Ekonometryczna analiza procesów dostosowawczych wydajności

Ekonometryczna analiza procesów dostosowawczych wydajności

Jerzy Czesław Ossowski
Katedra Ekonomii i Zarz dzania Przedsi biorstwem
Wydział Zarz dzania i Ekonomii
Politechnika Gda ska
VI Ogólnopolskie Seminarium Naukowe nt. „Dynamiczne Modele Ekonometryczne”,
Katedra Ekonometrii i Statystyki, Uniwersytet Mikołaja Kopernika w Toruniu,
Toru , 7-9 wrzesie 1999
EKONOMETRYCZNA ANALIZA
PROCESÓW DOSTOSOWAWCZYCH
WYDAJNO CI, WYNAGRODZE I ZATRUDNIENIA
W PRZEMY LE W POLSCE W LATACH 1993-1998
1. Sformułowanie problemu
Rozwa my długookresow funkcj produkcji Y=Y(N,K), w której Y mierzy wielko
produkcji sprzedanej przemysłu w cenach stałych, N nakłady pracy a K nakłady kapitału. W
okresie wyj ciowym nakłady kapitału ustalmy na stałym poziomie K1 = const. W rezultacie
wyrazimy krótkookresow funkcj produkcji w postaci Y=Y(N,K1). Jej obraz graficzny
przedstawiono na Rys.1. Funkcja ta wyznacza z jednej strony funkcj popytu na prac LD1, a
z drugiej strony krótkookresow funkcj wydajno ci pracy AP1=AP(N,K1). Załó my, e w
punkcie wyj cia przeci tne wynagrodzenia ukształtowały si na poziomie WE. W tych
warunkach przemysł zatrudni NE jednostek pracy. Tym samym produkt osi gnie poziom YE a
wydajno pracy b dzie wynosi APE jednostek.
Załó my obecnie, e na skutek inwestycji głównie w bran ach rozwojowych, kapitał
(maj tek produkcyjny) w przemy le wzrasta do poziomu K2 = const. W rezultacie krzywa
produktu przesunie si w gór do pozycji Y(N,K2). W wyniku tego nast pi przesuni cie
krzywej wydajno ci pracy w gór do pozycji wyznaczonej przez funkcj AP(N,K2). Oznacza
to, e na skutek lepszego wyposa enia pracy w kapitał, wydajno pracy - przy tych samych
jej nakładach - wzro nie. Faktycznie wzrost ten wyst pi w „bran ach rozwojowych” rzutuj c
jednak na efektywno
całego przemysłu. Zmiana poło enia krótkookresowej funkcji
produkcji oraz wydajno ci powoduje jednoczesny wzrost popytu na prac , co wyra a si
przesuni ciem krzywej popytu do pozycji LD2. Oznacza to, e przy niezmiennym poziomie
płac przemysł jest gotowy zatrudni wi ksz ilo
jednostek pracy. O faktycznym
zatrudnieniu decydowa b d procesy dostosowawcze wydajno ci pracy i wynagrodze .
Celem sformułowania hipotez roboczych rozpatrzmy dwa warianty procesów
dostosowawczych
1
W
B
WB
A
WA
Wariant: B
A
E
WE
LD2
LD1
N
Y
YA
Y(N,K2)
YB
Wariant: B
A
Y(N,K1)
YE
Gdzie:
K1 < K2
K1, K2 = const.
N
AP
APB
APA
Wariant: B
A
AP(N,K2)
APE
AP(N,K1)
NB
NE NA
N
Rysunek 1. Wydajno pracy (AP), wynagrodzenia (W), produkcja (Y)
w warunkach zmiany nakładów pracy (N) oraz kapitału (K)
- dwuwariantowy zwi zek wynagrodze , wydajno ci i nakładów pracy
ródło: opracowanie własne
W wariancie A zakładamy, e na skutek wzrostu wydajno ci w bran ach rozwojowych
nast pi w nich wzrost wynagrodze . W wyniku procesów dostosowawczych wynagrodzenia
w całym przemy le zmierza b d do poziomu WA. Przy takim poziomie wynagrodze
przemysł ostatecznie zatrudni NA jednostek pracy. To doprowadzi do wy szego poziomu
2
produktu YA. W rezultacie wydajno pracy w przemy le wzro nie do poziomu APA. Tak
wi c rozpatrywany wariant wskazuje na mo liwo
zachodzenia takich procesów
dostosowawczych pomi dzy wydajno ci i wynagrodzeniami w wyniku których wyst puj
mo liwo wzrostu zatrudnienia.
W wariancie B zakładamy, e na skutek procesów dostosowawczych wynagrodzenia
zmierza b d do poziomu WB. W rezultacie tego zatrudnienie obni y si do poziomu NB. To
z kolei wyznaczy ni szy poziom produktu YB. Zauwa my, e na skutek zmniejszonego
zatrudnienia w stosunku do wariantu A wydajno ta b dzie obecnie wy sza, gdy równa si
b dzie APB jednostek. Rozpatrywany tutaj wariant wskazuje na mo liwo zachodzenia
takich procesów dostosowawczych pomi dzy wydajno ci i wynagrodzeniami w wyniku
których nast puje spadek zatrudnienia.
Sposoby realizacji omówionych powy ej wariantów zale od wyst puj cych w
gospodarce mo liwo ci przenoszenia cz ci własnych kosztów z bran i gał zi mniej
efektywnych do bran i gał zi efektywnych, rozwojowych. Mo liwo przenoszenia tych
kosztów rodzi inflacj typu kosztowego. W ród przyczyn kosztowych warunkuj cych
inflacj wyró ni nale y mi dzy innymi polityk prowadzon przez zwi zki zawodowe,
monopolizacj rynków - w tym głównie rynków produktów strategicznych (czynniki
energetyczne), wzrost cen surowców na rynkach wiatowych (czynnik egzogeniczny),
nadmierny udział sektora pa stwowego w gospodarce, nadmierny protekcjonizm.
O wpływie zwi zków zawodowych na inflacj mówimy wtedy, gdy s one
wystarczaj co silne, aby wymusi wzrost wynagrodze nie maj cy odzwierciedlenia w
wydajno ci pracy. Przyjrzyjmy si oszacowaniom dynamiki wydajno ci pracy oraz
wynagrodze nominalnych w górnictwie, przemy le przetwórczym, dostaw energii, gazu i
wody oraz dodatkowo w budownictwie. Dane na ten temat ujmuje Tabela 1
Tabela 1
Przeci tna roczna dynamika wzrostu wydajno ci pracy i wynagrodze nominalnych
w wybranych sekcjach gospodarczych w Polsce w latach 1993-1998
WYDAJNO
PRACY
GÓRNICTWO I
KOPALNICTWO
PRZEMYSŁ
PRZETWÓRCZY
ZAOPATRZENIE
W ENERGI
ELEKTRYCZN ,
GAZ I WOD
PRODUKCJA
BUDOWLANOMONTA OWA
3,71%
7,39%
-1,84%
14,02%
25,39%
26,84%
WYNAGRODZENIA
27,78%
27,18%
NOMINALNE
ródło: oszacowanie własne na podstawie danych GUS
Analizuj c Tabel 1 stwierdzamy stosunkowo du rozpi to w dynamice wzrostu
wydajno ci. W przypadku sekcji zaopatrzenia w energi elektryczn , gaz i wod
obserwujemy wr cz spadek wydajno ci. Tymczasem dynamiki wzrostu wynagrodze
nominalnych we wszystkich wyró nionych sekcjach gospodarczych wykazywały stosunkowo
małe zró nicowanie.
Zauwa my, e górnictwo w glowe, energetyka oraz ciepłownictwo w analizowanych
latach posiadały siln pozycj monopolistyczn . Skupione były w grupie przedsi biorstw
niesprywatyzowanych, co stanowiło doskonałe podło e do prowadzenia na ich rzecz polityki
protekcjonistycznej pa stwa. Opanowane były jednocze nie przez silne i rewindykacyjnie
nastawione zwi zki zawodowe, co potwierdzaj dane dotycz ce wydajno ci i wynagrodze
przedstawione w tabeli 1. Konsekwencj takiej sytuacji było podnoszenie poziomu
wynagrodze . Prowadziło to do wzrostu cen czynników energetycznych (energii elektrycznej,
gazu i ciepłej wody). Poniewa czynniki energetyczne s powszechnie zu ywanymi w
3
gospodarce produktami po rednimi, konsekwencj wzrostu ich cen był wzrost kosztów
produkcji w skali całej gospodarki, w tym w przemy le. Pogarszało to warunki ekonomiczne
wi kszo ci przedsi biorstw. Cz
z nich z powy szych powodów uległa likwidacji. Inna
cz
zmuszona została do ponoszenia efektywno ci poprzez mi dzy innymi zmniejszanie
poziomu zatrudnienia.
W kontek cie powy szych rozwa a interesuj ca mo e by próba odpowiedzi na
pytania:
1) jakiego typu i jakie relacje dostosowawcze wyst puj pomi dzy wydajno ci ,
wynagrodzeniami i zatrudnieniem w przemy le?,
2) przy jakich relacjach wydajno ci i wynagrodze zatrudnienie w przemy le b dzie
si zwi ksza lub zmniejsza ?,
3) który z wariantów teoretycznych (A lub B) dostosowa wynagrodze i wydajno ci
był realizowany w przemy le?.
Tabela 2
Podstawowe wska niki gospodarcze charakteryzuj ce działalno przemysłu w Polsce
w uj ciu kwartalnym
OKRES
WNP
ICK
Wynagr.
Indeks
Nominalne cen kons.
W
Wynagr.
Realne
IW
IAP
IN
N
Indeks
Indeks
Indeks
Zatrudnienie
Wynagr. wydajno ci Zatrudnienia
Realnych
1993Q1
314,00 1,0000 314,00 1,0000
1,0000
1993Q2
333,13 1,0598 314,33 1,0011
1,0681
1993Q3
344,46 1,1149 308,96 0,9840
1,0419
1993Q4
399,82 1,2124 329,78 1,0502
1,1331
1994Q1
430,17 1,3081 328,85 1,0473
1,0114
1994Q2
463,38 1,3957 332,01 1,0573
1,0658
1994Q3
484,36 1,4850 326,17 1,0388
1,1453
1994Q4
574,00 1,6113 356,23 1,1345
1,1766
1995Q1
575,31 1,7401 330,62 1,0529
1,1414
1995Q2
625,89 1,8393 340,29 1,0837
1,1787
1995Q3
636,54 1,8669 340,96 1,0859
1,2056
1995Q4
731,04 1,9658 371,88 1,1843
1,2674
1996Q1
741,39 2,0986 353,28 1,1251
1,1704
1996Q2
788,00 2,2022 357,82 1,1396
1,1986
1996Q3
805,11 2,2436 358,85 1,1428
1,2484
1996Q4
914,07 2,3413 390,41 1,2433
1,3263
1997Q1
907,10 2,4596 368,80 1,1745
1,2296
1997Q2
969,56 2,5347 322,51 1,2182
1,3214
1997Q3
985,25 2,5644 384,20 1,2236
1,3472
1997Q4
1091,00 2,6504 411,65 1,3110
1,4330
1998Q1
1068,30 2,8015 381,32 1,2144
1,3593
1998Q2
1133,90 2,8667 395,54 1,2597
1,3965
1998Q3
1136,10 2,8516 398,41 1,2688
1,3829
1998Q4
1256,80 2,8942 434,25 1,3830
1,4372
ródło: Opracowanie własne na podstawie [12],[13],[14]
*) Indeksy jednopodstawowe: 1994 kwartał I =1,000.
**)Wynagrodzenie realne w cenach z I kwartału 1993 roku.
4
1,0000
0,9928
0,9916
0,9947
0,9754
0,9684
0,9661
0,9726
0,9812
0,9802
0,9784
0,9835
0,9739
0,9716
0,9723
0,9767
0,9727
0,9681
0,9652
0,9656
0,9672
0,9648
0,9542
0,9456
3295,3
3271,7
3267,7
3277,7
3214,3
3191,3
3183,7
3205,0
3233,3
3230,0
3224,0
3241,0
3209,3
3201,7
3204,0
3218,7
3205,3
3190,3
3180,7
3182,0
3187,3
3179,3
3144,3
3116,0
2. Wydajno
pracy, wynagrodzenia i zatrudnienie w polskim przemy le
w latach 1993 -1998
W badaniach wykorzystano dane statystyczne obejmuj ce okres od I kwartału 1993
roku do IV kwartału 1998 roku. Na podstawie materiałów ródłowych GUS zawartych w
pozycjach [12], [13] i [14] przygotowano informacje dla potrzeb prowadzonej tutaj analizy.
Podstawowe dane statystyczne wykorzystane w artykule zamieszczone zostały w tabeli 2. Z
jej analizy wynika, e w badanym okresie wynagrodzenia realne wzrosły o 38,3%. Ze
zmianami tymi zwi zany był wzrost wydajno ci pracy wynosz cy 43,72%. Wzrost ten w
pewnej cz ci był wynikiem spadku zatrudnienia. W porównaniu z pierwszym kwartałem
1993 roku zatrudnienie w czwartym kwartale 1998 roku zmalało o około 5,44%. Zmiany te
nie miały jednak charakteru równomiernego. Mo emy przekona si o tym analizuj c
oszacowania rocznych dynamik wydajno ci, realnych płac i zatrudnienia w przemy le.
Informacje na ten temat zawarto w tabelach 3, 4 i 5.
Tabela 3
Roczne indeksy wydajno ci pracy w przemy le
(analogiczny okres ubiegłego roku = 1,000)
Okres
1994
1995
1996
1,0114 1,1285 1,0253
Kwartał I
0,9978 1,1060 1,0168
Kwartał II
1,0992 1,0526 1,0355
Kwartał III
1,0384 1,0771 1,0465
Kwartał IV
1,0360 1,0907 1,0310
redni indeks
rednia roczna stopa wzrostu w % 3,60% 9,07% 3,10%
ródło: obliczenia własne
1997
1,0506
1,1025
1,0791
1,0804
1,0780
7,80%
1998
1,1055
1,0569
1,0265
1,0030
1,0473
4,73%
Roczne indeksy przeci tnych realnych wynagrodze netto
w przemy le
(analogiczny okres ubiegłego roku = 1,000)
Okres
1994
1995
1996
1,0473
1,0054
1,0685
Kwartał I
1,0562 1,0249 1,0515
Kwartał II
1,0557 1,0454 1,0525
Kwartał III
1,0802 1,0439 1,0498
Kwartał IV
1,0598 1,030
1,0555
redni indeks
rednia roczna stopa wzrostu w % 5,98% 3,00% 5,55%
ródło: obliczenia własne
1997
1,0439
1,0690
1,0707
1,0544
1,0594
5,94%
1998
1,0340
1,0341
1,0370
1,0549
1,0400
4,00%
Tabela 5
Roczne indeksy zatrudnienia w przemy le
(analogiczny okres ubiegłego roku = 1,000)
Okres
1994
1995
1996
0,9754 1,0059 0,9926
Kwartał I
0,9754 1,0121 0,9912
Kwartał II
0,9743 1,0127 0,9938
Kwartał III
0,9778 1,0112 0,9931
Kwartał IV
0,9757 1,0105 0,9927
redni indeks
rednia roczna stopa wzrostu w % -2,43% 1,05% -0,73%
ródło: obliczenia własne
1997
0,9988
0,9964
0,9927
0,9886
0,9941
-0,59%
Tabela 4
1998
0,9944
0,9966
0,9886
0,9793
0,9897
-1,03%
Z analizy tabel 3, 4 i 5 wynika, i jedynie w 1995 roku w porównaniu z rokiem
poprzednim nast pił wzrost zatrudnienia. Wzrostowi temu wynosz cemu nieco ponad 1%
5
towarzyszył bardzo wysoki roczny wzrost wydajno ci pracy (około 9,07%) i relatywnie niski
wzrost wynagrodze (około 3,0%). Zauwa my z kolei, i najwi kszy spadek zatrudnienia
miał miejsce w 1995 roku. W porównaniu z rokiem poprzednim spadek ten wyniósł około
2,43%. Był to jednocze nie rok, w którym wzrostowi wydajno ci wynosz cemu 3,6% w skali
rocznej towarzyszył znacznie wy szy wzrost wynagrodze realnych. Wzrost wynagrodze
wyniósł bowiem blisko 6%.
3. Zało enia do dynamicznego modelu wzajemnych dostosowa wydajno ci,
wynagrodze i zatrudnienia
Zgodnie z wnioskami sformułowanymi w cz ci wprowadzaj cej uzna mo emy, e
po dany poziom zatrudnienia jest dodatnio uzale niony od poziomu wydajno ci oraz
ujemnie uzale niony od poziomu wynagrodze . Obecnie umówmy si , e:
y t = ln N t
- logarytm naturalny poziomu zatrudnienia,
x t = ln APt - logarytm naturalny produktywno ci (wydajno ci) przeci tnej pracy,
z t = ln Wt
- logarytm naturalny wynagrodze realnych,
Pt
- poziom cen (indeks cen dóbr i usług konsumpcyjnych),
WN t
- wielko wynagrodze nominalnych,
Wt = WN t / Pt - wynagrodzenia realne,
- logarytm po danego poziomu zatrudnienia.
y*t
Uwzgl dniaj c sformułowany powyzej wniosek generalny oraz wykorzystuj c
przyj te oznaczenia zaproponowa mo emy model po danego poziomu zatrudnienia o
nast pujacej postaci:
y*t = α + βx t + γz t + ξ t ,
(1)
gdzie ξ t jest zakłóceniem losowym. Parametry β i γ z uwagi na przyj ty system oznacze s
stałymi elastyczno ciami. Parametr β jest wi kszy od zera i informuje, o ile procent zwi kszy
si po dany poziom zatrudnienia, je li przy ustalonym poziomie wynagrodze , wydajno
pracy wzro nie o 1%. Natomiast parametr γ z zało enia jest wielko ci ujemn . Na jego
podstawie powiemy, o ile procent spadnie po dany poziom zatrudnienia, je li
wynagrodzenie realne wzro nie o 1% a wydajno pozostanie bez zmian. Z konstrukcji
modelu wynika, e w warunkach stało ci wydajno ci pracy oraz wynagrodze nominalnych
wzrost poziomu cen o 1% prowadzi b dzie do wzrostu po danego poziomu zatrudnienia o
γ %. Zauwa my bowiem, i wzrost poziomu cen przy stałym poziomie wynagrodze
nominalnych oznacza faktycznie spadek wynagrodze realnych w warunkach stało ci
wydajno ci. Jest to wi c zgodne z ide krótkookresowej krzywej Philipsa. Z drugiej strony
interesuj ca jest odpowied na pytanie: jaki powinien by najwi kszy procentowy przyrost
wynagrodze , aby jednoprocentowemu przyrostowi wydajno ci nie towarzyszył spadek
po danego poziomu zatrudnienia?. Nietrudno jest wykaza , i wielko t wyznacza
nast puj cy stosunek obu parametrów: β / γ . Poniewa stosunek ten winien by mniejszy od
jedno ci oznacza to, i wyró nione parametry spełnia winny nast puj c nierówno : β < γ .
Zauwa my, e zmienna y*t jest wielko ci nieobserwowaln . W tej sytuacji załó my
wyst powanie mechanizmu adaptacyjnego o postaci:
y t − y t −1 = λ ( y*t − y t ) + υ t ,
6
(2)
gdzie υ t jest zakłóceniem losowym procesu adaptacyjnego. Z kolei współczynnik adaptacji
spełnia winien nast puj cy warunek: 0 < λ < 1 . Wprowadzaj c (1) do (2) i przekształcaj c t
posta otrzymujemy ostateczn dynamiczn wersj modelu. W wersji tej wszystkie
wyst puj ce zmienne nale do zbioru zmiennych obserwowalnych. Przedstawia si ona
nast puj co:
y t = b 0 + b1y t −1 + b 2 x t + b 3z t + u t
(3)
b 0 = λα
gdzie:
b1 = 1 − λ
b 2 = λβ
b 3 = λγ
u t = λξ t + υ t
Obecnie po zdelogarytmowaniu i wprowadzeniu pierwotnego systemu oznacze
otrzymujemy multiplikatywny model dynamiczny opisuj cy badane procesy dostosowawcze.
Uwzgl dniaj c fakt, i badania prowadzono na podstawie danych kwartalnych ma on
nast puj c posta :
N t = B0 N t −1 1 APt 2 Wt 3 e Σc i v ti e u t ,
(4)
gdzie: v ti = s ti − s t 4 natomiast s ti jest to zmienna zerojedynkowa przyjmuj ca w kwartale itym warto jeden oraz warto zero w pozostałych kwartałach. Parametry wyst puj ce przy
wydajno ci pracy oraz wynagrodzeniach s krótkookresowymi elastyczno ciami. Powiemy,
wi c, e w warunkach stało ci pozostałych zmiennych wzrost wydajno ci (AP) w okresie t o
1% prowadzi do przybli onego wzrostu zatrudnienia w tym samym okresie o b 2 %.
Prowadzi to b dzie do ostatecznego przyrostu zatrudnienia o β = [b 2 /(1 − λ )]%. Jak
widzimy, przyj cie zdefiniowanego w (2) systemu adaptacyjnego jest równowa ne z
uznaniem długookresowych efektów wpływu wydajno ci na poziom zatrudnienia z efektami
wpływu tej zmiennej na po dany poziom zatrudnienia. Analogicznie powiemy, e w
warunkach stało ci pozostałych zmiennych wzrost wynagrodze realnych (W) w okresie t o
1% prowadzi do przybli onego spadku zatrudnienia w tym samym okresie o b 3 %. Prowadzi
to b dzie do ostatecznego spadku zatrudnienia, co jest równowa ne spadkowi po danego
poziomu zatrudnienia.
b
b
b
4. Wyniki oszacowa modelu procesów dostosowawczych wydajno ci, wynagrodze oraz
zatrudnienia
Model (4), po wcze niejszym obustronnym zlogarytmowaniu, oszacowano metod
najmniejszych kwadratów. Wyniki oszacowa dla okresu obejmuj cego I kwartał 1993 – IV
kwartał 1998 przedstawiaj si nast puj co:
ln N t = 3,28 + 0,698 ln N t −1 + 0,136 ln APt − 0,197 ln Wt − 0,0018 v t 2 − 0,0054 v t 3 + û t (5)
( 3,21)
(5,89)
R 2 = 0,924
(5,19)
( 6,19)
DW = 1,741
(1,41)
Dh-st = 0,755
( 3,82)
σˆ = ±0,0037
Bior c pod uwag ogólne miary dopasowania rozpatrywany model uzna mo na za
zadawalaj cy. Na podstawie oszacowanej wersji modelu mo emy sformułowa nast puj ce
wnioski o charakterze przyczynowo-skutkowym:
1. W warunkach stało ci wynagrodze wzrost wydajno ci pracy w przemy le w
kwartale „t” o 1% prowadzi do przybli onego wzrostu zatrudnienia w tym samym
7
kwartale o 0,136%. Efekt ten implikuje w nast pnym kwartale dodatkowy
przyrost zatrudnienia o 0,066%, co po dwóch kwartałach daje ł czny przyrost
zatrudnienia o około 0,202%. Graniczny ł czny przyrost zatrudnienia wynikaj cy
ze wzrostu wydajno ci o 1% w kwartale t wynosi 0,450%. Taki jest jednocze nie
wpływ wydajno ci pracy na po dany poziom zatrudnienia w przemy le.
2. W warunkach stało ci wydajno ci wzrost wynagrodze pracy w przemy le w
kwartale „t” o 1% prowadzi do przybli onego spadku zatrudnienia w tym samym
kwartale o 0,197%. Efekt ten implikuje w nast pnym kwartale dodatkowy spadek
zatrudnienia o 0,137%, co po dwóch kwartałach daje ł czny spadek zatrudnienia o
około 0,335%. Graniczny ł czny spadek zatrudnienia wynikaj cy ze wzrostu
wynagrodze o 1% w kwartale t wynosi 0,656%. Taki jest jednocze nie wpływ
wynagrodze na po dany poziom zatrudnienia w przemy le.
3. Jednoprocentowemu wzrostowi wydajno ci pracy w przemy le przetwórczym
powinien towarzyszy wzrost wynagrodze nieprzekraczaj cy 0,69%, aby
zatrudnienie nie ulegało spadkowi
Celem wzbogacenia wniosków rozwa my analogiczny model dotycz cy przemysłu
przetwórczego. Z uwagi na autokorelacj składników losowych wersj t oszacowano z
korekt autoregresyjn pierwszego rz du. Wyniki oszacowa dla tego samego okresu
przedstawiaj si nast puj co:
ln N t = 2,86 + 0,711 ln N t −1 + 0,119 ln APt − 0,152 ln Wt − 0,0016 v t 3 + û t
( 2,38) ( 4,44)
R 2 = 0,773
( 4,16)
( 3,67)
DW = 1,908
(1,58)
(6)
σˆ = ±0,0047
Na podstawie powy szej wersji modelu mo emy sformułowa nast puj ce wnioski o
charakterze przyczynowo-skutkowym:
1. W warunkach stało ci wynagrodze wzrost wydajno ci pracy w przemy le
przetwórczym w kwartale „t” o 1% prowadzi do przybli onego wzrostu
zatrudnienia w tym samym kwartale o 0,119%. Graniczny ł czny przyrost
zatrudnienia wynikaj cy ze wzrostu wydajno ci o 1% w kwartale t wynosi
0,412%. Taki jest jednocze nie wpływ wydajno ci pracy na po dany poziom
zatrudnienia w przemy le.
2. W warunkach stało ci wydajno ci wzrost wynagrodze pracy w przemy le
przetwórczym w kwartale „t” o 1% prowadzi do przybli onego spadku
zatrudnienia w tym samym kwartale o 0,152%. Graniczny ł czny spadek
zatrudnienia wynikaj cy ze wzrostu wynagrodze o 1% w kwartale t wynosi
0,525%. Taki jest jednocze nie wpływ wynagrodze na po dany poziom
zatrudnienia w przemy le.
3. Jednoprocentowemu wzrostowi wydajno ci pracy w przemy le przetwórczym
powinien towarzyszy wzrost wynagrodze nieprzekraczaj cy 0,783%, aby
zatrudnienie nie ulegało spadkowi
5. Uwagi ko cowe
W przedstawionym opracowaniu analiz relacji dostosowawczych pomi dzy
wydajno ci , wynagrodzeniami i zatrudnieniem oparto na modelu wyja niaj cym przyczyny
zmian po danego poziomu zatrudnienia. Stwierdzono, i w przemy le w analizowanych
latach wzrost zatrudnienia był mo liwy w sytuacji, gdy jednoprocentowemu wzrostowi
wydajno ci towarzyszył mniejszy od 0,7% przyrost wynagrodze realnych. W wyniku
8
porównania rzeczywistych dynamik wydajno ci, wynagrodze i zatrudnienia stwierdzono, e
w latach 1993-1998 realizowany był wariant wzrostu gospodarczego prowadz cy do spadku
zatrudnienia w przemy le.
Nale y podkre li , e konkurencyjn metod do tutaj rozwa anej jest metoda
wynikaj ca z przyj cia załozenia w my l którego poziom wynagrodze jest funkcj
oczekiwanego utrwalonego poziomu wydajno ci (por.:[8]). Tego typu podejscie byłoby
jednak wła ciwe w przypadku analizy podmiotów, których działalno byłaby w pełni
regulowana przez rynki.
BIBLIOGRAFIA
[1] Dornbusch R., Fischer S., Sparks G.R.: Macroeconomics, Third Canadian Edition,
McGraw-Hill Ryerson Limited, Toronto 1989
[2] Goldberger A.S.:Teoria Ekonometrii, PWN, Warszawa 1972
[3] Hall R. E., Taylor J.B.: Makroekonomia - teoria, funkcjonowanie i polityka, PWN,
Warszawa 1995
[4] Hardwick P., Khan B.: Langmead J. An Introduction to Modern Economics, Longman,
London and New York 1994
[5] Nasiłowski M.: System rynkowy, Podstawy mikro i makroekonomii, Wydawnictwo Key
Text, Warszawa 1993
[6] Ossowski J.Cz.: Własno ci interpretacyjne składnika zakłócaj cego w modelu
multyplikatywnym, Przegl d Statystyczny, nr 2, 1989, s.131-142.
[7] Ossowski J. Cz.: Dynamika bezrobocia a dynamika produkcji sprzedanej polskiego
przemysłu, w „Dynamiczne Modele Ekonometryczne”, Instytut Wydawniczy Gravis,
Toru 1995, s. 31-42.
[8] Ossowski J.Cz.: Wydajno
pracy i wynagrodzenia a stopa bezrobocia w Polsce w latach
1993-1997, , w „Gospodarka Polski w okresie transformacji” Zeszyt Nr 2, WZiE PG,
Gda sk 1998, s.5-22.
[9] Ossowski J.Cz.: Produktywno
pracy a wynagrodzenia w polskim przemy le w latach
1993-1997, Gospodarka w praktyce i teorii, Nr 1 1997, s. 45-51.
[10] Stewart M.B., Wallis K.F : Introductory Econometrics, Basil Blackwel Oxford, 1981
[11] Theil H.: Zasady ekonometrii, PWN, Warszawa 1984.
[12] Biuletyny statystyczne GUS z lat 1993-1999, GUS, Warszawa
[13] Poland Quarterly Statistics z lat 1995-1999, GUS, Warszawa.
[14] Rocznik statystyczny 1997, GUS, Warszawa 1998
9