsko-pomorskie (KP) Lubuskie (LS) Łódzkie (LO). Małopolskie (ML). Mazowieckie (MZ). –3,4. –8,1. –4,5 –7,1. 16,7. 18,6. –26,1. 26,0. –31,6. 22,5 9,5. –5,2. 17,3. Podlaskie (PD). –21,4. –13,1. 2,7. Pomorskie (PM). Śląskie (SL). Świętokrzyskie (SW). Warmińsko-mazurskie (WM) Wielkopolskie (WK). Zachodniopomorskie (ZP). 8,4. –21,9. –45,8. –15,1. –49,9. 6,3. –23,1. 5,4. –27,2. 13,8. –24,1. –39,4. –12,3. –25,9. 11,6. –1,8. –19,4. 4,6. 2,0. –34,3. –2,6. 8,7. –30,7. 31,0. Opolskie (OP). Podkarpackie (PK). –29,3. Zmiana liczby rencistów niezdolnych do pracy w stosunku do liczby emerytów (w %). 6,6 5,7. 6,1. –13,5. –14,1. –13,9. –14,3 –17,3. –32,3 –32,4 –34,7. –35,3. –49,0. –24,3. 21,8. –24,3. 8,4. –20,9 –17,4. –37,2. 18,3. 56,1. –12,1. 37,2. 0,5. –43,7. –5,3. 18,4. –25,7. 4,4. –13,3. –37,3. –1,9. –5,9. 2,1. 19,3 17,1. 20,8. –22,4 –26,4. –17,6. 5,1. 5,4. 11,1. –11,4. –37,7. –43,4. –23,9. –16,9. –41,4. –35,0. –37,8. –31,7. Źródło: obliczenia własne na podstawie danych z: Banku Danych Regionalnych, www.stat.gov.pl, 1999–2005; Małego Rocznika Statystycznego, 1990–2005.. W latach 1999–2005 tylko w województwie warmińsko-mazurskim, śląskim i zachodniopomorskim nastąpił wzrost liczby świadczeniobiorców. Na spadek tej wartości w większości województw miała wpływ zmniejszająca się liczba osób, którym przyznano renty z tytułu niezdolności do pracy, oraz mniejsza liczba świadczeń pobieranych w ramach KRUS. We wszystkich województwach oprócz podlaskiego nastąpił natomiast wzrost liczby osób pobierających emerytury oraz renty rodzinne (por. tabela 1)..

(5) Analiza przestrzenno-czasowa…. 55. 100 90. KRUS – rolnicy indywidualni. 70. Renty rodzinne – spoza KRUS. 80 60 50. Renty z tytułu niezdolności do pracy – spoza KRUS. 40 30 20 10 0. Emerytury – spoza KRUS 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004. Rys. 1. Struktura świadczeniobiorców systemu emerytalno-rentowego w Polsce w latach 1990–2005. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z Banku Danych Regionalnych, www.stat.gov.pl, 1999–2005.. Prawoskrętnie: Odsetek emerytów Odsetek rent z tytułu niezdolności do pracy Odsetek rent rodzinnych Odsetek świadczeniobiorców KRUS. Rys. 2. Struktura świadczeniobiorców systemu emerytalno-rentowego w Polsce w 2005 r. w przekroju województw. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z Banku Danych Regionalnych, www.stat.gov.pl, 1999–2005.. W latach 1990–2005 struktura przyznawanych świadczeń uległa dość znacznej zmianie – wzrosła liczba emerytów, a zmalała rencistów (por. rys. 1). Należy zazna-.

(6) Monika Papież. 56. czyć, że od 1990 r. problemem polskiego systemu ubezpieczeń była duża liczba rencistów (por. [Czepulis-Rutkowska 1997]). Mimo że w latach 90. poprawiły się wskaźniki zdrowotności polskiego społeczeństwa, to jednak nie przekładały się one na zmniejszenie liczby osób, które korzystały z rent inwalidzkich i zasiłków chorobowych. W 1990 r. na 100 emerytów przypadało 92,9 osób pobierających renty inwalidzkie, ale w kolejnych latach do 1999 r. proporcja ta zmniejszyła się do 77,6 rencistów na 100 emerytów. W 1999 r. zaczął się gwałtowny spadek liczby osób pobierających renty z tytułu niezdolności do pracy w stosunku do emerytów (48,3 osób na 100 emerytów w 2005 r.). Na początku okresu transformacji wysoka liczba rencistów była spowodowana trudną sytuacją na rynku pracy oraz liberalnymi zasadami orzecznictwa inwalidzkiego. W obawie przed bezrobociem część osób występowała o rentę, aby zapewnić sobie stały zasiłek na wypadek utraty pracy. Ponieważ przepisy były niekonsekwentne, warunkiem wystarczającym do stwierdzenia inwalidztwa uprawniającego do renty było czasem ograniczenie sprawności organizmu, nawet jeżeli nie uniemożliwiało ono wykonywania zawodu. Zmiany sposobu przyznawania rent i ograniczenia w tym zakresie wprowadziła ustawa z 28 czerwca 1996 r. Miała ona znacznie ograniczyć liczbę osób pobierających rentę. Przyjęcie nowej definicji niezdolności do pracy zarobkowej miało na celu uwolnienie systemu ubezpieczeń społecznych od konieczności przyznawania świadczeń ze względów socjalnych na podstawie stwierdzonego inwalidztwa biologicznego4. Chodziło przede wszystkim o reorganizację systemu tak, aby renty otrzymywali tylko ci ubezpieczeni, którzy rzeczywiście utracili zdolność do pracy i którym renta powinna zastąpić utracone zarobki. Celem nadrzędnym stało się przekształcenie dotychczasowego systemu rentowego w rzeczywiste ubezpieczenie ryzyka utraty zdolności do pracy zarobkowej. Renta inwalidzka została zastąpiona przez rentę z tytułu niezdolności do pracy, przy czym wyróżniono dwa rodzaje świadczeń: stałe, przyznawane osobom o trwałej niezdolności do pracy, oraz okresowe, dla osób o przejściowej niezdolności do pracy. Konsekwencją wprowadzonej ustawy i przepisów było dość szybkie zmniejszanie się liczby osób pobierających renty z tytułu niezdolności do pracy w stosunku do liczby emerytów w Polsce w latach 1999–2005 o 37,7%. 4. Zmienne charakteryzujące rynek pracy osób w okresie starości ekonomicznej W celu sprawdzenia, jak w Polsce jest realizowany postulat dotyczący tworzenia warunków sprzyjających aktywności zawodowej starszych pracowników, przeanalizowano wpływ procesu starzenia się ludności na zmiany zachodzące na rynku pracy związane z okresem starości ekonomicznej. Analizę przeprowadzono w latach 1999–2005 w Polsce z uwzględnieniem podziału na województwa. Wybrano zbiór 4. DzURP 1996 r., nr 100, poz. 461..

(7) Analiza przestrzenno-czasowa…. 57. zmiennych diagnostycznych5, który został wykorzystany do utworzenia miernika starości ekonomicznej. Jako moment rozpoczęcia starości ekonomicznej można przyjąć rzeczywisty wiek przejścia na emeryturę lub rentę, czyli moment zakończenia okresu czynnej działalności zawodowej, wymuszony przez warunki ekonomiczne. Przyjęto, że społeczeństwo jest tym ekonomicznie starsze, im więcej osób jest nieaktywnych zawodowo z różnych przyczyn po ukończeniu 55 lat i im wcześniejszy jest wiek zakończenia okresu aktywności zawodowej. Po przeprowadzeniu analizy merytorycznej jako finalny zbiór zmiennych użyty do określenia miernika starości ekonomicznej przyjęto6: W1 – wskaźnik zatrudnienia osób w wieku 55–64 lat, W2 – stosunek przeciętnej liczby emerytów i rencistów do liczby ludności w wieku 55 lat i starszych osób, W3 – systemową stopę obciążenia, czyli stosunek przeciętnej liczby emerytów i rencistów do liczby osób pracujących7, W4 – stosunek liczby osób w wieku produkcyjnym do osób pracujących, W5 – stosunek przeciętnej liczby emerytów i rencistów do liczby osób nieaktywnych zawodowo w wieku 55 lat i starszych. Na miernik starości ekonomicznej wpływa m.in. wskaźnik zatrudnienia osób w wieku 55–64 lat. Średnie tempo zmian wskazuje, że w latach 1999–2005 (z wyjątkiem województwa warmińsko-mazurskiego i opolskiego) z roku na rok malała liczba pracujących w wieku 55–64 lat w stosunku do liczby wszystkich osób w tym wieku. W 1999 r. średnio 32,2% ludności w wieku 55–64 lat stanowiły osoby pracujące, a w 2005 r. – już tylko 26,4%. Największy spadek liczby pracujących w tym wieku nastąpił w województwach: podlaskim, podkarpackim, świętokrzyskim i mazowieckim (por. rys. 3a). Do grupy województw, w których wskaźnik zatrudnienia w 2005 r. był wyższy od średniej wartości dla Polski, należą: podlaskie, lubelskie, podkarpackie, mazowieckie, świętokrzyskie oraz małopolskie (por. rys. 3b). Kolejną wartością opisującą sytuację na rynku pracy osób w okresie starości ekonomicznej jest przeciętna liczba emerytów i rencistów w stosunku do osób w wieku 55 lat i starszych. Wskazuje, jaki jest faktyczny wiek osób uzyskujących świadczenia emerytalno-rentowe. W latach 1990–1999 liczba osób pobierających świadczenia, mających 55 lat lub więcej, z roku na rok wzrastała. W 1999 r. na 100 osób w wieku 55 lat lub starszych przypadało prawie 118 osób pobierających świadczenia emerytalno-rentowe (ustawowy wiek przejścia na emeryturę wynosi 60 lat dla kobiet i 65 lat dla mężczyzn). Dopiero od 1999 r. można obserwować 5 Szczegóły wyboru zmiennych diagnostycznych zaprezentowano w pracy [Taksonomiczna analiza… 2000]. 6. Szerszy zbiór zmiennych został przedstawiony w pracach [Papież 2006, 2007b].. Systemową stopę obciążenia (ang. system dependency ratio) definiuje się jako stosunek przeciętnej liczby emerytów i rencistów do liczby osób ubezpieczonych. Ponieważ dane dotyczące liczby ubezpieczonych można uzyskać tylko dla Polski, liczbę ubezpieczonych zastąpiono liczbą pracujących. 7.

(8) Monika Papież. 58. zmniejszanie się proporcji między świadczeniobiorcami i osobami w wieku 55 lat lub starszymi. Do 2005 r. wartość ta zmalała do 1,01. 2005 r. 0,48 0,44 0,40 0,36. LL. ML. 0,32 0,28. OP. 0,24. WM. 0,20. SL. SW. MZ PD. PK. PL WK LS PM LO ZP KP DO. 0,16 1999 r. 0,16 0,20 0,24 0,28 0,32 0,36 0,40 0,44 0,48. Rys. 3a. Porównanie przeciętnej liczby osób pracujących w wieku 55–64 lat do liczby osób w wieku 55–64 lat w 1999 i 2005 r.. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z Banku Danych Regionalnych, www.stat.gov.pl, 1999–2005.. pomorskie zachodniopomorskie. lubuskie. warmińsko-mazurskie podlaskie. kujawsko-pomorskie mazowieckie. wielkopolskie łódzkie. lubelskie. dolnośląskie opolskie. śląskie. świętokrzyskie małopolskie. podkarpackie. Uwaga: wartości powyżej średniej dla Polski zostały zaznaczone ciemnym kolorem.. Rys. 3b. Przeciętna liczba osób pracujących w wieku 55–64 lat w stosunku do osób w wieku 55–64 lat w 2005 r.. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z Banku Danych Regionalnych, www.stat.gov.pl, 1999–2005..

(9) Analiza przestrzenno-czasowa…. 59. Na niski wiek emerytalny miały również wpływ przepisy dotyczące przechodzenia na wcześniejszą emeryturę przyznawaną z powodu trudnej sytuacji na rynku pracy. W ten sposób część potencjalnie bezrobotnych stała się w latach 1990–1999 świadczeniobiorcami systemu ubezpieczeń społecznych. Udział świadczeniobiorców w grupie osób w wieku 55 lat i starszych wskazuje na zależności między funkcjonowaniem systemu emerytalnego a rynkiem pracy. System emerytalny był wykorzystywany do łagodzenia skutków bezrobocia. Działanie to było jednak prowizoryczne, ponieważ liczba osób starszych w zakładach pracy, owszem, zmniejszyła się, ale pracodawcy na te wolne miejsca nie przyjmowali nowych pracowników. Wzrost liczby świadczeniobiorców pociągał również za sobą konieczność zwiększenia składek. To z kolei spowodowało wzrost pozapłacowych kosztów pracy i niechęć pracodawców do zatrudniania nowych pracowników. Malała więc liczba ubezpieczonych, a tym samym pula zarobków, od których były płacone składki. Poza ograniczeniem liczby zatrudnionych pracodawcy, aby zmniejszyć pozapłacowe koszty pracy, mogli zatrudniać pracowników nielegalnie lub stosować takie formy zatrudnienia, które nie wiązały się z koniecznością płacenia składek na ubezpieczenie społeczne. Na zmniejszenie się aktywności zawodowej osób starszych miał także wpływ brak czynnika nagradzającego za dłuższy staż pracy i stosunkowo wysoka stopa zastąpienia8. Również regulacje prawne umożliwiające osobom na wcześniejszej emeryturze i rencie dalsze zarobkowanie sprawiły, że dużo osób korzystało z tej formy świadczeń. Z jednej strony powodowało to wzrost dochodów i poprawę sytuacji materialnej, a z drugiej strony w niepewnej sytuacji na rynku pracy zapewniało stały dochód. W efekcie malała jednak liczba ubezpieczonych, a rosła liczba świadczeniobiorców, co spowodowało, że system stał się niewypłacalny (por. [Czepulis-Rutkowska 1997]). Wartości dla Polski i poszczególnych województw w 1999 r. wskazują, że tylko dla województwa opolskiego i warmińsko-mazurskiego wskaźnik był niższy od 1. Oznacza to, że tylko w tych województwach liczba emerytów i rencistów była niższa od liczby osób w wieku 55 lat i starszych. W 2005 r. natomiast już w dziewięciu województwach wartości wskaźnika były niższe od 1 (por. rys. 4a). Średnie tempo zmian tego wskaźnika pokazuje, że w latach 1999–2005 prawie we wszystkich województwach (oprócz warmińsko-mazurskiego) coraz mniej osób otrzymywało świadczenia. Było to zapewne spowodowane zaostrzeniem przepisów związanych z uzyskaniem świadczeń rentowych9. Nawet jeżeli do potencjalnych świadczeniobiorców zaliczyć osoby, które uzyskały prawo do zasiłku lub świadczenia przedemerytalnego, to nadal wartość średniego tempa zmian jest ujemna. 8 9. Stopa zastąpienia wyraża stosunek wielkości emerytury do wielkości wynagrodzenia. Ustawa z 28 czerwca 1996 r. reguluje przepisy dotyczące przyznawania rent..

(10) Monika Papież. 60. Do grupy województw, w których udział świadczeniobiorców wśród osób w wieku 55 lat i starszych był wyższy niż dla Polski, należą: lubelskie, podlaskie, lubuskie i wielkopolskie (por. rys. 4b). 2005 r. 1,35 1,30 1,25 1,20 1,15 1,10 1,05. W WM. 1,00 0,95 0,90. O OP. MZ. LL PK W PL ML WK L SL W KP LO SW P P ZP DO O. LS PD. P PM. 1999 r. 0,85 0,85 0,90 0,95 1,00 1,05 1,10 1,15 1,20 1,25 1,30 1,35. Rys. 4a. Porównanie przeciętnej liczby emerytów i rencistów do liczby osób w wieku 55 lat i starszych w 1999 i 2005 r.. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z Banku Danych Regionalnych, www.stat.gov.pl, 1999–2005.. pomorskie zachodniopomorskie. lubuskie. warmińsko-mazurskie. kujawsko-pomorskie. podlaskie mazowieckie. wielkopolskie łódzkie. lubelskie. dolnośląskie opolskie. śląskie. świętokrzyskie małopolskie. podkarpackie. Uwaga: wartości powyżej średniej dla Polski zostały zaznaczone ciemnym kolorem.. Rys. 4b. Przeciętna liczba emerytów i rencistów w stosunku do osób w wieku 55 lat i starszych w 2005 r.. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z Banku Danych Regionalnych, www.stat.gov.pl, 1999–2005..

(11) Analiza przestrzenno-czasowa…. 61. 2005 r. 0,75 0,70 0,65 0,60. SL. ZP WM MZ. OP. DO PL PK PM M P KP SW K WK ML LO. P PD LL LS. 0,55 0,50 0,50. 0,55. 0,60. 0,65. 0,70. 0,75. 1999 r.. Rys. 5a. Porównanie przeciętnej liczby emerytów i rencistów do liczby osób pracujących w 1999 i 2005 r. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z Banku Danych Regionalnych, www.stat.gov.pl, 1999–2005.. pomorskie zachodniopomorskie. lubuskie. warmińsko-mazurskie. kujawsko-pomorskie. podlaskie mazowieckie. wielkopolskie łódzkie. lubelskie. dolnośląskie opolskie. śląskie. świętokrzyskie małopolskie. podkarpackie. Uwaga: wartości powyżej średniej dla Polski zostały zaznaczone ciemnym kolorem.. Rys. 5b. Przeciętna liczba emerytów i rencistów w stosunku do osób pracujących w 2005 r. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z Banku Danych Regionalnych, www.stat.gov.pl, 1999–2005.. Kolejnym miernikiem opisującym stopień starości ekonomicznej jest stosunek liczby świadczeniobiorców do osób pracujących, a więc płacących składki emery-.

(12) Monika Papież. 62. talno-rentowe. Systemowa stopa obciążenia w latach 1990–2005 wzrastała z roku na rok średnio o około 1,3 punktu procentowego. W 1990 r. wynosiła 43,6%, a w 2005 r. około 65%. Oznacza to, że w 1990 r. na jednego świadczeniobiorcę przypadało 2,29 osoby pracującej, a w 2005 r. już tylko 1,54. Należy jednak zauważyć, że największy wzrost stopy obciążenia nastąpił w pierwszych latach transformacji, a od 1997 r. stabilizowała się wartość wskaźnika na poziomie około 65%. W latach 1999–2005 w prawie 2/3 województw średnie tempo zmian było dodatnie, z roku na rok wzrastała zatem liczba świadczeniobiorców w stosunku do osób pracujących. Można przypuszczać, że wzrost wskaźnika był spowodowany spadkiem liczby osób pracujących (por. rys. 5a). Grupę województw, w których w 2005 r. wartość wskaźnika była wyższa od średniej dla Polski, stanowią: zachodniopomorskie, dolnośląskie, śląskie oraz podkarpackie (por. rys. 5b). Wskaźnikiem wpływającym na miernik starości ekonomicznej jest również relacja pomiędzy liczbą osób w wieku produkcyjnym a liczbą osób pracujących. Jest to wskaźnik związany z systemową stopą obciążenia. Na początku okresu transformacji na jedną osobę pracującą przypadało 1,51 osoby w wieku produkcyjnym, a w 2005 r. – 1,73. Niekorzystna zmiana tego wskaźnika, spowodowana w głównej mierze zmniejszeniem się liczby osób pracujących, była również wynikiem wzrostu bezrobocia oraz rozszerzenia się szarej strefy na rynku pracy. 2005 r.. 2,1. 1,7. PD. PK. MZ. ML WK. 1,4. WM SL. KP PL LS. SW. 1,6 1,5. OP. DO. 1,9 1,8. PM. ZP. 2,2. LL. LO. 1,4. 1,5. 1,6. 1,7. 1,8. 1,9. 2,0. 2,1. 1999 r.. Rys. 6a. Porównanie liczby osób w wieku produkcyjnym do liczby pracujących w 1999 i 2005 r.. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z Banku Danych Regionalnych, www.stat.gov.pl, 1999–2005.. Średnie tempo zmian w latach 1999–2005 wskazuje, że we wszystkich województwach oprócz lubuskiego z roku na roku wzrastała liczba osób w wieku.

(13) Analiza przestrzenno-czasowa…. 63. produkcyjnym w stosunku do pracujących (por. rys. 6a). W 1999 r. w Polsce na 100 osób w wieku produkcyjnym pracowały 64 osoby, a w 2005 r. – tylko 58 osób. Najniższy odsetek pracujących w 2005 r. był w województwach: pomorskim, zachodniopomorskim, opolskim, warmińsko-mazurskim i dolnośląskim (por. rys. 6b). Poziom starości ekonomicznej opisuje także odsetek świadczeniobiorców wśród osób nieaktywnych zawodowo w wieku 55 lat i starszych. Należy zauważyć, że w okresie 1999–2005 we wszystkich województwach wartość miernika wynosiła więcej niż 1, co oznacza, że liczba świadczeniobiorców przewyższała liczbę osób niepracujących w wieku 55 lat i starszych. Średnie tempo zmian w latach 1999–2005 wskazuje, że we wszystkich województwach oprócz warmińsko-mazurskiego z roku na roku malał odsetek świadczeniobiorców wśród osób nieaktywnych zawodowo w wieku 55 lat i starszych (por. rys. 7a). W 1999 r. w Polsce na 100 osób niepracujących w wieku 55 lat i starszych świadczeniobiorcami było 148 osób, a w 2005 r. – 121 osób. Do grupy województw, w których odsetek świadczeniobiorców był w 2005 r. wyższy niż średnia dla Polski, należą: podkarpackie, małopolskie, lubelskie i świętokrzyskie (por. rys. 7b).. pomorskie zachodniopomorskie. lubuskie. warmińsko-mazurskie podlaskie. kujawsko-pomorskie mazowieckie. wielkopolskie łódzkie. lubelskie. dolnośląskie opolskie. śląskie. świętokrzyskie małopolskie. podkarpackie. Uwaga: wartości powyżej średniej dla Polski zostały zaznaczone ciemnym kolorem.. Rys. 6b. Liczba osób w wieku produkcyjnym w stosunku do liczby pracujących w 2005 r. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z Banku Danych Regionalnych, www.stat.gov.pl, 1999–2005..

(14) Monika Papież. 64. 2005 r. 1,9 1,8 1,7 1,6 1,5 1,4 1,3 1,2. WM W. 1,1 1,0 1,0. O OP. 1,1. SL. 1,2. LL PK M ML P SW LS S. PL KP P LO WK W DO ZP Z Z MZ PM. 1,3. 1,4. 1,5. 1,6. 1,7. PD. 1,8. 1,9. 1999 r.. Rys. 7a. Porównanie przeciętnej liczby emerytów i rencistów do liczby osób nieaktywnych zawodowo w wieku 55 lat i starszych w 1999 i 2005 r.. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z Banku Danych Regionalnych, www.stat.gov.pl, 1999–2005.. pomorskie zachodniopomorskie. lubuskie. warmińsko-mazurskie podlaskie. kujawsko-pomorskie mazowieckie. wielkopolskie łódzkie. dolnośląskie opolskie. lubelskie. świętokrzyskie śląskie małopolskie. podkarpackie. Uwaga: wartości powyżej średniej dla Polski zostały zaznaczone ciemnym kolorem.. Rys. 7b. Przeciętna liczba emerytów i rencistów w stosunku do liczby osób nieaktywnych zawodowo w wieku 55 lat i starszych w 2005 r.. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z Banku Danych Regionalnych, www.stat.gov.pl, 1999–2005..

(15) Analiza przestrzenno-czasowa…. 65. 5. Określenie miernika poziomu starości ekonomicznej Na podstawie przeprowadzonej analizy przyjęto zmienne {W2, W3, W4, W5} jako stymulanty, a zmienną {W1} jako destymulantę. Następnie przekształcono destymulantę w stymulantę10 i w celu uzyskania porównywalności zmiennych diagnostycznych dokonano normalizacji przekształceniem ilorazowym, w którym za punkt odniesienia przyjęto średnią wartość dla Polski w 1999 r. (tzw. stały wzorzec)11. Wzorzec ten pozwolił na porównywanie zachodzących zmian w stosunku do tego, co miało miejsce w „średnim” województwie w 1999 r., czyli na początku okresu badawczego. Wyniki wskazują dynamikę zmian poziomu starości ekonomicznej w województwach w stosunku do średniej wartości z momentu rozpoczęcia badania. Ze znormalizowanych wartości zmiennych {W1, W2, W3, W4, W5} obliczono zmienną syntetyczną Wt – miernik starości ekonomicznej – jako średnią arytmetyczną. W tabeli 2 przedstawiono wartości miernika starości ekonomicznej w 1999, 2002 i 2005 r. wraz z uporządkowaniem województw w wybranych latach oraz zaprezentowano wartości średniego tempa zmian w latach 1999–2005. Tabela 2. Wartości miernika starości ekonomicznej w 1999, 2002 oraz 2005 r. wraz z uporządkowaniem województw w wybranych latach oraz wartości średniego tempa zmian w latach 1999–2005 Obszar Polska (PL). Dolnośląskie (DO). Kujawsko-pomorskie (KP) Lubelskie (LL) Lubuskie (LS) Łódzkie (LO). 1999 wartość 1,000. pozycja. wartość. pozycja. 1,052. ×. 1,009. × 2. 0,0108. 1,017. 5. 1,050. 6. 1,031. 6. 0,0023. 0,994. 12. 0,970. 14. 0,926. 15. –0,0113. 0,951. 15. 0,977. 13. 0,948. 12. –0,0005. 0,855. 16. 0,937. 16. 0,900. 16. 0,0074. 0,989. 13. 1,004. 12. 1,006. 1,097. 1,026. Podlaskie (PD). 1,014. 11. wartość. ×. Opolskie (OP). 10. pozycja. Średnie tempo zmian. 10. 1,009. Podkarpackie (PK). 2005. 1,000. Małopolskie (ML). Mazowieckie (MZ). 2002. 1,155. 2. 1,090. 8. 1,006. 4. 1,028. 6. 0,955. 2. 4. 11 9. 15. 1,066. 1,003 0,943. 8. 13. 0,0015. –0,0157. –0,0109. 0,992. 10. –0,0056. 0,966. 11. –0,0080. Szczegółowy opis przekształcenia znajduje się w [Papież 2006, 2007b].. 7. W literaturze przedmiotu opisuje się użycie dwóch modeli: stałego i zmiennego.. 0,0028.

(16) Monika Papież. 66. cd. tabeli 2 1999. Obszar. 2002. 2005. Średnie tempo zmian. wartość. pozycja. wartość. pozycja. wartość. pozycja. 0,997 1,107 0,958. 11 1 14. 1,045 1,227 1,018. 7 1 10. 1,036 1,152 0,941. 5 1 14. 0,0065 0,0074 –0,0028. 1,007. 9. 1,102. 3. 1,040. 4. 0,0054. 1,039. 3. 1,036. 8. 0,995. 9. –0,0074. 1,009. 7. 1,090. 5. 1,057. 3. 0,0080. Pomorskie (PM) Śląskie (SL) Świętokrzyskie (SW) Warmińsko-mazurskie (WM) Wielkopolskie (WK) Zachodniopomorskie (ZP). Źródło: obliczenia własne.. Analiza średniego tempa zmian wartości miernika starości ekonomicznej wskazuje, że w latach 1999–2005 w połowie województw jego wartość malała, co oznacza, że w tych województwach wydłużył się okres aktywności zawodowej. Spowodowane to mogło być m.in. późniejszym wiekiem uzyskiwania świadczeń emerytalno-rentowych, malejącą liczbą bezrobotnych w wieku powyżej 55 lat oraz wzrastającą liczbą osób w tym wieku aktywnych zawodowo. W wypadku średniej dla Polski nastąpił natomiast wzrost wartości miernika, w 2005 r. w stosunku do 1999 r. zmniejszyła się więc aktywność zawodowa starszych osób (por. tabela 2 oraz rys. 8a). 2005 r. 2,1 SL. 2,2 1,9. DO. ZP WM KP PM PL PK OP WK. 1,8 1,7 LO. 1,6 1,5. SW. MZ. 1,4 1,4. 1,5. 1,6. LS. PD ML LL. 1,7. 1,8. 1,9. 2,0. 2,1. 1999 r.. Uwaga: w województwach znajdujących się powyżej ciągłej linii nastąpił wzrost wartości miernika.. Rys. 8a. Porównanie wartości miernika starości ekonomicznej w 1999 i 2005 r.. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z Banku Danych Regionalnych, www.stat.gov.pl, 1999–2005..

(17) Analiza przestrzenno-czasowa…. 67. pomorskie zachodniopomorskie. lubuskie. warmińsko-mazurskie. kujawsko-pomorskie. podlaskie mazowieckie. wielkopolskie łódzkie. lubelskie. dolnośląskie opolskie. świętokrzyskie śląskie małopolskie. podkarpackie. Uwaga: wartości powyżej średniej dla Polski zostały zaznaczone ciemnym kolorem.. Rys. 8b. Wartości miernika starości ekonomicznej w 2005 r.. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z Banku Danych Regionalnych, www.stat.gov.pl, 1999–2005.. Szczegółowa analiza wartości miernika starości ekonomicznej w 2005 r. wskazuje, że w ośmiu województwach jego wartość wynosiła więcej niż 1, a to oznacza, iż w tych województwach nastąpił wzrost poziomu starości ekonomicznej w stosunku do średniego poziomu w Polsce w 1999 r. (por. tabela 2). Dla sześciu województw był natomiast wyższy od średniej w Polsce w 2005 r. Należą do nich województwa: śląskie, dolnośląskie, zachodniopomorskie, warmińsko-mazurskie, pomorskie, kujawsko-pomorskie (por. rys. 8b). Wiąże się to przede wszystkim z dwiema grupami zawodowymi: górnikami, którzy otrzymali prawo do wcześniejszych świadczeń emerytalnych, oraz osobami zatrudnionymi w dawnych PGR, które nie podjęły później pracy zawodowej ze względu na niskie kwalifikacje. 6. Wybrane metody klasyfikacji W celu rozszerzenia analizy dokonano pogrupowania województw w 1999 r. oraz w 2005 r. Do najczęściej stosowanych sposobów grupowania obiektów należą metody aglomeracyjne. Opierają się one na założeniu, że każdy element stanowi odrębną klasę. Klasy łączy się w coraz mniejszą liczbę klas aż do uzyskania jednej grupy zawierającej wszystkie elementy. Do analizy przestrzennej województw.

(18) Monika Papież. 68. wybrano metodę Warda12, w której traktuje się najpierw każdy obiekt jako osobną grupę, a potem krok po kroku łączy te obiekty (lub grupy), które powodują najmniejszy przyrost wariancji międzygrupowej. Odległości łączonych podgrup to tzw. odległości aglomeracyjne. Proces łączenia ilustruje drzewko połączeń zwane dendrogramem. W celu lepszego zobrazowania i zaobserwowania podobieństw pomiędzy województwami zamiast tradycyjnego dendrogramu przedstawiono pogrupowane województwa na mapie Polski (por. rys. 9a i 10a). W wyniku zastosowania metody Warda wyodrębniono w 1999 r. cztery grupy województw (por. rys. 9a), a w 2005 r. trzy grupy i jedną izolowaną (por. rys. 10a). W celu porównania klasyfikacji zastosowano także inną grupę metod klasyfikacyjnych, a mianowicie metody podziałowe, których przykładem jest metoda k-średnich. W metodach tych postępowanie jest odwrotne niż w wypadku metod aglomeracyjnych. Początkowy zbiór zmiennych jest traktowany jako jedna grupa, którą następnie się dzieli. W wyniku zastosowania metody k-średnich wyodrębniono w 1999 i 2005 r. cztery grupy województw (por. rys. 9b i 10b). Wyniki klasyfikacji obiema metodami w 1999 r. prawie się nie różnią. Tylko jedno województwo zostało zaklasyfikowane do różnych grup (por. tabela 3a). Wyniki te niewiele się różnią także dla 2005 r. Grupy 3. i 4. wyłonione metodą Warda zostały połączone w jedną metodą k-średnich, a grupa 1. została podzielona na dwie (por. tabela 3b). Tabela 3a. Porównanie grup województw metodą klasyfikacji Warda i k-średnich w 1999 r. Klasyfikacja metodą Warda grupa. obiekty. Klasyfikacja metodą k-średnich. średnia wartość miernika starości ekonomicznej. grupa. 0,938. 1.. 1.. LO, MZ, ML. 2.. LL, PK, PD, SW. 0,989. 2.. 3.. DO, KP, LS, PM, WK, ZP. 1,027. 3.. 1,047. 4.. 4.. OP, SL, WM. obiekty LO, MZ. LL, ML, PK, PD, SW DO, KP, LS, PM, WK, ZP. OP, SL, WM. średnia wartość miernika starości ekonomicznej 0,903 0,993 1,027 1,047. Źródło: obliczenia własne z wykorzystaniem pakietu Statistica 7.0. Schemat postępowania w metodzie Warda zaprezentowany w artykule został oparty na pracy [Metody taksonomii… 1989]. W badaniach wykorzystano miarę odległości Euklidesa, a obliczenia zostały wykonane z wykorzystaniem pakietu Statistica. 12.

(19) Analiza przestrzenno-czasowa…. 69. Tabela 3b. Porównanie grup województw metodą klasyfikacji Warda i k-średnich w 2005 r. Klasyfikacja metodą Warda grupa. obiekty. 1.. LL, ML, MZ, PD, PK, SW. 2.. średnia wartość miernika starości ekonomicznej. grupa. obiekty. średnia wartość miernika starości ekonomicznej. 0,947. 1.. LL, ML, MZ, SW. 0,928. 0,982. 2.. LO, LS, WK. 0,982. 1,037. 3.. PD, PK. 0,986. 1,152. 4.. DO, KP, OP, PM, WM, ZP, SL. 1,053. LO, LS, WK. 3.. DO, KP, OP, PM, WM, ZP. 4.. SL. Klasyfikacja metodą k-średnich. Źródło: obliczenia własne z wykorzystaniem pakietu Statistica 7.0.. Klasyfikacja przeprowadzona metodą Warda i k-średnich dla 2005 r. potwierdza zaprezentowane wcześniej wyniki podziału województw ze względu na wartość miernika starości ekonomicznej (por. rys. 8b).. pomorskie zachodniopomorskie. lubuskie. warmińsko-mazurskie. kujawsko-pomorskie. podlaskie mazowieckie. wielkopolskie łódzkie. lubelskie. dolnośląskie opolskie. śląskie. świętokrzyskie małopolskie. podkarpackie. Rys. 9a. Klasyfikacja województw metodą Warda w 1999 r.. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z Banku Danych Regionalnych, www.stat.gov.pl, 1999–2005..

(20) Monika Papież. 70. pomorskie zachodniopomorskie. lubuskie. warmińsko-mazurskie. kujawsko-pomorskie. podlaskie mazowieckie. wielkopolskie łódzkie. lubelskie. dolnośląskie opolskie. świętokrzyskie śląskie małopolskie. podkarpackie. Rys. 9b. Klasyfikacja województw metodą k-średnich w 1999 r.. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z Banku Danych Regionalnych, www.stat.gov.pl, 1999–2005.. pomorskie zachodniopomorskie. lubuskie. warmińsko-mazurskie. kujawsko-pomorskie. podlaskie mazowieckie. wielkopolskie łódzkie. lubelskie. dolnośląskie opolskie. śląskie. świętokrzyskie małopolskie. podkarpackie. Rys. 10a. Klasyfikacja województw metodą Warda w 2005 r.. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z Banku Danych Regionalnych, www.stat.gov.pl, 1999–2005..

(21) Analiza przestrzenno-czasowa…. 71. pomorskie zachodniopomorskie. lubuskie. warmińsko-mazurskie. kujawsko-pomorskie. podlaskie mazowieckie. wielkopolskie łódzkie. lubelskie. dolnośląskie opolskie. świętokrzyskie śląskie małopolskie. podkarpackie. Rys. 10b. Klasyfikacja województw metodą k-średnich w 2005 r.. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z Banku Danych Regionalnych, www.stat.gov.pl, 1999–2005.. 7. Ścieżki rozwoju poziomu starości ekonomicznej w Polsce Wartości badanych zmiennych syntetycznych opisujących poziom starości ekonomicznej w latach 1999–2005 pozwoliły na oszacowanie funkcji trendu dla Polski (por. rys. 11) oraz dla województw wraz z miarami dopasowania. Pod ocenami parametrów zamieszczono wartości statystyki t-Studenta. Wszystkie oszacowane parametry są istotne statystycznie. Funkcje trendu posłużyły do wyznaczenia prognoz na lata 2006–2007 wraz z miernikami błędów ex ante. W tabeli 4 zostały zamieszczone funkcje trendu tylko dla tych województw, dla których była możliwość ich dopasowania. Do wartości poziomu starości ekonomicznej dla Polski oraz województwa dolnośląskiego, mazowieckiego i warmińsko-mazurskiego dopasowano paraboliczną funkcję trendu wraz z prognozami. Parametr przy najwyższej potędze jest ujemny – oznacza to, że w początkowym okresie wzrastały wartości miernika starości ekonomicznej, a od pewnego czasu następuje ich powolny spadek. W Polsce do 2002 r. można obserwować tendencję wzrostową, czyli w kolejnych latach zmniejszała się aktywność zawodowa osób w starszym wieku, coraz.

(22) Monika Papież. 72. więcej ludzi zostawało świadczeniobiorcami systemu emerytalno-rentowego (por. rys. 11). Niski poziom zatrudnienia starszych pracowników jest efektem możliwości korzystania ze świadczeń społecznych: wcześniejszych emerytur, świadczeń przedemerytalnych, a w przeszłości także zasiłków przedemerytalnych i rent z tytułu niezdolności do pracy. Wiąże się to także z tym, że przez wiele lat zachęcano pracowników do wczesnej rezygnacji z życia zawodowego – było to jedno z narzędzi rozwiązywania problemów społecznych i ekonomicznych związanych m.in. z bezrobociem, recesją gospodarczą, restrukturyzacją gospodarki oraz przemianami wewnątrz przedsiębiorstw. Wczesne wycofywanie się z rynku pracy było wspierane polityką państwa oraz działaniami przedsiębiorstw i miało na celu uniknięcie części skutków transformacji i gwałtownych przemian na rynku pracy, przede wszystkim w obszarze popytu na pracę. Upowszechniono systemy wcześniejszych emerytur, zliberalizowano przepisy dotyczące rent inwalidzkich oraz wysyłano starszych pracowników na wcześniejsze emerytury po to, by utworzyć miejsca pracy dla młodszych osób. Łatwy dostęp do wcześniejszych emerytur i podobnych świadczeń prowadził jednak do zmniejszenia zatrudnienia i nie był skuteczną metodą walki z bezrobociem, nie zmniejszyło się ono bowiem wśród młodych ludzi. Wzrosła natomiast wysokość składek na ubezpieczenia społeczne, co jest obecnie barierą rozwoju rynku pracy. Rozwiązanie tego problemu to najważniejsze zadanie uwzględnione w strategii emerytalnej na najbliższe lata. Tabela 4. Funkcje trendu wartości miernika ekonomicznego dla Polski i wybranych województw w latach 1999–2005 wraz z miarami dopasowania oraz prognozami na lata 2006–2007 i oceną względnym miernikiem ex ante VSe. Obszar. Równanie funkcji trendu. PL. wˆ PL = – 0,005 ⋅ t 2 + 0,040⋅ t + 0,966. (135,957 ). 0,960 0,44. DO. wˆ DO = – 0,014 ⋅ t 2 + 0,124 ⋅ t + 0, 889. 0,983 0,83. MZ. wˆ MZ = – 0,006 ⋅ t 2 + 0,054⋅ t + 0,807. 0,885 1,31. WM. wˆ PL = – 0,011 ⋅ t 2 + 0,083⋅ t + 0,964. 0,708 2,89. ( –9,634 ). ( –14, 262 ) ( –4, 569 ). ( –3, 105 ). Źródło: obliczenia własne.. ( 9,803). (15, 202 ) ( 5, 127 ). ( 2, 976 ). R. ( 62, 678 ). ( 43, 638 ). (19, 734 ). 2. (w %). Prognozy rok. Względny miernik wartość ex ante (w %). 2006. 0,979. 0,86. 2007. 0,937. 1,31. 2006. 0,972. 1,74. 2007. 0,854. 2,88. 2006. 0,863. 2,55. 2007. 0,817. 3,92. 2006. 0,951. 6,10. 2007. 0,854. 9,91.

(23) Analiza przestrzenno-czasowa…. 73. Rys. 11. Wartości miernika starości ekonomicznej w Polsce w latach 1999–2005 wraz z dopasowaną funkcją trendu i prognozami na lata 2006–2007 Źródło: opracowanie własne.. Od 2003 r. wartości miernika starości ekonomicznej maleją, wzrasta więc liczba osób, które długo pozostają aktywne zawodowo, wzrasta zatem także wiek osób pobierających świadczenia emerytalno-rentowe. Wyznaczona tendencja zaczyna potwierdzać realizację jednego z celów strategii europejskiej, a mianowicie zwiększenia aktywności zawodowej osób w starszym wieku. 8. Podsumowanie Prognozy wskazują, że aktywność osób starszych na rynku pracy będzie się zwiększać. Potwierdzeniem słuszności tych przewidywań jest realizacja polityki na rynku pracy, po 2007 r. możliwości wcześniejszej dezaktywizacji zostaną bowiem istotnie ograniczone. Będzie to szansą na zwiększenie poziomu zatrudnienia i relatywnego systemowego obciążenia rynku pracy kosztami systemu ubezpieczeń społecznych. Żeby taki scenariusz się zrealizował, niezbędne będą dodatkowe działania zarówno na rynku pracy, jak i w ramach systemu rent z tytułu niezdolności do pracy (nie powinien on pełnić funkcji wcześniejszych emerytur). Obecnie na zachowanie osób starszych na rynku pracy wpływają przede wszystkim zasady zmniejszania bądź zawieszania wypłat świadczeń w wypadku osiągania dochodów powodujących objęcie danej osoby obowiązkiem ubezpieczenia społecznego oraz zasady zwiększania świadczeń za składki wpłacone do systemu ubezpieczeniowego po uzyskaniu prawa do emerytury. W Polsce nadal istnieje system wcześniejszych emerytur. Pierwsze z wymienionych zasad mają zniechęcać uprawnionych do korzystania ze świadczeń przed osiągnięciem ustawowego wieku emerytalnego. Każda osoba decydująca się na skorzystanie z przywileju wcześniej-.

(24) 74. Monika Papież. szej emerytury musi rozwiązać umowę o pracę. Jeżeli do ukończenia wieku emerytalnego podejmuje jakąkolwiek działalność powodującą, że jest objęta obowiązkiem ubezpieczeń społecznych, to uzyskiwanie przychodów przekraczających 70% średniego wynagrodzenia skutkuje proporcjonalnym zmniejszeniem części świadczenia (o część lub całość tzw. części socjalnej), a przychodów przekraczających 130% średniego wynagrodzenia – zawieszeniem wypłaty świadczenia. Nie ma żadnych ograniczeń zarobkowania po osiągnięciu wieku emerytalnego. Literatura Czepulis-Rutkowska Z. [1997], Analiza istniejącego systemu [w:] Reforma systemu emerytalno-rentowego, Raport CASE, nr 6, Warszawa. Metody taksonomii numerycznej w modelowaniu zjawisk społeczno-gospodarczych [1989], red. T. Grabiński, S. Wydymus, A. Zeliaś, PWN, Warszawa. Papież M. [2006], Ageing Process of Population and Labour Market – Comparative Analysis in the European Union Countries in the Years 1996–2005, referat wygłoszony na 13th Slovak-Polish-Ukrainian Scientific Seminar in Svätý Jur, 7–10, November 2006. Papież M. [2007a], Porównanie systemu ubezpieczeń społecznych w Polsce i w krajach Unii Europejskiej [w:] Analiza przestrzenno-czasowa rynku pracy w Polsce i w krajach Unii Europejskiej, projekt badawczy KBN pod kierunkiem dr hab. A. Maliny, 1 H02B 015 26. Papież M. [2007b], Wpływ procesu starzenia się ludności na zmiany zachodzące na rynku pracy na przykładzie wybranych krajów Unii Europejskiej w latach 1998–2004, Zeszyty Naukowe Uniwersytetu Ekonomicznego w Krakowie, nr 740, Kraków. Taksonomiczna analiza przestrzennego zróżnicowania poziomu życia w Polsce w ujęciu dynamicznym [2000], red. A. Zeliaś, Wydawnictwo Akademii Ekonomicznej w Krakowie, Kraków. Temporal-Spatial Analysis of the Labour Market during Economic Old-Age in Poland, 1999–2005 One of the recommendations contained in the Council of Europe’s report is that pensions systems should provide effective incentives for elderly people to remain in the job market and that workers should not be encouraged to take early retirement or be punished for remaining in the labour market after reaching normal retirement age. In order to check whether this recommendation is being implemented in Poland, the author analysed the impact of population ageing on changes in the labour market during economic old-age and analysed changes in the structure of pensioners within the pensions system. The temporal-spatial analysis was conducted in the years 1999–2005 in Poland by region. In order to expand the analysis, the regions were grouped for the year 1999 and then 2005. To this end, the author used Ward’s method and the k-means method. For the analysis, the author selected a set of diagnostic variables that was used to create a measure called the economic old-age measure. This measure enabled the author to classify regions and to present the changes in the level of economic old age in regions in relation to the.

(25) Analiza przestrzenno-czasowa…. 75. mean value at the beginning of the research, i.e., in 1999. The values of the economic old-age measure also enabled the author to estimate the trend function for Poland and to present some short-term forecasts. Analysis of the trend function shows that the values of the economic old-age measure have been diminishing since 2003. This means that the number of people remaining active on the job market is increasing and therefore that the age at which people receive their pensions is also increasing. This trend is beginning to confirm that one of the goals of the European strategy is being implemented, namely, that elderly people are becoming increasingly active on the job market..

(26)