Wstąpienie Polski do Unii Europejskiej a Stopa Bezrobocia w

Transkrypt

A.07.3
Jerzy Czesław Ossowski
Katedra Ekonomii i Zarz dzania Przedsi biorstwem
Wydział Zarz dzania i Ekonomii
Politechnika Gda ska
XII Seminarium Naukowe Katedry Ekonomii i Zarz dzania Przedsi biorstwem Politechniki Gda skiej
nt.: „GOSPODARKA POLSKI W OKRESIE TRANSFORMACJI”,
Gołu , 17-18 wrzesie 2007 r.
WST PIENIE POLSKI DO UNII EUROPEJSKIEJ A STOPA
BEZROBOCIA W POLSCE
1. Wprowadzenie
Przyst pienie Polski do Unii Europejskiej 1 maja 2004 roku zapewniło obywatelom polskim
natychmiastowe prawo do podejmowania legalnej pracy w cz ci krajów członkowskich. Prawa te z
upływem czasu poszerzały si na kolejne pa stwa unijne. Zauwa my, e obywatele polscy mogli bez
ogranicze podejmowa legaln prac w nast puj cych terminach i pa stwach:
• od 1 maja 2004 roku w Wielkiej Brytanii, Irlandii, Szwecji oraz w nowo przyj tych pa stwach
członkowskich (za wyj tkiem Malty),
• od maja 2006 roku w Hiszpani, Portugalii, Grecji, Finlandii i Islandii (członek EOG),
• od 31 lipca 2006 roku we Włoszech,
• od 1 stycznia 2007 roku w Bułgarii i Rumunii - nowo przyj tych pa stwach Unii
• od 1 maja 2007 w Holandii.
W pozostałych krajach obowi zuj ograniczenia w dost pie do rynku pracy. Ograniczenia te
maj zosta zniesione z dniem 1 maja 2009 roku. W przypadku wyst pienia perturbacji lub gro by
wyst pienia zakłóce na lokalnych rynkach pracy, ograniczenia w swobodnym przepływie siły
roboczej mog zosta utrzymane do 30 kwietnia 2011 roku. Mo liwo stosowania tego typu
przepisów przej ciowych zawarta jest w Traktacie o Przyst pieniu do UE. Nale y podkre li , e
wynikajace z tych przepisów ograniczenia:
• dotycz osób zatrudnionych na podstawie umowy o prac (pracowników),
• nie dotycz osób, które w dniu 1 maja 2004 roku byli dopuszczeni do pracy w danym pa stwie
przez nieprzerwany okres 12 miesi cy,
• nie dotycz osób prowadz cych działalno gospodarcz (osób pracuj cych na własny
rachunek).
Zarysowana powy ej sytuacja wskazuje na mo liwo zmian na rynku pracy w Polsce. Warto
zauwa y , e w dwu ostatnich latach poprzedzaj cych przyst pienie Polski do Unii Europejskiej stopa
bezrobocia według informacji GUS oraz EUROSTAT oscylowała w granicach przekraczaj cych 20%.
Z analizy danych statystycznych dotycz cych tego wska nika wynika, e po bezpo rednim
przyst pieniu Polski do Unii nast pował spadek stopy bezrobocia w kraju (patrz wykres 1):
• z poziomu 18,9% (II kw. 2004) do poziomu 9,9% (II kw. 2007), według EUROSTAT,
• z poziomu 19,4%(II kw. 2004) do poziomu 12,4% (II kw. 2007), według GUS.
Pozwala to postawi nast puj c tez badawcz :
H.B.: W wyniku wst pienia Polski do Unii Europejskiej i cz ciowego otwarcia europejskiego
rynku pracy nast pił spadek stopy bezrobocia w Polsce.
Na tym tle postawi mo na nast puj ce pytanie badawcze:
P.B.: W jakim stopniu na spadek stopy bezrobocia w Polsce wpływ miało cz ciowe otwarcie
rynku pracy w Unii Europejskiej?
Udzielaj c odpowiedzi na to pytanie nale y uwzgl dni dodatkowo nast puj ce fakty:
1
•
•
•
przeci tna roczna stopa wzrostu PKB zmieniła si z poziomu 3,0 % w latach 2000-2004 do
poziomu 5,0% w latach 2005-2007 (II kwartał),
przeci tna roczna stopa wzrostu zatrudnienia w Polsce zmieniła si z poziomu ujemnego
wynosz cego -1,93% w latach 2000-2004 do poziomu dodatniego wynosz cego 3,07% w
latach 2005-2007 (II kwartał), według danych EUROSTAT,
przeci tna roczna stopa wzrostu zatrudnienia w Polsce zmieniła si z poziomu ujemnego
wynosz cego -1,96% w latach 2000-2004 do poziomu dodatniego wynosz cego 1,55% w
latach 2005-2007 (II kwartał), według danych GUS.
Wykres 1 Stopy bezrobocia SU (wg. EUROSTAT) i SB (wg. GUS)
oraz wzrostu PKB (SPKB) w Polsce
25
20
SU
SB
SPKB
15
10
5
0
4
1
2
1
3
2
2
3
4
3
1
4
1
4
7Q 97Q 98Q 99Q 00Q 00Q 01Q 02Q 03Q 03Q 04Q 05Q 06Q 06Q
9
19
19
20
20
20
20
20
19
19
20
20
20
20
20
2. Koncepcja przyczynowo-skutkowego modelu bezrobocia – przypadek zamkni tego rynku
pracy
Punktem wyj cia przy formułowaniu koncepcji przyczynowo-skutkowego modelu bezrobocia
w warunkach zamkni tego rynku pracy jest nast puj ca definicja stopy bezrobocia (ut):
ut =
LFt − N t
N
= 1 − t = u N t , LFt
LFt
LFt
(−) (+)
(1)
gdzie:
LFt
- wielko zasobów siły roboczej na koniec okresu t,
Nt
- wielko zasobu osób zatrudnionych na koniec okresu t.
Z przedstawionej formuły zdefiniowania stopy bezrobocia wynika, e stopa ta jest:
• ujemn funkcj liczby osób zatrudnionych w gospodarce narodowej (Nt),
• dodatni funkcj zasobów siły roboczej (LFt – aktywnych zawodowo)
Zauwa my, e wielko zasobów siły roboczej (LF) na koniec okresu t zale y od:
• wielko ci zasobów siły roboczej z ko ca okresu t-1,
• strumienia przypływu siły roboczej w okresie t (SpLF) (absolwenci szkół wkraczaj cy na rynek
pracy, osoby w wieku produkcyjnym uaktywniaj ce si zawodowo, obcokrajowcy oficjalnie
zatrudniani,...)
• strumienia odpływu siły roboczej w okresie t (SoLF)(osoby przechodz ce na emerytur , osoby
okresowo opuszczaj ce rynek pracy, emigracja zarobkowa,...).
Z powy szego wynika, e:
2
LFt = LFt −1 + SpLFt − SoLFt
(2)
Oznacza to, ze przyrost zasobów siły roboczej jest ró nic pomi dzy strumieniem przypływu siły
roboczej a strumieniem odpływu z rynku pracy, co mo emy zapisa w nast puj cy sposób:
∆LFt = LFt − LFt −1 = SpLFt − SoLFt
(3)
Uznajmy, e czynnikami decyduj cymi o zmianie zasobów siły roboczej s czynniki demograficzne.
Je li w rozpatrywanym horyzoncie czasu obserwujemy ustabilizowany poziom liczby ludno ci kraju,
to mo emy przyj zało enie upraszczaj ce w my l którego, zasoby siły roboczej z dokładno ci do
czynnika losowego s wielko ci stał 1. W tej sytuacji wyra enie (3) zapisa mo emy nast puj co:
∆LFt = 0 ⇔ LFt = F = const .
(4)
Przy przyj tym powy ej zało eniu, zdefiniowan w (1), stop bezrobocia dla kolejnych okresów
zapiszemy nast puj co:
ut =
u t −1
F − Nt
1
= 1 − Nt
F
F
F − N −1t
1
=
= 1 − N t −1
F
F
N t = F (1 − u t )
N t −1 = F (1 − u t −1 )
(5.1)
(5.2)
Odejmuj c stronami od wyra enia (5.1) wyra enie (5.2), otrzymujemy:
∆u t = −
gdzie:
1
∆N t
F
(6)
∆u t = u t − u t −1
∆N t = N t − N t −1
Dziel c obustronnie (6) przez Nt-1 otrzymujemy:
∆u t
1 ∆N t
=−
N t −1
F N t −1
(7)
Wykorzystuj c (5.2), wyra enie (7) zapisa mo emy nast puj co:
∆u t
1 ∆N t
=−
F (1 − u t −1 )
F N t −1
(8)
Przekształcaj c (8) otrzymujemy:
gdzie:
∆u t = − SN t (1 − u t −1 )
(9)
∆N t
N t −1
jest stop wzrostu zatrudnienia w uj ciu ułamkowym.
Wykorzystuj c zdefiniowanie przyrostu stopy bezrobocia, wyra enie (9) przekształci
mo emy do nast puj cej postaci:
SN t =
u t = − SN t (1 − u t −1 ) + u t −1
(10)
1
Warto zauwa y , e w Polsce w latach 1997 2006 - w warunkach ustabilizowanego poziomu liczby ludno ci
kraju - stosunek liczby osób w wieku produkcyjnym skorygowanej o liczb osób studiuj cych do liczby ludno ci
kraju była ustabilizowana. mieszcz c si w granicach 56,5%- 58,6%.
3
Koncentruj c swoj uwag na nakładach pracy, mo emy uzna , e zapotrzebowanie na prac (N) jest:
• dodatnio uzale nione od poziomu produktu krajowego (Yt = PKBt),
• ujemnie uzale nione od upostaciowionego i nieupostaciowionego post pu technicznego.
W rezultacie funkcj zapotrzebowania na prac , w postaci multiplikatywnej, zapiszemy nast puj co:
N t = B0Yt β e −α ⋅t ,
( 0 < α < 1, β > 0 )
(11)
Oznacza to, e dla okresu (t-1) funkcj (11) zapiszemy nast puj co:
N t −1 = B0Yt β−1e −α ( t −1 ) ,
(12)
Dziel c stronami wyra enie (11) przez wyra enie (12) otrzymujemy:
Nt
Yt
=
N t −1
Yt −1
β
e −α
(13)
Logarytmuj c obustronnie (13) otrzymujemy:
ln N t − ln N t − 1 = β (ln Yt − ln Yt −1 ) − α ,
(14)
Zauwa my, e:
∆ ln N t = ln N t − ln N t −1 ≅
∆ ln Yt = ln Yt − ln Yt −1 ≅
∆N t
= SN t
N t −1
(15)
∆Yt
= SYt
Yt −1
(16)
gdzie wyra enia SNt oraz SYt s odpowiednio stop wzrostu nakładów pracy (N) oraz stop wzrostu
produktu krajowego (Y) w uj ciu ułamkowym.
Wykorzystuj c oznaczenia z (15) i (16) posta (14) zapiszemy w nast puj cy sposób:
SN t = −α + β ⋅ SYt
(17)
Obecnie wprowadzaj c (17) do (10) otrzymujemy:
ut = ( α − β ⋅ SYt )( 1 − ut − 1 ) + ut −1
(18)
Przekształcaj c (18) dochodzimy do nast puj cej postaci:
ut = α − α ⋅ ut − 1 − β ⋅ SYt + β ( SYt ⋅ ut −1 ) + ut −1
(19)
Zauwa my, i w przypadku uj cia stopy wzrostu PKB i stopy bezrobocia w postaci ułamkowej, ich
iloczyn w przybli eniu jest równy zero, tzn.: SYt·ut-1 0. Wykorzystuj c ten fakt, wyra enie (19)
ostatecznie zapisa mo emy nast puj co:
ut ≅ α + ( 1 − α ) ⋅ ut −1 − β ⋅ SYt
(20)
Uwzgl dniaj c zało enia dotycz ce parametrów
stwierdzamy, i :
i
, które sformułowano dla równania (11),
ut = u( ut −1 , SYt )
(21)
(+) (−)
Na podstawie (20) i (21) powiemy, e stopa bezrobocia na koniec okresu t:
4
•
•
zmniejsza si wraz ze wzrostem stopy wzrostu PKB w danym okresie,
inercyjnie dostosowuje si do poziomu stóp bezrobocia z okresów wcze niejszych, tym samym
inercyjnie dostosowuje si do zmieniaj cych si poziomów stóp wzrostu PKB.
3. Dynamiczny model stopy bezrobocia
Utrzymuj c zało enie o zamkni tym charakterze rynku pracy oraz wykorzystuj c powy ej
sformułowane prawidłowo ci przyczynowo-skutkowe, a ponadto pomijaj c zakłócenia losowe w
rozpatrywanych zwi zkach, mamy podstaw do sformułowania nast puj cego dynamicznego modelu
charakteryzuj cego poziom stopy bezrobocia:
gdzie:
ut = b0 + a ⋅ ut −1 + b1 ⋅ SPKBt ,
( 0 < a < 1, b1 < 0 )
(22)
Yt − Yt − 4
(23)
⋅ 100%
Yt − 4
jest roczn stopa wzrostu PKB w uj ciu procentowym w sytuacji posługiwania si danymi
kwartalnymi. Umówmy si ponadto, e zmienna ut reprezentuje procentowo okre lon stop
bezrobocia SUt, mierzon według metodologii EUROSTAT lub procentowo okre lon stop
bezrobocia SBt, mierzon według metodologii GUS.
Model (22) sprowadzi mo emy do przeł cznikowego modelu trendu, którego ogóln posta
zapiszemy nast puj co:
SPKBt =
ut = u( t , SPKBt )
(24)
Na podstawie modelu (22) i (24) okre li mo emy graniczne poziomy stopy bezrobocia oraz
krótkookresowe oraz długookresowe efekty oddziaływania zmiennej SPKB na stop bezrobocia u.
Graficzn charakterystyk tych parametrów przedstawiono na rysunkach 1, 2, 3 oraz 4.
A.
Graniczny warunkowy poziom stopy bezrobocia:
Graniczny warunkowy poziom stopy bezrobocia (uet) wskazuje na granic funkcji trendu
przeł cznikowego (24) do której zmierza stopa bezrobocia przy ustalonym poziomie stopy wzrostu
PKB, co zapiszemy nast puj co:
b + b SPKBt
(25)
uet = 0 1
1− a
B.
Efekt krótkookresowy oddziaływania stopy PKB na stop bezrobocia (u).
Na podstawie (22) okre lamy efekt krótkookresowy oddziaływania SPKB na stop bezrobocia (u):
Eft k ( ∆SPKB ) : ∆ut = b1∆SPKBt
Eft k =
∆ut
∆SPKBt
= b1 < 0
(26)
Wykorzystuj c (26) powiemy, e wzrost stopy PKB o 1 punkt procentowy w okresie t prowadzi do
spadku stopy bezrobocia w tym samym okresie o b1 punktu procentowego.
C.
Efekt długookresowy oddziaływania stopy PKB na stop bezrobocia (u) oraz
graniczna wielko stopy bezrobocia (uet)
Je li zało ymy, e stopa wzrostu PKB ulega zmianie w czasie, wówczas musimy uzna , e
graniczny warunkowy poziom stopy bezrobocia, zdefiniowany w (25), podlega zmianie. Tym
samym wykorzystuj c (25) okre lamy długookresowy efekt oddziaływania stopy PKB na stop
bezrobocia (u) w nast puj cy sposób:
Ef t d ( ∆SPKB ) : ∆uet =
b1
∆SPKBt
1− a
Ef t d =
5
∆ ut
b
= 1 <0
∆SPKBt 1 − a
(27)
Na podstawie (27) powiemy, e je eli stopa PKB w okresie t wzro nie o 1 punkt procentowy i
utrzyma si na nowym poziomie, to stopa bezrobocia ostatecznie (czyli w granicy) zmaleje o
[b1/(1-a)] punktu procentowego.
Analizuj c efekty krótkookresowych i długookresowych zmian stopy bezrobocia, wynikaj ce
ze zmian stopy PKB, rozwa y mo emy cztery potencjalne warianty zmian, co przedstawiono na
rysunkach 1, 2, 3 i 4. Przeprowadzaj c te rozwa ania zało ono, e stopa wzrostu PKB przyjmowała
dwa ró ni ce si poziomy w ten sposób, e:
• SPKBt = SPKB0 = const. dla t = 0, 1, 2, 3, ..., h-2, h-1.
• SPKBt = SPKBh = const. dla t = h, h+1, h+2, ..., n-1, n.
W wariancie pierwszym (patrz rys. 1) zakładamy, e stopa bezrobocia pocz tkowo wzrasta,
zmierzaj c do granicy ue0. W okresie t=h nast puje spadek stopy wzrostu PKB. W wyniku tego
impulsu nast puje jednoczesne przesuni cie w gór trendu stopy bezrobocia (efekt krótkookresowy) i
granicy ueh do której zmierza trend (efekt długookresowy).
ut
ueh
ut(t,SPKBt)
Eftd: uet>0
ue0
Eftk: ut>0
gdzie:
Efekt długookresowy Eftd( SPKBt):
uet = (b1/1-a)· SPKBt
Efekt krótkookresowy Eftk( SPKBt):
ut = b1 SPKBt
uet = (b0+b1SPKBt)/(1-a)
Granica funkcji:
u0
0
t
h
Rys. 1 Efekty krótkookresowych i długookresowych zmian stopy bezrobocia (ut) wynikaj ce ze spadku
stopy produktu krajowego brutto ( SPKBt<0) w okresie t=h
(w warunkach ci głego wzrostu stopy bezrobocia)
W wariancie drugim (patrz rys. 2) zakładamy, e stopa bezrobocia pocz tkowo maleje,
zmierzaj c do granicy ue0. W okresie t=h nast puje wzrost stopy wzrostu PKB. W wyniku tego
impulsu nast puje jednoczesne przesuni cie w dół trendu stopy bezrobocia (efekt krótkookresowy) i
granicy ueh do której zmierza trend (efekt długookresowy).
gdzie:
ut
u0
Efekt krótkookresowy
Granica funkcji:
Eftk(
SPKBt):
ut = b1· SPKBt
Eftk: ut<0
ue0
Eftd: uet<0
ut(t,SPKBt)
ueh
0
t
h
Rys. 2 Efekty krótkookresowych i długookresowych zmian stopy bezrobocia (ut) wynikaj ce ze wzrostu
stopy produktu krajowego brutto ( SPKBt>0) w okresie t=h
(w warunkach ci głego spadku stopy bezrobocia)
6
W wariancie trzecim (patrz rys. 3) zakładamy, e stopa bezrobocia pocz tkowo wzrasta,
zmierzaj c do granicy ue0. W okresie t=h nast puje wzrost stopy wzrostu PKB. W wyniku tego
impulsu nast puje jednoczesne przesuni cie w dół trendu stopy bezrobocia (efekt krótkookresowy) i
granicy ueh do której zmierza trend (efekt długookresowy). W wariancie tym, w wyniku zaistniałego
impulsu w okresie t=h, trend stopy bezrobocia pocz tkowo rosn cy do granicy ue0, zmienia swój
charakter – staj c si trendem malej cym – zmierzaj cym do granicy ueh.
gdzie:
ut
ut = b1· SPKBt
ue0
Eftd: uet<0
Eftk: ut<0
ut(t,SPKBt)
ueh
Granica funkcji:
u0
0
t
h
Rys. 3 Efekty krótkookresowych i długookresowych zmian stopy bezrobocia (ut) wynikaj ce ze wzrostu
stopy produktu krajowego brutto ( SPKBt>0) w okresie t=h
(w warunkach pocz tkowego wzrostu i pó niejszego spadku stopy bezrobocia)
W wariancie czwartym (patrz rys. 4) zakładamy, e stopa bezrobocia pocz tkowo maleje, zmierzaj c
do granicy ue0. W okresie t=h nast puje spadek stopy wzrostu PKB. W wyniku tego impulsu nast puje
jednoczesne przesuni cie w gór trendu stopy bezrobocia (efekt krótkookresowy) i granicy ueh do
której zmierza trend (efekt długookresowy). W wariancie tym, w wyniku zaistniałego impulsu w
okresie t=h, trend stopy bezrobocia pocz tkowo malej cy do granicy ue0, zmienia swój charakter –
staj c si trendem rosn cym – zmierzaj cym do granicy ueh.
ut
gdzie:
ut = b1· SPKBt
Granica funkcji:
ueh
ut(t,SPKBt)
u0
Eftd: uet>0
Eftk: ut>0
ue0
0
t
h
Rys. 4 Efekty krótkookresowych i długookresowych zmian stopy bezrobocia (ut) wynikaj ce ze spadku
stopy produktu krajowego brutto ( SPKBt<0) w okresie t=h
(w warunkach pocz tkowego spadku i pó niejszego wzrostu stopy bezrobocia)
7
4. Wyniki oszacowa dynamicznego modelu bezrobocia dla okresu poprzedzaj cego wst pienie
Polski do Unii Europejskiej
Przed przyst pieniem do weryfikacji podstawowej hipotezy badawczej (H.B) przeprowadzono
badania poprzedzaj ce, umo liwiaj ce konstrukcj modelu stanowi cego podstaw do sformułowania
wniosków ko cowych. Procedura bada poprzedzaj cych sprowadzała si do:
a. konstrukcji i oszacowania dynamicznego modelu stopy bezrobocia w Polsce dla okresu
poprzedzaj cego wst pienie Polski do Unii Europejskiej, tj. dla okresu od I kwartału 1997 roku do II
kwartału 2004 roku,
b. wykorzystania oszacowanej wersji modelu do dokonania prognozy warunkowej stopy bezrobocia w
Polsce dla okresu od III kwartału 2004 roku do III kwartału 2007 roku,
c. wyznaczenia bł dów ex-post prognoz stóp bezrobocia w Polsce.
Konstruuj c i szacuj c model stopy bezrobocia (punkt a. procedury) sprawdzano mo liwo
wyst pienia opó nienia czasowego w oddziaływaniu stopy wzrostu PKB na stop bezrobocia.
Ewentualny stopie opó nienia w tym zwi zku wynika mo e z faktu, i roczna stopa wzrostu PKB,
zgodnie z (23), obliczona została przy u yciu danych kwartalnych. W rezultacie, uwzgl dniaj c
ró nice w ocenie stóp bezrobocia według EUROSTAT i GUS, sprawdzano jako oszacowa
nast puj cych dwóch, zmodyfikowanych postaci modelu (22):
SU t = b0 + a ⋅ SU t −1 + b1 ⋅ SPKBt − i ,
gdzie:
SBt = b0 + a ⋅ SBt −1 + b1 ⋅ SPKBt − i ,
( 0 < a < 1, b1 < 0 )
( 0 < a < 1, b1 < 0 )
(28.2)
- stopie opó nienia zmiennej SPKB,
- numer obserwacji dla okresu : I kw. 1997 r. – II kw. 2004 r.,
- roczna stopa wzrostu PKB w okresie t-i w uj ciu procentowym,
- procentowa stopa bezrobocia na koniec okresu t na podstawie
danych EUROSTAT,
- procentowa stopa bezrobocia na koniec okresu t na podstawie
danych EUROSTAT,
Tabela 1 Wyniki oszacowa MNK dynamicznych modeli
bezrobocia na podstawie danych z lat 1997 kw.I-2004 kw.II
i = 0, 1, 2,...
t = 1, 2, ..., 30
SPKBt-i
SUt
SBt
(28.1)
(przypadki danych EUROSTAT i GUS )
Oszacowane warto ci parametrów strukturalnych oraz warto ci
statystyk t-studenta dla próby na podstawie danych:
Parametry
EUROSTAT
GUS
zmienna obja niana: SUt
zmienna obja niana: SBt
Symbol
Oceny parametrów
Symbol
Oceny parametrów
zmiennej
zmiennej
b0
1
2,8678
1
2,4457
(2,557)
(2,6236)
a
SUt-1
0,8865
SBt-1
0,9079
(16,159)
(19,400)
b1
SPKBt-1
-0,2200
SPKBt-1
-0,2048
(-2,342)
(-3,058)
Charakterystyka próby statystycznej oraz miary jako ci oszacowa modelu
n
29
30
R2
0,9464
0,9589
Se
0,9328
0,7206
DW
1,9461
1,7802
D-h[prob]
0,15190[0,879]
0,6228[0,533]
Efekty długookresowe oddziaływania:
Produktu
krajowego
-1,938
-2,22
ródło: Obliczenia własne na podstawie danych GUS
8
Na podstawie danych statystycznych uj tych w zał czniku (patrz: Tabela Z.1), wykorzystuj c
oprogramowanie MICROFIT, za pomoc metody najmniejszych kwadratów, oszacowano obie
powy sze wersje modeli. W trakcie szacowania zakładano ró ne stopnie opó nie przy zmiennej
SPKB (patrz: zał cznik 2 i 3). Stosuj c statystyczn ocen jako ci rozwa anych wersji modeli, za
najwła ciwsze uznano przyj cie opó nie jedno-okresowych przy zmiennej obja niaj cej SPKB.
Wyniki oszacowa ostatecznych wersji modeli przedstawiono w Tabeli 1. Wykorzystuj c zawarte tam
wyniki oszacowa , okre li mo emy, zgodnie z (26) i (27), efekty krótkookresowe i długookresowe
oddziaływania stopy wzrostu PKB na stop bezrobocia. Obecnie powiemy, e:
• Wzrost rocznej stopy PKB o 1% w danym kwartale prowadził do spadku stopy bezrobocia w
nast pnym kwartale o około: 0,22% (w przypadku danych EUROSTAT) lub 0,205% (w przypadku
danych GUS) – efekt krótkookresowy.
• Wzrost rocznej stopy PKB o 1% w danym kwartale i utrzymania jej na niezmienionym poziomie
prowadzi do ostatecznego spadku stopy bezrobocia o około 1,938% (w przypadku danych
EUROSTAT) lub 2,22% (w przypadku danych GUS) – efekt długookresowy.
Wykorzystuj c oszacowane wersje modelu, zgodnie z punktami c i b procedury badawczej,
wykonano prognozy warunkowe stóp bezrobocia na okres wej cia Polski do Unii Europejskiej oraz
wyznaczono bł dy prognoz (patrz: zał cznik 4, Tablice 4.1.Z , 4.2.Z). Zauwa my, e:
• prognoza warunkowa wskazuje na hipotetyczny poziom stóp bezrobocia, jaki mo na by
zaobserwowa w sytuacji, gdyby Polska nie wst piła do Unii Europejskiej,
• bł d prognozy ex-post, b d cy ró nic pomi dzy rzeczywistymi a prognozowanymi stopami
bezrobocia, uzna mo na, w pewnym przybli eniu, za ocen skutku wst pienia Polski do Unii
Europejskiej.
W tabelach 2 i 3 zaprezentowano wyniki prognoz i bł dów prognoz stóp bezrobocia na okres
od 2004 r. kw.3 do 2007 r. kw.3. Wyniki przedstawione w tabelach dotycz stóp bezrobocia SU i SB w
uj ciu EUROST i GUS. Jednocze nie na wykresach 2 i 3 przedstawiono obrazy graficzne
omawianych tutaj rezultatów oblicze .
Tabela 2 Wyniki prognoz i bł dów prognoz stóp bezrobocia
na okres od 2004 kw.3 do 2007 kw.3
(na podstawie danych EUROSTAT)
Rok i
kwartał
Stopa bezrobocia
wg EUROSTAT
Prognozowana
stopa bezrobocia
SU
Bł d prognozy
FSU
SU-FSU
2004Q3
18,0
18,3271
-0,3271
2004Q4
18,2
18,0592
0,1408
2005Q1
18,8
17,9982
0,8018
2005Q2
17,7
18,2967
-0,5967
2005Q3
17,2
18,3843
-1,1843
2005Q4
16,9
18,2201
-1,3201
2006Q1
15,9
18,0520
-2,1520
2006Q2
13,5
17,6615
-4,1615
2006Q3
12,8
17,2046
-4,4046
2006Q4
12,3
16,7340
-4,4340
2007Q1
11,0
16,2505
-5,2505
2007Q2
9,9
15,6460
-5,7460
ródło: Obliczenia własne na podstawie oszacowanego modelu 28.1
•
•
Ocena bł du
standardowego
prognozy
u
1,0033
1,3812
1,6225
1,7695
1,9097
2,0452
2,1595
2,2829
2,4041
2,5179
2,6255
2,7524
Analizuj c wyniki zamieszczone w Tabeli 2 stwierdzamy, e przypadku danych EUROST:
ró nice pomi dzy rzeczywist a prognozowan stop bezrobocia uwidacznia zacz ły si od II
kwartału 2005 roku, przyjmuj c w kolejnych okresach coraz wi ksze warto ci ujemne,
rzeczywista stopa bezrobocia, pod koniec prognozowanego okresu była ni sza od prognozowanej
stopy – warunkowanej jedynie obserwowanym wzrostem gospodarczym - o ponad 5,5%.
9
Wykres 2 Stopy bezrobocia rzeczywiste (SU) i prognozowane (FSU) w %
(dane statystyczne wg. EUROSTAT)
21
19
17
15
13
11
SU
FSU
20
04
Q
3
20
04
Q
4
20
05
Q
1
20
05
Q
2
20
05
Q
3
20
05
Q
4
20
06
Q
1
20
06
Q
2
20
06
Q
3
20
06
Q
4
20
07
Q
1
20
07
Q
2
9
ródło: Opracowanie własne na podstawie danych zamieszczonych w Tabeli 2
Tabela 3 Wyniki prognoz i bł dów prognoz stóp bezrobocia
na okres od 2004 kw.1 do 2007 kw.3
(na podstawie danych GUS)
Rok i
kwartał
Stopa bezrobocia
wg GUS
Prognozowana
stopa bezrobocia
Bł d prognozy
SB
FSB
SB-FSB
2004Q3
18,9
18,8518
0,0482
2004Q4
19,0
18,5776
0,4224
2005Q1
19,2
18,4930
0,7070
2005Q2
18,0
18,7444
-0,7444
2005Q3
17,6
18,8078
-1,2078
2005Q4
17,6
18,6403
-1,0403
2006Q1
17,8
18,4672
-0,6672
2006Q2
15,9
18,0852
-2,1852
2006Q3
15,2
17,6354
-2,4354
2006Q4
14,9
17,1659
-2,2659
2007Q1
14,4
16,6780
-2,2780
2007Q2
12,4
16,0713
-3,6713
ródło: Obliczenia własne na podstawie oszacowanego modelu 28.2
Ocena bł du
standardowego
prognozy
u
0,77373
1,0785
1,2834
1,4194
1,5479
1,6709
1,7765
1,8850
1,9882
2,0829
2,1702
2,2672
Analizuj c wyniki zamieszczone w Tabeli 3 stwierdzamy, e przypadku danych GUS:
ró nice pomi dzy rzeczywist a prognozowan stop bezrobocia uwidacznia zacz ły si od II
kwartału 2005 roku, przyjmuj c w kolejnych okresach coraz wi ksze warto ci ujemne,
• rzeczywista stopa bezrobocia, pod koniec prognozowanego okresu była ni sza od prognozowanej
stopy – warunkowanej jedynie obserwowanym wzrostem gospodarczym - o ponad 3,5%.
Podsumowuj c t cz
rozwa a mamy sil podstaw aby uzna , e niezale nie od
stosowanej metody okre lenia stopy bezrobocia (EUROSTAT lub GUS), w wyniku wst pienia Polski
do Unii Europejskiej, przy zało onej stopie wzrostu PKB:
a. nast pił spadek stopy bezrobocia,
b. spadek stopy bezrobocia nie był natychmiastowy i uwidocznił si z opó nieniem czasowym
wynosz cym około 2-3 kwartałów,
c. spadek stopy bezrobocia pogł biał si wraz z upływem czasu przynale no ci Polski do Unii.
•
10
Wykres 3 Stopy bezrobocia rzeczywiste (SB) i prognozowane (FSB)
w % ( dane statystyczne wg. GUS)
20
19
18
17
16
15
SB
14
FSB
13
12
04
20
3
Q
04
20
4
Q
05
20
1
Q
05
20
2
Q
05
20
3
Q
05
20
4
Q
06
20
1
Q
06
20
2
Q
06
20
3
Q
06
20
4
Q
07
20
1
Q
07
20
2
Q
ródło: Opracowanie własne na podstawie danych zamieszczonych w Tabeli 3
Wyprowadzaj c powy ej sformułowane wnioski, dotycz ce zmiany stopy bezrobocia
wynikaj ce ze wst pienia Polski do Unii, abstrahowali my od ewentualnego wpływu
przyst pienia Polski do Unii na poziom wzrostu stopy PKB. Tym samym uznali my, e
zmiana stopy bezrobocia wynikała jedynie z otwarcia rynku pracy i przepływu siły roboczej
mi dzy Polsk i krajami Unii Europejskiej
5. Symulacja krótkookresowych i długookresowych efektów spadku stopy bezrobocia
wynikaj cych ze wst pienia Polski do UE
Na podstawie przeprowadzonych powy ej analiz, dotycz cych oszacowanych modeli i
warunkowych prognoz ex-post, sformułowa mo na nast puj cy wniosek generalny:
wst pienie Polski do Unii Europejskiej wpłyn ło na trajektori zmian stopy bezrobocia
oraz poło enie granicznej wielko ci stopy bezrobocia.
Uzna jednocze nie nale y, e efekt spadku stopy bezrobocia, wyra aj cy si zmian
trajektorii:
• nie był natychmiastowy, wykazywał opó nienie czasowe (tzw. efekt krótkookresowy, opó niony),
• pogł biał si wraz z upływem czasu zmierzaj c do warunkowej granicy (tzw. efekt
długookresowy).
Uwzgl dniaj c powy sze wnioski, uznaj c jednocze nie, e zmienna ut alternatywnie oznacza
zmienn SUt lub SBt, zaproponowa mo emy nast puj ce rozwi zanie modelowe:
gdzie:
u t = b0 + a ⋅ u t −1 + b1 SPKBt −i + b2 X 05 at + ε t
X 05 at =
0 dla t = 1,2 ,3 ,...,40 ( tzn. : od I .kw. 1977 do IV kw. 2004 )
1 dla t = 41,42 ,43 ,..., ( tzn. : od I .kw. 2005 do IV kw. 2007 )
(29)
(30)
Na podstawie powy szego modelu okre li mo emy graniczny warunkowy poziom stopy
bezrobocia oraz krótko i długookresowe efekty wpływu wst pienia Polski do UE na poziom stopy
bezrobocia.
A. Graniczny warunkowy poziom stopy bezrobocia:
b + b1 SPKBt −i + b2 X 05 at
(31)
u et = 0
1−a
Graniczny warunkowy poziom stopy bezrobocia (uet) wskazuje na granic funkcji trendu
przeł cznikowego (29) do której zmierza stopa bezrobocia przy ustalonym poziomie stopy wzrostu
11
PKB, oraz w warunkach, gdy Polska nie nale ała do UE (X05at=0) lub gdy przyst piła do UE
(X05at=1).
B. Efekt krótkookresowy wpływu wst pienia Polski do UE na stop bezrobocia (u) (efekt zmiany
trajektorii stopy bezrobocia w warunkach, gdy X0at 1):
∆u t
(32)
= b2 < 0 , ∆X 05 at ≡ 1,
∆X 05 a t
Efekt krótkookresowy wskazuje, e w warunkach stało ci stopy wzrostu PKB stopa
bezrobocia w okresie t, (tzn. w I kwartale 2005 roku) na skutek przyst pienia Polski do UE spadła o
około b punktów procentowych.
Ef t k ( ∆X 05 a ) : Ef t k
C. Efekt długookresowy wpływu wst pienia Polski do UE na stop bezrobocia (u) (efekt zmiany
granicznego warunkowego poziomu stopy bezrobocia):
∆u et
b2
(33)
< 0 , ∆X 05 at ≡ 1
∆X 05 at
1− a
Efekt długookresowy wskazuje, e w warunkach stało ci stopy wzrostu PKB, stopa
bezrobocia, na skutek przyst pienia Polski do UE, spadnie ostatecznie o około b/(1-a) punktów
procentowych.
Ef t d ( ∆X 05 a ) : Ef t d =
= ∆u et =
Tabela 4 Wyniki oszacowa MNK dynamicznych modeli
bezrobocia na podstawie danych z lat 1997 kw.1-2007 kw.2
Parametry
b0
a
b1
b2
Oszacowane warto ci parametrów strukturalnych oraz warto ci
statystyk t-studenta dla próby na podstawie danych:
EUROSTAT
GUS
zmienna objasniana: SUt
zmienna obja niana: SBt
Symbol
Oceny oraz
Symbol
Oceny oraz
zmiennej
warto ci statystyk t
zmiennej
warto ci statystyk t
1
2,8219
1
2,384
(2,868)
(2,7704)
SUt-1
0,8922
SBt-1
0,9129
(18,336)
(21,30)
SPKBt-1
-0,2303
SPKBt-1
-0,2067
(-2,841)
(-3,42)
X05at
-0,8342
X05at
-0,5321
(-2,169)
(-1,98)
Charakterystyka próby statystycznej oraz miary jako ci oszacowa modelu
n
41
42
R2
0,9472
0,9513
Se
0,8725
0,7105
DW
1,9901
1,897
D-h[prob]
0,0331[0,974]
0,3476[0,728]
Efekty długookresowe oddziaływania:
Produktu
krajowego
-2,135
-2,37
Wst pienia
Polski do Unii
-7,73
-6,11
ródło: Obliczenia własne na podstawie danych EUROSTAT i GUS
Na podstawie danych statystycznych zamieszczonych w Tabeli 1.Z, stosuj c metod
najmniejszych kwadratów, oszacowano parametry strukturalne modelu (29) dla obu omawianych
wersji. Analiza jako ci oszacowa modelu w obu jego wersjach (patrz: zał cznik 5 i 6) potwierdziła
wcze niejsze wnioski, wskazuj ce na opó nione jedno-okresowo oddziaływanie stopy wzrostu PKB
na stop bezrobocia. Ostateczne rezultaty oszacowa , poddane dalszej analizie, przedstawiono w
Tabeli 4. Na podstawie zamieszczonych tam wyników powiemy:
12
•
Wzrost rocznej stopy PKB o 1% w danym kwartale prowadził do natychmiastowego spadku stopy
bezrobocia o około:
[0,23% (EUROSTAT)], [0,21% (GUS)]
• Wzrost rocznej stopy PKB o 1% w danym kwartale i utrzymania go na niezmienionym poziomie
prowadził do ostatecznego spadku stopy bezrobocia o około:
[2,135% (EUROSTAT)], [2,37% (GUS)]
• Wej cie Polski do UE wywołało natychmiastowe przesuni cie trajektorii zmian stopy bezrobocia o
około:
[0,834% (EUROSTAT)], [0,532% (GUS)]
• Wej cie Polski do UE wywołało długookresowy spadek stopy bezrobocia (spadek poło enia
warunkowej granicy stopy bezrobocia) o około:
[7,73% (EUROSTAT)], [6,11% (GUS)]
Zauwa my, e zgodnie z (31) szacunki granicznych warunkowych stóp bezrobocia dla obu
wersji modelu wynosz odpowiednio:
SU et =
2 ,822 − 0 ,23 ⋅ SPKBt −1 − 0 ,834 ⋅ X 05 at
1 − 0 ,8922
(34.1)
SBet =
2 ,384 − 0 ,207 ⋅ SPKBt −1 − 0 ,532 ⋅ X 05 at
1 − 0 ,9129
(34.2)
Na podstawie (34.1) i (34.2) dokona mo na symulacji poziomu granicznych stóp bezrobocia
w zale no ci od wielko ci stóp wzrostu PKB w hipotetycznych warunkach przynale no ci i
nieprzynale no ci Polski do UE. Wyniki symulacji przedstawiono w Tabeli 5.
Tabela 5 Symulowane graniczne poziomy stóp bezrobocia
w hipotetycznych warunkach nieprzynale no ci i przynale no ci Polski do UE
oraz zało onych poziomach stóp wzrostu PKB
Zało ona
stopa wzrostu
PKB
Graniczny poziom stopy bezrobocia w
uj ciu EUROSTAT w warunkach:
Graniczny poziom stopy bezrobocia w
uj ciu GUS w warunkach:
SPKB%
nieprzynale no ci
Polski do UE
SUnet
przynale no ci
Polski do UE
SUpet
nieprzynale no ci
Polski do UE
SBnet
przynale no ci
Polski do UE
SBpet
0%
1%
2%
3%
4%
5%
6%
7%
26,18%
24,04%
21,91%
19,77%
17,64%
15,51%
13,38%
11,24%
18,44%
16,31%
14,17%
12,04%
9,91%
7,78%
5,65%
3,51%
27,37%
24,99%
22,62%
20,24%
17,86%
15,48%
13,11%
10,73%
21,26%
18,88%
16,51%
14,13%
11,75%
9,37%
7,00%
4,62%
ródło: Obliczenia własne na podstawie danych EUROSTAT i GUS
Przedstawione w tabeli 5 wyniki symulacji potwierdzaj sformułowane powy ej wnioski
dotycz ce efektów długookresowych wynikaj cych ze zmiany stopy wzrostu PKB oraz przyst pienia
Polski do Unii Europejskiej. Warto jednocze nie zauwa y , e zakładaj c mo liwo utrzymania si
w najbli szych latach rocznej stopy wzrostu PKB w granicach od 5 do 6 procent mo na
oczekiwa , e stopa bezrobocia w Polsce ukształtuje si :
• w granicach od 7,78% do 5,65% (w uj ciu EUROSTAT),
• w granicach od 9,37% do 7,00% (w uj ciu GUS).
Sformułowane powy ej wnioski potwierdzaj postawion na wst pie hipotez badawcz , w my l
której: w wyniku wst pienia Polski do Unii Europejskiej i cz ciowego otwarcia europejskiego
rynku pracy nast pił spadek stopy bezrobocia w Polsce.
13
BIBLIOGRAFIA
[1] Barro R.: Makroekonomia, PWE, Warszawa 1997.
[2] Burda M., Wyplosz Ch.: Makroekonomia, Podr cznik europejski, PWE, Warszawa 1995.
[3] Chow G.: Ekonometria, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa 1995.
[4] Dornbusch R., Fischer S., Sparks G. R.: Macroeconomics, Third Canadian Edition, McGraw-Hill Ryerson
Limited, Toronto 1989.
[5] Maddala G.,S.: Introduction to Econometrics, John Wiley & Sons LTD, New York 2001.
[6] Hall R., E., Taylor J., B.: Makroekonomia, Teoria, funkcjonowanie i polityka, Wydawnictwo Naukowe
PWN, Warszawa 1995.
[7] Kwiatkowski, Kucharski L. Tokarski T.: Bezrobocie i zaytrudnienie a PKB w Polsce w latach 1993-2001,
Ekonomista,2002/3, s.329-346.
[8] Kwiatkowski E.: Strukturalne determinanty naturalnej stopy bezrobocia, Bank i Kredyt, listopad – grudzie
2002, Konferencja Naukowa, Sesja II Rynek pracy a polityka pieni na, s. 149 -155,
[9] Layard R., Nickell S., Jackman R.: Unemloyment: Macroeconomic Performance and the Labour Market,
Oxford University Press, Oxford 1991
[10] Ossowski J., Cz.: Dynamika bezrobocia a dynamika produkcji sprzedanej polskiego przemysłu, w
„Dynamiczne Modele Ekonometryczne”, Instytut Wydawniczy Gravis, Toru 1995, s. 31-42.
[11] Ossowski J., Cz.: Wybrane zagadnienia z makroekonomii, Poj cia, problemy, przykłady i zadania, WSFiR,
Sopot 2004.
[12] Ossowski J., Cz.: Zatrudnienie i bezrobocie a dynamika wzrostu gospodarczego. W: Prace Naukowe
Katedry Ekonomii i Zarz dzania Przedsi biorstwem, Tom V, Politechnika Gda ska, Wydział Zarz dzania
i Ekonomii, Gda sk 2006, s.7-18
[13] Ossowski J., Cz.: Pomiar i interpretacja efektów sezonowych w przyczynowo-skutkowych modelach
dynamicznych na przykładzie modelu płac w Polsce, W: MODELOWANIE I PROGNOZOWANIE
GOSPODARKI NARODOWEJ, Prace i Materiały Wydziału Zarz dzania Uniwersytetu Gda skiego, Nr
5/2007, Wydział Zarz dzania Uniwersytetu Gda skiego, Sopot 2007, s. 639-655,
[14] Romer D.: Makroekonomia dla zaawansowanych, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa 2000.
[15] Poland Quarterly Statistics, GUS, Warszawa, lata:1996-2007
[16] www.mps.gov.pl – Ministerstwo Pracy i Polityki Społecznej – stan na 2007.10.29
[17] www.tf.pl – Tygodnik Finansowy – stan na 2007.11.22
[18] www.apraca.pl – Rynek pracy po 1 maja, - stan na 2007-10-29
14
Zał cznik 1
ZAŁ CZNIKI
Tabela 1. Z.
Stopy bezrobocia oraz bezrobocie ogółem według EUROSTAT i GUS
na tle stóp wzrostu PKB w Polsce w okresie od 1997 r. kw. I do 2007 kw.II
Rok i
kwartał
OKRES
1997Q1
1997Q2
1997Q3
1997Q4
1998Q1
1998Q2
1998Q3
1998Q4
1999Q1
1999Q2
1999Q3
1999Q4
2000Q1
2000Q2
2000Q3
2000Q4
2001Q1
2001Q2
2001Q3
2001Q4
2002Q1
2002Q2
2002Q3
2002Q4
2003Q1
2003Q2
2003Q3
2003Q4
2004Q1
2004Q2
2004Q3
2004Q4
2005Q1
2005Q2
2005Q3
2005Q4
2006Q1
2006Q2
2006Q3
2006Q4
2007Q1
2007Q2
Stopa bezrobocia Bezrobocie w tys.
Stopa
w%
osób
bezrobocia w %
wg. EUROSTAT wg EUROSTAT
wg GUS
SU
UG
SB
11,9
2038,6
14,1809
10,8
1826,7
13,0742
10,2
1718,3
11,9643
10
1697,2
11,6307
10,5
1806,5
11,742
9,8
1660,3
10,8512
9,9
1669,2
10,8512
10,8
1832,9
11,742
13,2
2281,7
13,5173
13
2229
13,0742
13,8
2357,7
13,628
14,9
2570,9
14,6227
16,9
2909,9
15,6149
16,2
2804,4
15,1742
15,5
2705,9
15,725
16,4
2854,1
16,9338
18,4
3190,6
18,0295
18,3
3199,2
17,8106
18
3154,8
18,2482
18,9
3282,6
19,4491
20,2
3477,5
20,3202
19,7
3399,9
19,4491
19,9
3442
19,6671
20
3440,1
20,1026
20,5
3440,5
20,7549
19,1
3230,7
19,776
19,2
3264,3
19,5581
19,6
3343,9
20,1026
20,6
3488,4
20,4
18,9
3178,4
19,4
18
3069,1
18,9
18,2
3123,3
19
18,8
3186,3
19,2
17,7
3007,5
18
17,2
2990,2
17,6
16,9
2934,9
17,6
15,9
2672,9
17,8
13,5
2263,5
15,9
12,8
2193,3
15,2
12,3
2083,8
14,9
11
1826,8
14,4
9,9
1630,9
12,4
ródło: Opracowanie własnych na podstawie danych EUROSTST i GUS
15
Bezrobocie w
tys. osób wg
GUS
BO
2235,7
2039,9
1853,7
1826,4
1845,7
1687,6
1676,7
1831,4
2170,4
2074
2177,8
2349,8
2533,6
2437,4
2528,8
2702,6
2898,7
2849,2
2920,4
3115,1
3259,9
3090,9
3112,6
3217
3321
3134,6
3073,3
3175,7
3265,8
3071,2
2970,9
2999,6
3052,6
2827,4
2760,1
2773
2822
2487,6
2363,6
2309,4
2232,5
1895,1
Stopa wzrostu
PKB
w%
SPKB
6,9976
7,593
6,7976
6,4014
6,51
5,314
4,9009
2,9997
1,5961
3,088
5,0038
6,1959
5,9884
5,0069
3,0959
2,4083
2,2059
0,89609
0,80182
0,19724
0,40096
0,7985
1,5987
2,1881
2,2942
4,0094
4,0989
4,7122
6,8029
5,891
4,8002
3,9977
2,3954
3,2
4,2989
4,402
5,499
6,0024
6,3006
6,6015
7,401
6,7024
Zał cznik 2
Wyniki oszacowa dynamicznego modelu stopy bezrobocia (SU – wg. EUROSTAT)
w warunkach zró nicowanych opó nie stopy wzrostu produktu krajowego (SPKBt-i)
dla okresu poprzedzaj cego wej cie Polski do Unii Europejskiej
Tablica 2.1 Z
Przypadek braku opó nie zmiennej SPKB
Ordinary Least Squares Estimation
*******************************************************************************
Dependent variable is SU
29 observations used for estimation from 1997Q2 to 2004Q2
*******************************************************************************
Regressor
Coefficient
Standard Error
T-Ratio[Prob]
C
2.2340
1.0268
2.1757[.039]
SU(-1)
.91552
.051656
17.7234[.000]
SPKB
-.17527
.090255
-1.9419[.063]
*******************************************************************************
R-Squared
.94335
R-Bar-Squared
.93899
S.E. of Regression
.95935
F-stat.
F( 2, 26) 216.4665[.000]
Mean of Dependent Variable
15.9724
S.D. of Dependent Variable
3.8839
Residual Sum of Squares
23.9290
Equation Log-likelihood
-38.3623
Akaike Info. Criterion
-41.3623
Schwarz Bayesian Criterion
-43.4132
DW-statistic
1.9267
Durbin's h-statistic
.20543[.837]
*******************************************************************************
Tablica 2.2 Z
Przypadek jednookresowego opó nienia zmiennej SPKB
*******************************************************************************
*******************************************************************************
Regressor
Coefficient
Standard Error
T-Ratio[Prob]
C
2.8678
1.1215
2.5571[.017]
SU(-1)
.88653
.054863
16.1589[.000]
SPKB(-1)
-.22001
.093926
-2.3424[.027]
*******************************************************************************
R-Squared
.94643
R-Bar-Squared
.94231
S.E. of Regression
.93284
F-stat.
F( 2, 26) 229.6908[.000]
15.9724
3.8839
22.6251
-37.5498
-40.5498
-42.6008
DW-statistic
1.9461
.15190[.879]
*******************************************************************************
Tablica 2.3 Z
Przypadek dwuokresowego opó nienia zmiennej SPKB
*******************************************************************************
*******************************************************************************
Regressor
Coefficient
Standard Error
T-Ratio[Prob]
C
3.6704
1.3423
2.7345[.011]
SU(-1)
.84676
.063890
13.2533[.000]
SPKB(-2)
-.26368
.10662
-2.4730[.020]
*******************************************************************************
R-Squared
.94748
R-Bar-Squared
.94344
S.E. of Regression
.92366
F-stat.
F( 2, 26) 234.5384[.000]
15.9724
3.8839
22.1821
-37.2630
-40.2630
-42.3140
DW-statistic
1.9173
.23711[.813]
*******************************************************************************
16
Zał cznik 3
Wyniki oszacowa dynamicznego modelu stopy bezrobocia (SB – wg. GUS)
dla okresu poprzedzaj cego wej cie Polski do Unii Europejskiej
Tablica 3.1 Z
*******************************************************************************
Dependent variable is SB
*******************************************************************************
Regressor
Coefficient
Standard Error
T-Ratio[Prob]
C
2.0375
.82934
2.4567[.021]
SB(-1)
.93114
.042772
21.7700[.000]
SPKB
-.19966
.063599
-3.1393[.004]
*******************************************************************************
R-Squared
.95947
R-Bar-Squared
.95647
S.E. of Regression
.71564
F-stat.
F( 2, 27) 319.6096[.000]
16.2465
3.4301
13.8278
-30.9504
-33.9504
-36.0522
DW-statistic
1.7725
.64091[.522]
*******************************************************************************
Tablica 3.2 Z
*******************************************************************************
*******************************************************************************
Regressor
Coefficient
Standard Error
T-Ratio[Prob]
C
2.4457
.93220
2.6236[.014]
SB(-1)
.90788
.046797
19.4004[.000]
SPKB(-1)
-.20484
.066986
-3.0579[.005]
*******************************************************************************
R-Squared
.95891
R-Bar-Squared
.95587
S.E. of Regression
.72059
F-stat.
F( 2, 27) 315.0472[.000]
16.2465
3.4301
14.0198
-31.1572
-34.1572
-36.2590
DW-statistic
1.7802
.62285[.533]
*******************************************************************************
Tablica 3.3 Z
*******************************************************************************
*******************************************************************************
Regressor
Coefficient
Standard Error
T-Ratio[Prob]
C
2.8895
1.1428
2.5285[.018]
SB(-1)
.88241
.055708
15.8399[.000]
SPKB(-2)
-.21268
.079152
-2.6869[.012]
*******************************************************************************
R-Squared
.95635
R-Bar-Squared
.95312
S.E. of Regression
.74269
F-stat.
F( 2, 27) 295.7861[.000]
16.2465
3.4301
14.8929
-32.0634
-35.0634
-37.1652
DW-statistic
1.7058
.84600[.398]
*******************************************************************************
17
Zał cznik 4
Prognozy warunkowe oraz bł dy prognoz stóp bezrobocia dla lat 2004 kw. III – 2007 kw.II
na podstawie modeli dynamicznych z lat poprzedzaj cych wej cie Polski do UE
Tablica 4.1. Z
Prognozy stopy bezrobocia SU dla danych EUROSTAT
Single Equation Dynamic Forecasts
*******************************************************************************
Based on OLS regression of SU on:
C
SU(-1)
SPKB(-1)
*******************************************************************************
Observation
Actual
Prediction
Error
S.D. of Error
2004Q3
18.0000
18.3271
-.32707
1.0033
2004Q4
18.2000
18.0592
.14084
1.3812
2005Q1
18.8000
17.9982
.80181
1.6225
2005Q2
17.7000
18.2967
-.59667
1.7695
2005Q3
17.2000
18.3843
-1.1843
1.9097
2005Q4
16.9000
18.2201
-1.3201
2.0452
2006Q1
15.9000
18.0520
-2.1520
2.1595
2006Q2
13.5000
17.6615
-4.1615
2.2829
2006Q3
12.8000
17.2046
-4.4046
2.4041
2006Q4
12.3000
16.7340
-4.4340
2.5179
2007Q1
11.0000
16.2505
-5.2505
2.6255
2007Q2
9.9000
15.6460
-5.7460
2.7524
2007Q3
*NONE*
15.2638
*NONE*
2.8217
*******************************************************************************
Summary statistics for single equation dynamic forecasts
Based on 12 observations from 2004Q3 to 2007Q2
Mean Prediction Errors
-2.3862
Mean Sum Abs Pred Errors
2.5433
Sum Squares Pred Errors
10.4888
Root Mean Sumsq Pred Errors
3.2386
Predictive failure test
F( 12, 26)=
1.0062[.471]
Structural stability test F( 3, 35)=
1.9449[.140]
*******************************************************************************
Tablica 4.2. Z
Prognozy stopy bezrobocia SB dla danych GUS
Single Equation Dynamic Forecasts
*******************************************************************************
Based on OLS regression of SB on:
C
SB(-1)
SPKB(-1)
*******************************************************************************
Observation
Actual
Prediction
Error
S.D. of Error
2004Q3
18.9000
18.8518
.048177
.77373
2004Q4
19.0000
18.5776
.42241
1.0785
2005Q1
19.2000
18.4930
.70701
1.2834
2005Q2
18.0000
18.7444
-.74440
1.4194
2005Q3
17.6000
18.8078
-1.2078
1.5479
2005Q4
17.6000
18.6403
-1.0403
1.6709
2006Q1
17.8000
18.4672
-.66717
1.7765
2006Q2
15.9000
18.0852
-2.1852
1.8850
2006Q3
15.2000
17.6354
-2.4354
1.9882
2006Q4
14.9000
17.1659
-2.2659
2.0829
2007Q1
14.4000
16.6780
-2.2780
2.1702
2007Q2
12.4000
16.0713
-3.6713
2.2672
2007Q3
*NONE*
15.6635
*NONE*
2.3240
*******************************************************************************
Summary statistics for single equation dynamic forecasts
Based on 12 observations from 2004Q3 to 2007Q2
Mean Prediction Errors
-1.2765
Mean Sum Abs Pred Errors
1.4728
Sum Squares Pred Errors
3.2274
Root Mean Sumsq Pred Errors
1.7965
Predictive failure test
F( 12, 27)=
1.1462[.367]
Structural stability test F( 3, 36)=
1.0020[.403]
*******************************************************************************
18
Zał cznik 5
Wyniki oszacowa dynamicznego modelu stopy bezrobocia (SU – wg. EUROSTAT)
dla okresu od 1997 r. kw. I do 2007 kw. II
Tablica 5.1. Z
*******************************************************************************
*******************************************************************************
Regressor
Coefficient
Standard Error
T-Ratio[Prob]
C
2.4428
.90277
2.7059[.010]
SU(-1)
.91077
.044323
20.5484[.000]
SPKB
-.21441
.077962
-2.7502[.009]
X05A
-.76384
.33586
-2.2743[.029]
*******************************************************************************
R-Squared
.94665
R-Bar-Squared
.94232
S.E. of Regression
.87742
F-stat.
F( 3, 37) 218.8262[.000]
15.7415
3.6534
28.4847
-50.7103
-54.7103
-58.1374
DW-statistic
1.9569
.14404[.885]
*******************************************************************************
Tablica 5.2. Z
*******************************************************************************
*******************************************************************************
Regressor
Coefficient
Standard Error
T-Ratio[Prob]
C
2.8219
.98389
2.8681[.007]
SU(-1)
.89215
.047271
18.8730[.000]
SPKB(-1)
-.23027
.081064
-2.8406[.007]
X05A
-.83420
.32658
-2.5543[.015]
*******************************************************************************
R-Squared
.94724
R-Bar-Squared
.94297
S.E. of Regression
.87248
F-stat.
F( 3, 37) 221.4494[.000]
15.7415
3.6534
28.1651
-50.4790
-54.4790
-57.9061
DW-statistic
1.9901
.033103[.974]
*******************************************************************************
Tablica 5.3. Z
*******************************************************************************
*******************************************************************************
Regressor
Coefficient
Standard Error
T-Ratio[Prob]
C
2.9357
1.0971
2.6758[.011]
SU(-1)
.88396
.051837
17.0526[.000]
SPKB(-2)
-.22046
.086836
-2.5388[.015]
X05A
-.92812
.32711
-2.8373[.007]
*******************************************************************************
R-Squared
.94527
R-Bar-Squared
.94084
S.E. of Regression
.88863
F-stat.
F( 3, 37) 213.0268[.000]
15.7415
3.6534
29.2177
-51.2312
-55.2312
-58.6583
DW-statistic
1.9190
.27491[.783]
*******************************************************************************
19
Zał cznik 6
Wyniki oszacowa dynamicznego modelu stopy bezrobocia (SB – wg. GUS)
dla okresu od 1997 r. kw. I do 2007 kw. II
Tablica 6.1. Z
*******************************************************************************
*******************************************************************************
Regressor
Coefficient
Standard Error
T-Ratio[Prob]
C
2.0791
.79009
2.6315[.012]
SB(-1)
.92992
.040156
23.1580[.000]
SPKB
-.20587
.058858
-3.4978[.001]
X05A
-.46355
.27289
-1.6986[.098]
*******************************************************************************
R-Squared
.95185
R-Bar-Squared
.94804
S.E. of Regression
.70668
F-stat.
F( 3, 38) 250.3735[.000]
16.3880
3.1003
18.9773
-42.9124
-46.9124
-50.3878
DW-statistic
1.8799
.40290[.687]
*******************************************************************************
Tablica 6.2. Z
*******************************************************************************
*******************************************************************************
Regressor
Coefficient
Standard Error
T-Ratio[Prob]
C
2.3840
.86053
2.7704[.009]
SB(-1)
.91294
.042861
21.3000[.000]
SPKB(-1)
-.20666
.060429
-3.4199[.002]
X05A
-.53210
.26876
-1.9798[.055]
*******************************************************************************
R-Squared
.95132
R-Bar-Squared
.94748
S.E. of Regression
.71051
F-stat.
F( 3, 38) 247.5513[.000]
16.3880
3.1003
19.1831
-43.1389
-47.1389
-50.6143
DW-statistic
1.8970
.34757[.728]
*******************************************************************************
Tablica 6.3. Z
*******************************************************************************
*******************************************************************************
Regressor
Coefficient
Standard Error
T-Ratio[Prob]
C
2.3766
.97898
2.4276[.020]
SB(-1)
.90912
.047813
19.0140[.000]
SPKB(-2)
-.18601
.066909
-2.7800[.008]
X05A
-.61176
.27649
-2.2126[.033]
*******************************************************************************
R-Squared
.94710
R-Bar-Squared
.94292
S.E. of Regression
.74068
F-stat.
F( 3, 38) 226.7785[.000]
16.3880
3.1003
20.8473
-44.8860
-48.8860
-52.3614
DW-statistic
1.8171
.62321[.533]
*******************************************************************************
20

Wstąpienie Polski do Unii Europejskiej a Stopa Bezrobocia w

Transkrypt

Podobne dokumenty

Stopa bezrobocia w państwach Unii Europejskiej

POWIAT WOŁOMIŃSKI 21 455 podmiotów gospodarczych

Powiatowy Urząd Pracy w Świdwinie

Sytuacja na rynku pracy w Polsce wśród osób młodych

Pobierz pdf - Euroguidance

przeczytaj całość

ćwiczenia 5 - E-SGH

komentarz bieżący

Absolwent na rynku pracy