Relacja płac do wydajności pracy w Polsce: ujęcie

Transkrypt

B a n k i K r e d y t 40 (5), 2009, 61–88
www.bankikredyt.nbp.pl
www.bankandcredit.nbp.pl
Relacja płac do wydajności pracy w Polsce:
ujęcie sektorowe
Jakub Growiec*
Nadesłany: 18 maja 2009 r. Zaakceptowany: 29 lipca 2009 r.
Streszczenie
Wzrost produktywności pracy w Polsce w latach 1995–2008 był szybszy niż wzrost płac. Celem
badania jest stwierdzenie, w jakim stopniu za owo zjawisko oraz wynikające z niego zmiany relacji płac do wydajności pracy odpowiedzialne były skutki realokacji sektorowej. Uwzględnione zostaną przy tym podział na poszczególne kategorie PKD, jak też mniej szczegółowe dekompozycje
na grupy sektorów podlegających i niepodlegających wymianie zagranicznej, relatywnie praco-
i kapitałochłonnych oraz sektory wydobywcze, przemysłowe i usługowe. Wyniki analiz opartych
na danych jednostkowych wskazują, że skutki realokacji sektorowej mają na ogół niewielki wpływ na
zmiany pozycji płac – zarówno trendu, jak i zmienności cyklicznej. Niemal całą zmienność pozycji
płac w gospodarce można objaśnić zmiennością pozycji płac w ramach poszczególnych sektorów.
Słowa kluczowe: pozycja płac, produktywność pracy, realokacja sektorowa, dane jednostkowe
JEL: D33, E25
* Narodowy
Bank Polski, Instytut Ekonomiczny; Szkoła Główna Handlowa w Warszawie, Instytut Ekonometrii;
e-mail: [email protected].
62
J . Growiec
1. Wstęp
Według powszechnie przyjmowanego w badaniach makroekonomicznych założenia, udział wynagrodzenia czynnika pracy w PKB powinien być stały lub chociaż – o ile dopuszcza się występowanie w gospodarce losowych zaburzeń – oscylować wokół stałej wielkości. Powinno tak być,
gdyż począwszy od przełomowego artykułu Solowa (1957), w literaturze zwykło się przyjmować,
że zagregowana funkcja produkcji w gospodarce ma kształt funkcji Cobba–Douglasa o stałych korzyściach skali. Cechą definiującą takie funkcje jest z kolei stałość ich elastyczności cząstkowych,
co w przypadku gdy marże monopolistyczne są również stałe, pociąga za sobą stałość udziału
wynagrodzeń poszczególnych czynników w produkcie. Z drugiej strony, powstanie, trwałość
i powszechność paradygmatu funkcji Cobba–Douglasa opierają się na empirycznie obserwowanej
w latach powojennych stałości udziału wynagrodzenia pracy w PKB Stanów Zjednoczonych oraz
innych wysoko rozwiniętych krajów świata. Wielkość ta zwykła oscylować wokół 2/3, choć mogła
nieznacznie różnić się w poszczególnych krajach (por. Bernanke, Gürkaynak 2001; Gollin 2002).
Sytuacja ta zmieniła się jednak w latach 90. XX w. O ile w USA udział wynagrodzenia pracy
pozostał w przybliżeniu stały, o tyle w innych krajach zaczął stopniowo spadać, tj. produktywność pracy zaczęła rosnąć szybciej niż płace (Bernanke, Gürkaynak 2001; Genre i in. 2009; OECD
2009). Zjawisko to wiązano w literaturze ze zmianą struktury sektorowej gospodarek (np. de Serres
i in. 2002; Kyyrä, Maliranta 2008; Genre i in. 2009) oraz łączącym się z nią procesem zmian technologicznych faworyzujących dobra inwestycyjne (investment-specific technological change; por.
np. Gordon 1990; Whelan 2003). Zauważono bowiem, że m.in. w krajach Unii Europejskiej, kiedy
po 1990 r. udział wynagrodzenia pracy w PKB zaczął stopniowo spadać, równocześnie zaczął rosnąć udział w tworzeniu PKB sektorów wysokiej technologii o charakterze eksportowym oraz sektorów wykorzystujących w szerokim zakresie technologie komputerowe i telekomunikacyjne jako
„technologie ogólnego zastosowania” (general purpose technology; por. Timmer i in. 2003).
Podobne zjawisko zaobserwowano też w Polsce (Socha 2008; Kolasa 2008) od 1995 r., kiedy rozpoczynały się jednolite metodologicznie szeregi czasowe dotyczące polskiego PKB i jego składowych. Płace w Polsce rosły odtąd na ogół wolniej niż wydajność pracy. Nie przeprowadzono jednak dotąd systematycznych badań, pozwalających wskazać na potencjalne źródła tego zróżnicowania. Ekstrapolacja
wyników wprost z badań gospodarek wysoko rozwiniętych nie wydaje się natomiast zasadna ze względu na występujące w naszym kraju procesy transformacji, restrukturyzacji oraz realnej konwergencji.
Celem niniejszego opracowania jest zatem wypełnienie tej luki w literaturze, a więc określenie,
w jakim stopniu zmiany pozycji płac (czyli udziału wynagrodzenia czynnika pracy w produkcie)
w Polsce w latach 1995–2008 wynikały z:
Wszystkie
wnioski zawarte w artykule pochodzą od autora i nie powinny być utożsamiane ze stanowiskiem
Narodowego Banku Polskiego. Odpowiedzialność za wszelkie błędy ponosi autor.
Shaikh (1974) zauważył natomiast, że możliwa jest też sytuacja odwrotna: jeśli (z dowolnych przyczyn) proporcja
wynagrodzenia czynników będzie stała, to metody ekonometryczne identyfikują zagregowaną funkcję produkcji jako
funkcję Cobba–Douglasa, nawet jeśli w rzeczywistości ma ona inny kształt lub nie istnieje.
Pojęcia „wydajność pracy” oraz „produktywność pracy” używane są w niniejszym artykule zamiennie. Oba te pojęcia
odnoszą się do wartości dodanej brutto wytworzonej w ciągu roku, w przeliczeniu na jednego pracownika.
Inni autorzy wiążą też spadek udziału płac w PKB m.in. z: postępami globalizacji, wzrostem integracji międzynarodowej, offshoringu (m.in. Rodrik 1997; Jaumotte, Tytell 2007), deregulacją rynków pracy oraz zmianami siły przetargowej pracodawców i pracobiorców (m.in. Blanchard 1998; Blanchard, Giavazzi 2003), a także zmianami cen surowców naturalnych (Bentolila, Saint-Paul 2003). Szczegółowa analiza wpływu tych czynników na udział płac w PKB
wykracza poza zakres niniejszego opracowania.
Relacja płac do wydajności pracy w Polsce...
63
1) procesów restrukturyzacyjnych, zmieniających wagę poszczególnych sektorów w wykorzystaniu czynników produkcji oraz tworzeniu polskiego PKB,
2) procesów dostosowań płacowych, zmieniających relację płac pomiędzy poszczególnymi sektorami,
3) procesów zachodzących w poszczególnych sektorach.
Możliwe jest, że znaczną część obserwowanego spadku pozycji płac będzie objaśniać sama realokacja pracy z sektorów mniej produktywnych do sektorów bardziej produktywnych, za
to bardziej kapitałochłonnych. Możliwe jest też, że ważniejsze okażą się tu zmiany pozycji płac
w poszczególnych sektorach, odzwierciedlające m.in. skutki postępu technologicznego wyprzedzającego dynamikę płac oraz procesy globalizacyjne.
W badaniu zastosowano metodykę dekompozycji sektorowej (por. de Serres i in. 2002; Kyyrä,
Maliranta 2008; Sharpe i in. 2008), przy czym wykorzystywano rozmaite sposoby podziału gospodarki na działy: (1) podstawowy dla niniejszego badania podział na 52 sektory według dwucyfrowej klasyfikacji PKD (tożsamy z klasyfikacją NACE Rev. 1.1), a także pomocniczo (2) podział na
trzy działy gospodarki – sektor wydobywczy, przemysł i usługi, (3) podział na sektory zorientowane i niezorientowane na eksport, (4) podział na sektory dóbr i usług podlegających i niepodlegających handlowi zagranicznemu, (5) podział na sektory relatywnie kapitało- i pracochłonne, (6) podział na sektory relatywnie silnie lub słabo konkurencyjne.
Struktura niniejszego opracowania jest następująca. W rozdziale drugim przedstawiona zostanie metodyka badania. Rozdział trzeci stanowi omówienie wykorzystanego zbioru danych. W rozdziale czwartym przedstawiono wyniki badania głównego, opartego na dekompozycji gospodarki na 52 sektory wg klasyfikacji PKD. W rozdziale piątym przedstawiono te wyniki w podziale na
grupy sektorów. W rozdziale szóstym podsumowano wyniki ćwiczenia służącego wyizolowaniu
dynamiki poszczególnych składników pozycji płac. Rozdział siódmy opisuje wyniki dekompozycji wariancji zmian pozycji płac w latach 1995–2008. W rozdziale ósmym skwantyfikowano natomiast skutki realokacji pracy oraz zmian relatywnej produktywności między szerzej zdefiniowanymi działami gospodarki. Rozdział dziewiąty stanowi podsumowanie.
2. Metodyka badania
W opracowaniu starano się precyzyjnie odpowiedzieć na pytanie o względną wagę trzech omówionych we wprowadzeniu zjawisk, a więc skutków:
1) realokacji pracy i kapitału pomiędzy sektorami oraz zmian ich względnej produktywności,
powodujących zmianę struktury wytwarzania wartości dodanej w gospodarce,
2) zmian relatywnych wynagrodzeń w poszczególnych sektorach gospodarki,
3) zmian pozycji płac w poszczególnych sektorach.
W tym celu przeprowadzono następującą dekompozycję udziału wynagrodzenia pracy w wartości dodanej (por. Kyyrä, Maliranta 2008; Sharpe i in. 2008):
Ze względu na specyfikę wykorzystywanych danych, z analiz wyłączone zostały sektory rolnicze (NACE 1-2), a także
sektor pośrednictwa finansowego (NACE 65), sektor ubezpieczeń i funduszy emerytalno-rentowych (NACE 66), sektor działalności pomocniczej związanej z pośrednictwem finansowym i ubezpieczeniami (NACE 67), sektor gospodarstw domowych zatrudniających pracowników (NACE 95) oraz sektor organizacji i zespołów eksterytorialnych
(NACE 99).
64
J . Growiec
wL
Y
w m
¦ Li
Y i1
§ wi Li Yi w ·
¸¸,
Y wi ¹
i 1 © Yi
m
¦ ¨¨
1
(1)
(tj. pozycja płac w sektorze * udział wartości
wL
wdodanej sektora * odwrotność relatywnej płacy w sektorze), gdzie w oznacza płacę na jednego
pracownika,
L – liczbę zatrudnionych, a Y – wartość doY
Y /L
daną brutto. Indeks i odnosi się do i-tego sektora gospodarki, a zmienne bez indeksów oznaczają
*
m §
wielkości zagregowane. W przypadku
52
· wg dwucyfrowej klasywi ,sektory
wt Lpodziału
wt 1 Lt gospodarki
wit Lna
t 1 Li ,t 1 § Yi w ·
t
1
it m
¨
¸
m
¸
¨
§ wna
¦
wL¨ w podziału
Yi ¸w · liczbę szerzej
fikacji PKD, mamy więc m = 52. Podobnie
jest
¸¨i mniejszą
iL
Yt
Yt 1 w przypadku
Yw

1
i 1 © Yit ¦ Li Y¦
i ,t 1¨
i ¹ ¸,
©
¹
¨
Y wi ¸¹
Y
Y i1
i 1 © Yi
zdefiniowanych działów gospodarki.
Zauważmy, że udział wynagrodzenia
brutto jest równocześnie pro§ wi Li Yi dodanej
w·
wL w mpracy mw wartości
m
m
¨ wL w ¸¸,
Li ¦
1
§
·
wL
w
w
L
Y
w
¦
m
m ¨
i i (produktywności)
i
porcją płacy do wydajności
pracy:
.
Y¸¸, Yw i 1 1 i 1§©*wiYLii Y*Y
wL
Li m¦ ¨¨
ww·i ¹
¦
i
m
m
¨
¸
Y
Y
/
L
,

L
1
·
Y wY i 1
wL
w LY Y Y w w
§ ¸t
¦ i ¦
i §
w t 1 ·¸
¨¨1 © i i i i ¸¸,iY¹
Y i §¨11w i Lii 1·¸¨© §¨YiYi ·¸Y ¨ ww
¦ Li ¦
i ¹ (2)
mY w m +
Y
Y
Y i1
¸
¨
i
1
§
·
¨
i
i
©
¹
wiiL1w
wL w
*
i Yi Yw
Y ¹ © 1w it w i ,tm1 §¸¹
wL
©
i
©
¹
¨
¸
,

L
·
w L
·
§
¦ i ¦
wt Lt wt 1 Lt 1
wL
w
¨
¸
¨ wit Lit i ,t 1 i ,t 1 ¸¨ Yi w ¸ Y zmian
Y i 1 pozycji
2.1. Dekompozycja
iwL
¦
Y1 © YYi w/płac
LY wi ¹*
¨ Yw ¸
¨
¸
wL
*Yt
Y
Y
Y
Y
Yw/ L
i 1 ©
it
i ,t 1
¹© i ¹
Y
Y m/ L§ w L · § w · § Y Y t 1 ·
Y
Y /L
+ ¦ ¨¨ i i ¸¸ ¨¨ ¸¸ ¨¨ it i ,t 1 ¸¸
*
w
Rozbijając przyrost wL
pozycji
na zmiany w poY w produkcie)
·§ Y w czasie
wYt 1 L
m § płac (udziału
wit,tL1t Li ,twynagrodzenia
w·
iw1·
© LYi1 ·*¹ ©mw§ï w
¹ pracy
¹
it©Litt
wt Lt wt 1 Lt 1
wit Lit w
1 t §1Yit*w
m §
·w
wi ,t i ,1t L1i ,t i1,t ·1§¸¸Y¨¨ wi ·* ¸¸ ¨
¸
¦
m §Y
¸¸ równość
¨
w
L
L
w
L
Y
/
L
¨
w
L
szczególnych
otrzymujemy
następującą
(t
–
bieżący
rok,
t
–
1
–
poprzedni
rok):
¦
·
§
t
t
t
1
t
1
it
it
i
wt Lt wsektorach,
L
w
L
Y
w
¨
1 i ,t 1
Yit Yi ,t 1* ¸¨¹© Yw
¸
i 1¨
1¸ i¹ ¦
Yt t Y1 t t11 ¦i ¨1 ¨© it Yitit i ,t Y
Yt i ,t 1 ¸¨¨ ¸¹Yi©t Yw
¸ŸYw *¸§i ¹
¸ x i 1 ¨© Yit m § wYL
¨
¸
Y
Y
·
·
w
w
x
Yt
Yt 1
Y
Y
Yw
t
t
1
i
,
t
1
i
§
·
©
i 1 ©
it
i ,t 1 * ¹© t i ¹ t 1
t 1 ¸
¨ i* i ¸ ¹© i ¹¨ t
mx§
wi ,t 1 Li ,t+1 ·§ Yi¨w ·Y ¸ ¨© Y ¸¹ ¨ w w
¸
wt Lt wt 1 Lt 1
w
L
2
it
it
i¨ 1 © ¸ i ¹
it
i ,t 1 ¹
¨
¸
©
¦
¨
¸¨ Yw ¸
Yt
Yt 1
Y
i 1 © Yit
i ¹
* i ,t 1 * ¹©
*
m
*
*
*
*
m
m
G
*
§ wt
·G i Liw·G* L§GYi ·* L§ w
Yi ,§t 1Y·w ·
§w
·Lt §1 w·w
· i ,§t Y
§
w
Liw
§ iw
w
m § w i L i · § Yi *·§
w
L
m
it i ,t 1 ·
t
1
t
·
1L
§
·
§
1 · +
t¨
t L ·t¸1§ tY
it ¸
it¨ · ¸¸
i
¨
w
L
Y
w
w
¸
¨
§
¨
¸
¨
§
·
¸
¨
w
w
w
¨
¸
¨
¸
1
i
i
i
t
t
¸
¨
¦
+
¸¸ ¨ Y Y¸¨ ¸ ¸ ¸
t¦
t
(2)
¨ (2)
¸1 ¨ (2)
¨¨
¸ ¸¨ ¸ ¨ ¨ ++ w ¸¨G¸ i i ¸¸ G¨¨ i |
+ ¦
(2)
i 1 ©Ÿi w
i ¹ Y
t 1Yw
© t
¹
Y ¸Y © Y ¸¹ L¨¨¨G w
Y¹ © ¸¸w
¸¨1t ¹ Y
i 1 ¨© Yi ¸ ¹ © Y ¹¨ w w it w
iG
i i1,tY
i 1 © Yi ¹ © Y ¹ © ©
it
i ,t i11 ¹©
© ii ¹¹ t ©1 Y ¹ ©©w it it © w i ,titi,1t ¹1 ¹ i ,t 1 ¹© i ¹
*
*
*
m* *
m
(2)
*
*
· xt xt 1 *
witi YLiYi·,t·1 §· Yimm·§ §¨w w
m § w L · § w · §§ Y
t ·* § ww·*t §1 Y¸*
§
·
§
·
§
Yi ,t ·1 ·
i
i
w
L
w
Y
L
¨
i ,t 1¸ ¨¸
x
i i ¸+¨
it
¨
Y
¸
i
i
it
¨
§
·
§
·
§
¸
+
w
L
w
Y
(2)
¨¨¨
¸¸ ¸¨¨ ¨ ¸¸ ¸¨¨¨¨ ¦
+ ¦
¸¸ +¸ ¦¨¨ ¨ iwi ¸¸¸ ¨¨¨ *w¸¸¸ ¨¨¨ *it¸ i ,t 1 ¸2¸¸
¹¨ ©§YYiwit¸L¹ ¨©·wwi ¸Y¹i ,t¨©Y1Y§¹t w YYt 1w
i 1 © YYi ¹ ©ww
i i 1¹ ©Y
© YtYiYt Y1 ¹t ¸¹1 ©+¹ Y¦
¸
ii 11 ©
i 1 © i ¹ © i ¹ © t
© ¨ i i¹ i© ¸ i§ ¹ i©· t¨ t t1 ¹ ¹t 1 ·¸ +¦
¨ ¸¨
¨
¸
*
*
*
G G w G ¸G
iG © Yi ¹ © Y ¹ w
§ wit Lit wi ,t 1Li ,t 1 ·§ Yi w ·
m
© tw
Lit t wi ,tt11L¹t 1
L
xxt txxt t11
Y
§
·
§
·
§
·
**
w
L
w
Y
i
t
,
1
¨
¸
i
i
it
¸
¨
|z powyższego
wzoru. ¸¨
gdzie xx
dla¦
x ödpowiadającego
¸¸ ¨¨ xx** ¸¸ ¨¨xt xodpowiedniemu
¦
¸¸
+
G ilorazowi
tt11
¨
22
Yt G1
LG iG ¨© Yit
Yi ,t 1 ¹© Ywi ¸¹
*
* Yt
i 1 © Yi ¹ © wi ¹ © Yt 2 Yt 1 ¹
§ w L · § w · §Y Y ·
+ ¦ ¨¨ i i ¸¸ ¨¨* * ¸¸ ¨¨ it i ,t 1 ¸¸
GG GG
GG G G
Pierwszy
składnik,
„zmiana
udziału
pracy
wychwycić
tę część całkowiYt 1 ¹
§
·YiY·i w
w
L
w
G L
¹Y·¸i©ww·i ¹ © Yt pozwala
* *
1i
1 i ,t§
§w sektorach”,
wtt LLt t wwt t1L1 Lt t11| LxL{ x¨ w§ïtwLitit LitGG i ,GGtw
i ,t i,1t©
G
G¸¨1 GG
§
·
¸
* | G t ¦ ¨t 1
w
L
¸
·
¨
§
§
·
w
L
w
L
L
w
L
Y
w
G
G
w
L
¸
¨
·
§
*
i
t
i
t
,
1
,
1
¸
w
L
L
L
w
L
Y
w
¦
t
t
t
t
it
it
i
1
1
*
tej zmiany
spowodowały
zmiany
w poszczególnych
sektorach goi ,t 1 i ,t 1
t t 1 Yw
t¸¨1 |
YYt G pozycji
YYt 1G xpłac,
L LG którą
Y
iG © Ÿit Y t
¹| i G¸¹ pozycji
¦G ¨¨ ¨¨§Ÿwiti płac
Liti·§ Yi · §¨ w¸¸t¨¨ ¸¸¨¨ wit¸¸1 ¸¸· t
t 1
2iG © it YYtGG i ,tY1i ,t 1YY¹t©GG1 ¹©i Yw
LLG +i¦
YwYw
it
i ,Y
t¸i1,t i ¹pozycji
Yit ¸¸ ¨ Ysię
©
G
spodarki. Im większa jego rola, tym
zmiany
płac pomię¹
i¦
G© ©ökazują
t bardziej
t 1symetryczne
i
1
¹
©
¨
¹ wi ,t 1 ¸
w
iG © Yi ¹ © Y ¹ © wit
¹
dzy sektorami oraz tym
mniejsze
znaczenie ma realokacja międzysektorowa.
*
G* G
G G
*
L§*t w ww
Lt ·1
LG §¨ wit Lit wi ,t 1Li ,t 1 ·¸§ Yi w* · *
t 1relacji
§składnik,
wi Li · §* Ywi t·„zmiana
L
Drugi
płac”,
odpowiada
za
zmianę
pomiędzy
¸
¨
t
t
1
|
Y · okresami rela§
·
§
w
L
w· § Y kolejnymi
¦G ¨·** YY ·**§ w +Y ¦w ¨ ¸·ï Yw
+ ¦ ¨¨§ wi Li¸¸·¨ § Y¸i ·G¨¨ § wt
i
G t ¸1 ·
¸¸ i ¨¨¸¹ ¸¸ ¨¨ it i ,t 1(3)
¸¸} (3)
¸ ¸ LG§ wii L
¨ it wYi ,ttw
Y
¨
¸
+
¸
¨
§
Y
Y
w
t
it
i
t
1
,
1
©
¨
¹
©
¦
©
¹
i

G
i
i
t
t
1
i
1
©
¹
§
·
¨
¸
cji średniej płacy
w danym
sektorze
gospodarki
średniej
płacy
w gospodarceYtogółem.
Jego duża ro©¨
§¨ wi Li ¸· ¨§ Ydo
¨
G
wi ,t¹1++¸¹ ¦
i ¹ © wi ¹ © Yt
1 ¹
©t 1¸¸Y¸
i ¸· ¨ wt iGw
iG © Yi ¹ © Y ¹ © wit
¸
¨
¨
YG ¨© Yi ¹¸ ©¨ Y ¹¸ ©¨wit wi ,t 1 ¹ ¸
idynamiki
* za znaczną
*
la oznaczałaby, że
część¦
pozycji
płac
odpowiedzialne
byłyby
zmiany
relatywY
Y
w
w
i ,t 1 ¹
§ wi Li · §* w · §*Yit Yi ,t 1 · iG © i ¹ © ¹ © it
¨
¸
¨
¸
¨
¸
+
}
G
*
*
Y
§
·
§
·
§
·
¦
nych płac w poszczególnych
wystąpić
selektywnej liberalizacji
*
¨ wi Li¸ ¨ w¸ ¨ ¨ Yit Ysektorach.
¸1 ¸ * § Mogłyby
w Y np.··w przypadku
+ i¦
t·*1i ,t¹Y
G ©¨ Yi ¹ ¸© ¨wi ¹ ¸© Y
*§ Yw
wi Lmiw·§*§witw
t
i ,it,t11 § Y w ·
it i ,t 1 L
§w
·wL·¸it·rynków
¨ Y ¸ gospodarki,
¨ w ¸ §¨w
¸}
L
i
·
§
¨
¸
¨
¨
¸
+
}
Y
§
·
§
§
·
¨
¸
i
i
i
t
t
1
Y
Y
niektórych
otwarcia
wybranych
na
większą
konkurencję,
zmiany względ- (3)
w
L
Y
¨
¸
¦
A
iG ©gałęzi
,
1
i
t
¨
¸
i ¹ +
i ¹ ¨© t
t 1 ¹
© ¦
¨ i i ¸¸¨ ¨¨ w ¸¸ ¨¨Y it GY ¸¸¸¨
¨ Y ¸¸ ¨© Y+ ¸¹¦
i
ii 1 ¹
¨Gw¨¨©t Y¦
©¨ Y¸iti ¹¸ ©¨ t LYi ,t t11 ¹¹¸© Ywi ¸¹
¸
w
©
i

G
i
it
i
t
,
1
nej siłyGprzetargowej pracodawców
©
¹
Yt 1 ¹pracy w niektórych gałęziach. Skład¹ i ¹ na
ii pracobiorców
©G © Yi ¹ © w
t
© Yrynkach
w
G
G
nik tenwnależy
więc wiązać przede
wszystkim
z procesami
*
G*
Y restrukturyzacyjnymi oraz konwergencyjG
w· §§ Yit ·*Yi ,t 1 ·
§
·
§
w
L
w
L
i
i
G
Y
w
nymi, oddziałującymi
¨¨ rynki
¸¸ ¨¨pracy.
¸¸ części artykułu będzie on nazywany „płacowym”.
i + ¦na
w ¸¸ ¨¨ W dalszej
G
¸
LG
*
¨© Yw
wi G
Ywartości
i„zmiana
G © Yi ¹ udziału
t ¸ Yt 1 ¹ dodanej”, odzwierciedla
©
¹
m §
Trzeci
składnik,
dynamiki
·
L
© i¹
wit Lit wi ,t 1Lzróżnicowanie
Y
i ,t 1 § Yi w ·
¨
¸
G
¨
¸
A
¦
t
G
¨
¸
L
¨
¸
wartości
sektorach. Relatywniei szybszy
wzrost
dodanej w wyYi ,t 1 wartości
Y dodanej w poszczególnych
1 © Yit
¹© Ywi ¹
Y*G
Gw L ·§
m §
·
w
w
L
Y
w
branych gałęziach
może
wynikać
z szybszego
postępu
technicznego
w tych
sektorach,
większego
i
t
i
t
,
1
,
1
¸¨ i Y¸ G *
At ¦ ¨¨ it it ¨ ·Yw ¸
¸
*
m § Y
Y
*
i 1 © wit L
w L ¹1© § Yi i¹w · m
it G ii,,tt11 i ,t § Y ·w ·
¸¨
§
At ¦ ¨¨ it L
¨ YwAt¸¸ ¦ ¨ wit Lit wi ,t 1Li¨¨,t 1i ¸§¨ ¸¸Yi w ·¸ *
¸
Y
Y
i 1©
it
i ,t 1
¹© i ¹ im1 §¨ wY L
*
wY L© Yw¸¨i·§¹Yw ¸ ·
G
§ Yi w ·
¨© itit it i ,ti,t11 i ,t 1¹©¸¨ Yiiw¹ ¸
A
¦
t
Y
¨¨
¸¸
¨
Yi ,t 1 ¸¹¨© Ywi ¸¹
*
i 1 © Yit
©§Yw
*
Yi wi ¹·
¨¨
¸¸
§ Yi w ·
*
¦
¦
{
¦
¦
¦
¦
{
}
{
{{
{
}
}
65
zwrotu z nowych inwestycji, lecz może też odzwierciedlać większe tempo akumulacji kapitału fizycznego w wybranych sektorach lub wzmożony napływ nowych pracowników kosztem innych
gałęzi. Z jednej strony składnik ten związany jest więc z procesami restrukturyzacyjnymi i konwergencyjnymi, oddziałującymi na produktywność pracy w wybranych sektorach. Z drugiej strony wiąże się on z realokacją czynników produkcji, kapitału i pracy między gałęziami. W dalszej
części artykułu będzie on nazywany „restrukturyzacyjnym”.
Związki między procesami konwergencyjnymi a drugim i trzecim składnikiem dekompozycji są
więc złożone. Najważniejszy obserwowany empirycznie mechanizm polega tu na koncentrowaniu się skutków konwergencji w sektorach dóbr eksportowych oraz, ogólniej, dóbr i usług podlegających handlowi
międzynarodowemu (tradables). W sektorach tych łatwiej bowiem o będący nośnikiem konwergencji międzynarodowy transfer technologii, dobrych praktyk zarządzania i know-how. Wszystkie te korzyści, a także
fakt, że nowoczesne technologie w sektorach produkcyjnych są na ogół bardziej kapitałochłonne niż technologie tradycyjne, wywołują presję w kierunku obniżki pozycji płac w sektorach tradables. Presja ta została
odzwierciedlona w trzecim składniku dekompozycji zaproponowanej
w równaniu (2). Z drugiej strony na
m
m
wL
w
w ··
m
m § wi Li Yi
wLsektory
w¦
¨¨§ wi Lniepodlegających
LLi i usług
11
procesach konwergencyjnych relatywnie tracą
dóbr
handlowi
zagraniczi Yi w ¸
¦
¸¸,,

¦
i
YY
YY ¦
¨ YYi YY w
i 1
i 1©
i ¹
w
nemu (nontradables), na ogół bardziejm pracochłonne
niż
w których
transfer technologii
i 1 sektory
i 1 © tradables,
i
i ¹
m
§ wi Li Yi w ·
wL w
i know-how zachodzi wolniej. Perspektywa
arbitrażu
wytwarza
jednak
wówczas
presję
w kierunku wzro¨
¸
,

L
1
¦
¦
i
¨
¸
wL
w
Y
Y
i 1
i wL
1 © Yi wY wi ¹
stu płac także w tych sektorach . Efekt ten powinien z kolei znaleźć odzwierciedlenie w drugim składniku,
YY
YY // LL
„płacowym”, o ile różnica kapitałochłonności w obu
grupach sektorów jest dostatecznie duża.
wL
w
*
Na omówione powyżej efekty konwergencyjne nakładają
się jednak efekty realokacyjne,
m §
· Yi w · *
w
w
w
m § wit Lit
Y
Y /L
i ,t 1 L
i ,t 1 ·§
tL
t
t 1 L
t 1
w
L
·
§
w
L
w
L
w
L
Y
w
¨
¸
i ,t 1 i ,t pracowników
1 ¨ i ¸ zwłaszcza występująca w całym okresie 1995–2008
t t t 1 tendencja
t 1
it przepływu
it ¦
¸¸ z prze¨¨ do
¦
YYt YYt 1
YYit YYi ,t 1 ¸¹¸¨©¨ Yw
i 1 ©
i ¹
Yw
mysłu do usług. Oddziałuje ona na pozycję
wywiera
i 1 ©niż itefekty
* konwergencyjne:
t płac odwrotnie
t 1
i ,t 1
¹© i ¹
m §
w L wt 1 Lt 1
wit Lit wi ,t 1 Li ,t 1 ·¸§ Yi w ·
¨
bowiem presję w kierunku tjejt wzrostu.
Z faktu,
że
w latach
1995–2008
pozycja
płac
w Polsce
wy¸
¨
¦
¨
Yt
Yt 1
Yi ,t 1 ¸¹¨© Ywi ¸¹
i 1 © Yit
raźnie się obniżyła, należy jednak wnioskować, iż w skali całej gospodarki omawiany efekt był
*
*
m
*
słabszy niż efekty konwergencyjne oraz wewnątrzsektorowe.
W przypadku
wybranych
sektorów,
·
m § w i L i · § Yi · * §
§w
§
·
w
L
Y
wtt w
wtt11 ¸·¸ §
·
¨
¸
i i
i ¸ ¨
¨
+
¨
zwłaszcza usługowych, mogło już jednak+być odwrotnie.
¨ Y ¸ Ÿ ¸ w w
¦
¦ ©¨
Yi ¹¸ ©© Y ¹¹ ©¨ wit
wii,,tt11 ¹¸¹
m
§ w i Li · § Y · ©§ w ti ¹ w t 1 · © it
* ¸ ¸¸ ¨ m¸ ¨
**
+ ¦ ¨¨
*§ Y
¸it YYi ,t 1 ··
·
§
·
L
w
m §¨w
Y
Y
w
w
i
i
©
¹
i 1 ©
Yit i ,t 1 ¸
i
it ¸· ¨§ wi ,¸t·1¨§ ¹
¹ + ¦ ¨¨§© wi Lna
2.2. Przedstawienie wyników
w podziale
¨¨ w ¸¸ ¨¨ Ysektorów
+ ¦ ¨ Y i ¸¸ grupy
Y ¸¸
*
i 1
i 1*
i
(2)
©© Yii ¹¹ ©© wii ¹¹ ©© Ytt Ytt11 ¹¹
§ wi Li · § w · § Yit Yi ,t 1 ·
¸¸ ¨¨ pozycji
¸¸ ¨¨ płac w gospodarce
¸
+ ¦ ¨¨ zmiany
Oprócz dekompozycji całkowitej
zasadne jest też zbadanie, jak
xxtt xxYt t11 ¸¹
*
i 1 © Yi ¹ © w
i *¹ © Y
x
t
t 1
zjawiska te przebiegały w wybranych grupach
sektorów.
Może się np. okazać, że względna wax
22
ga poszczególnych trzech składników
w sektorach
przemysłowych
jest zdecydowanie odmienna
xt xt 1
*
*
x
G
G
G
G
niż w sektorach usługowych. W celu
takiej
dekompozycji,
§§ wit Lit wi ,należy
·zmodyfikować
··*
w
w
L
L
Y
w
GLtG
G
G1
2 przeprowadzenia
t 1 L
i ,t 1 ·§
t
t
t
i
1
w
L
§
wt GLt wt 1GLt 1 | LG ¦ ¨ wit Lit i ,t 1 i ,t 1 ¸¨ Yi w ¸ ¸ wzór (2) tak, by objąć zasięgiem jedynie wybrany
¨¨ Y Y
¸¨
YYt G wycinek
YYt G1 | LLgospodarki:
G i¦
G ©
it
Yii,,tt11 ¹¸¹©¨© Yw
Ywii ¹¸¹
iG © Yit
*
t
t
1
§ w L w L ·§ Y w ·
wtG LGt wtG1 LGt1
L
| G ¦ ¨¨ it it i ,t 1 i ,t 1 ¸¸¨¨ i ¸¸ G
G
Yt
Yt 1
L iG © Yit
Yi ,t 1 ¹© Ywi ¹
*
*
*
§ w L · § Y · *§ w
w ·
++ ¦ ¨¨§ wii Lii ¸¸· ¨§ Yii ¸· ¨§¨ wtt wtt11 ¸·¸ ¸
¨
(3)
¦
¨ YYi ¹¸ ©© YY ¹¹ ©¨ w
iG ©
witit w
wii,,tt11 ¹¸¹
*
i ¹
©
* iG ©
§ w L · §Y · § w
w · *
L t·1**§¸¸ w
*
+ ¦ ¨¨ i i ¸¸ ¨ i ¸ ¨¨ §t w
wït§ wii L
wiii ,¸t·1¨§¹ w ·¸· §¨§ YYitit YYii,,tt11 ·¸·
¹
iG © Yi ¹ © Y +
©
¦
+ ¦¨
¨ Yi ¸¹¸ ¨©¨ wi ¸¹¸ ¨©¨ Yt YYt 1 ¸¹¸
iG ©
t 1 ¹
*
*iG © Yi ¹ © wi ¹ © Yt
§ w L · § w · § Yit Yi ,t 1 ·
Zgodnie z logiką efektu Balassy–Samuelsona
¨¨ ¸¸ ¨¨ to również¸¸ wzrost cen względnych dóbr i usług nontradables.
+ ¦ ¨¨ i i ¸¸ wywołuje
G
Yt 1 ¹
iG © Yi ¹ © ww
i ¹G© Yt
w
G
LLG
G
w
G
YG
m
*
(2)
(2)
i 1
*i 1
{{
{
}}
}
(3)
66
¦
Y
Y
wL
Y
w
Y /L
i 1
i
¦¨
i 1
Y wwi ¸¹
i
© YwL
Y
Y /L
J . Growiec
m §
w L ·§
·
wt Lt wt 1 Lt 1
¨ wit Lit i ,t 1 i ,t 1 ¸¨ Yi w ¸ ¦
¨ Yw ¸
*
¨
¸
Y
Y
Y
Y
§ wit tLit wi ,tt11Li ,t 1 ·§i Y1i ©w · it
i ,t 1
¹© i ¹
*
wt Lt wt 1 Lt 1
Yt
Yt 1
m
¦ ¨¨
i 1
© Yit
Yi ,t 1
¸¨
¸
¸¨ Yw ¸ ¹© i ¹
gdzie:
G – dany podzbiór (grupa) sektorów,
*
*
m
§ w i L i · § Yi · § w t
w ·
G ⊂ {1, 2,., 52},
¨
¸
¨
*
t 1 ¸¸ *
¨
¸
+
(2)
m
¸
¨
¨
§
·
w i Li · § Y
wi t 1¹ ¸© Y ¹ w it
Y
w
wG – średnia płaca§¨ w grupie
sektorów
i · ¨ iw
1 t ©G,
i
,
t
1
©
¹
¸
+
(2)
¨ Y ¸ Ÿ ¸ ¨w w
¸
LG – łączna liczba
i 1 ©pracowników
i
i ,t 1sektorów,
¹ © ¹ w tej
© it grupie
* ¹
*
m
§ wi L
· § grupie
w · § Y Yi ,t 1 ·
YG – sumaryczna wartość
dodana
brutto
i
*
* +
¨¨ w tej
¸¸ ¨¨ ¸¸ ¨¨ itsektorów.
¸
m
¦
Y
§
·
§
·
§
·
w
L
w
Y
i
,
t
1
Yt 1 ¸¹ sektorowy nadal oparty jest na
i i w takim badaniu
Należy podkreślić,
i ¹ © wi ¹ © Yt podział
¸¸ ¨¨ ¸¸ ¨¨ it i 1 © ¸¸Ypodstawowy
+ ¦ ¨¨ że
wi ¹ © Yt do
Yt 1 analiz
i ¹ © z którego
© YPKD,
¹
zbiorze 52 sektorówi 1wg
wybierany jest odpowiedni podzbiór. Na koniec
x
xt 1
*
uzyskane wyniki są ważone odwrotnością
zatrudnienia w badanej grupie sektorów w całt udziału
x
xt xt 1
*
2
x
kowitym zatrudnieniu, tak by móc wnioskować o sile oddziaływania poszczególnych składników,
2
jak gdyby cała gospodarka miała strukturę sektorową odpowiadającą danemu działowi.
Wagi te
*
G G
G G
§
·
w
L
·
§
*
w
L
w
L
L
w
L
Y
w
i
t
i
t
,
1
,
1
oczywiście nie wpływają
na procentowy
podział całkowitej
zmiany pozycji¸¨ płac
i
¸ pomiędzy powtG LGt wtG1 LGt1
L t G§¨t wit Lit t 1Gwt i ,1t 1|Li ,t G1 ·¸§ ¦
Y w¨ · it it ¸¨ Yw ¸ się do zmian
| G ¦
Y„płacowe”
Yt 1i „restrukturyzacyjne”
L ¸¨¨ iGi ¨©¸¸ Yit
Y
szczególne składniki.
Ponadto
efekty
nadal
odnoszą
G
G
t ¨
i ,t 1
i ¹
©
¹
Yt
Yt 1
L iG © Yit
Yi ,t 1 ¹© Ywi ¹
relacji płac oraz udziału wartości dodanej względem całej gospodarki, a nie tylko wybranego jej
działu.
*
*
*
*
§ wi Li · § Yi · § w+t w§¨t 1wi·Li ·¸ §¨ Yi ·¸ §¨ wt wt 1 ·¸ ¸¸ ¨ ¸ ¨
¦ ¨ Y¸¸ ¸ Y ¨ w
+ ¦ ¨¨
(3)
¸
¨
wi©,t 1 ¹i ¹ © ¹ © it wi ,t 1 ¹
iG © Yi ¹ © Y ¹ © wit iG
¦
¦
{
{
2.3. Symulacje kontrfaktyczne
*
*
*
*
Yi ,t 1 ·
§ w L · § w · § Y Y § w·L · § w · § Y
¸
+ ¦ ¨¨ i i ¸¸ ¨¨ ¸¸ ¨¨ +it ¦i¨¨,t 1 ¸¸i i ¸¸ ¨¨ ¸¸ ¨¨ it Y
w
Y
Yt 1 ¸¹ Pozwalają one odpowiedzieć na
Y
w
Y
Y
Kolejny ważny etap
symulacje
iG badania
i ¹ © t
©t 1 ¹ i ¹ © kontrfaktyczne.
i ¹ © t iG
© i ¹ © stanowią
pytania:
1) jak zachowywałaby
się pozycja
wG
wG płac w gospodarce, gdyby struktura sektorowa produkcji
i płac była G
stała?
G
L
2) jak zachowywałaby się pozycjaL płac w gospodarce, gdyby była ona stała w ramach sektorów?
G pierwsze z powyższych
Odpowiedź Yna
pytań polega na przeanalizowaniu dynamiki szeregu
YG
czasowego:
*
m §
*
·
wit Lit wi ,t 1Li ,t 1 ·¸§mYi w
§
¨
¨¨
w¸¸ it Lit wi ,t 1Li ,t 1 ·¸§ Yi w ·
At ¦ ¨
¨
¸
¨
¸
A
(4)
Yi ,t 1 t ¹© Ywï ¹
i 1 © Yit
¸
¸¨
}
¦
i 1
© Yit
}
Yi ,t 1
¹© Ywi ¹
*
§ Yi w ·
*
¨
¸
§ Yi w · sektorową gospodarki. Na potrzeby badania będziemy
gdzie czynnik ¨© Ywi ¸¹ opisuje strukturę
¨¨
¸¸
przyjmować cztery warianty przybliżeń
i ¹ struktury: (1) strukturę „kroczącą”, tj. średnią z lat t i t – 1;
© Ywtej
(2) stałą strukturę z 1995 r., (3) stałą strukturę z 2008 r., (4) stałą strukturę równą strukturze średniej za okres 1995–2008.
W przypadku drugiego z powyższych pytań uwaga zostanie skupiona na dynamice szeregu
czasowego:
Bt Ct
§ wi Li
¨¨
¦
i 1 © Yi
m
*
· § Yi ·
¸¸ ¨ ¸
¹ ©Y ¹
*
§ wt wt 1 ·
¨ ¸
¨w w ¸
i ,t 1 ¹
© it
§ wi Li
¨¨
¦
i 1 © Yi
m
·
¸¸
¹
*
§w·
¨¨ ¸¸
© wi ¹
*
§ Yit Yi ,t 1 ·
¸¸
¨¨ © Yt Yt 1 ¹
V 2 ( X ) V 2 ( A) V 2 ( B) V 2 (C ) 2 cov( A, B) 2 cov( A, C ) 2 cov( B, C ).
(5)
Sposoby ustalania wag, czyli czynników oznaczonych gwiazdkami w powyższym wzorze,
będą analogiczne do
powyżej.
V 2 ( Aomówionych
) cov( A, B ) cov( A, C )
V 2(X )
V 2 ( B) cov( A, B) cov(B, C )
V 2(X )
67
2.4. Dekompozycja wariancji
Omówiona dotąd dekompozycja pozycji płac w gospodarce służyła wskazaniu składników obserwowanej zmiany poziomu tej zmiennej w poszczególnych latach. Można jednak zapytać także
o wkład poszczególnych składowych
C, zdefiniowanych w powyższym
podrozdziale, w cał* A, B,
*
*
*
m
§ wt wt 1 · m § wi Li · § w · § Yit Yi ,t 1 ·
§
·
w
L
Y
·
§
i
i
i
kowitą wariancjęBpozycji
płac
tu jako
¸ ¦okresie
¨¨ w gospodarce
¸¸ ¨ ¸ ¨ w badanym
¸
¨ ¸ ¨ płac
¸ (pozycję
¨
oznaczono
¦
t Ct
¨
wi ,t 1 ¸¹ i 1 ¨© Yi ¸¹ ¨© wi ¸¹ ¨© Yt Yt 1 ¸¹
i 1 © Yi ¹ © Y ¹ © wit
X = A + B + C):
V 2 ( X ) V 2 ( A) V 2 ( B) V 2 (Cm) 2 cov(* A, B)* 2 cov( A, C ) 2 cov( B, C ).*
*
(6)
§ wi Li · § Yi · § wt wt 1 · m § wi Li · § w · § Yit Yi ,t 1 ·
¨
¸
¨
¸
¸
¨
¸
¨
¸
¨
Bt Ct ¦
*¨
¸*
*
*
¦
m ¨
2
§ wYi iLi ¸¹·*©§ Yi ¹· ¨©§ wwitt wwi ,tt11 ¸¹· i m1 ¨©§ wYi iLi ¸¹· ¨©§ wwi ¸¹· ¨©§ Ytit Yit,t 11 ¸¹·
i 1©
V
(
A
)
cov(
A
,
B
)
cov(
A
,
C
)
¸ 2005)
¸¸ ¨ (por.
¸
¸* ¨ ¸¸* ¨¨kowaZgodnie ze standardową w makroekonomii
składniki
Caselli
Bt Ct ¦
¸* ¨ wnp.
m ¨
m ¨
§¨metodyką
· §© Y
§¨ wYi Li ·¸ §¨ w
wYi L
w ·¸ ¦
wi ·¹ §© YYitt YYit,t11 ·¸¹
2
Yi ·¹¸ §¨¨© w
i 1¨
i 1¨
i ¸
i i ¸
itt wit,t11 ¸
©
¹
©
¹
©
V
(
X
)
¹
¨
¸
¨
B
C
¨
riancyjne rozkładane będą równo pomiędzy
zmienne.
¦ ¨występujące
t
t obie
¸
¸ ¨ Y Y ¸¸
¸ ¨procentowy
¨w nich
¸ ¦ ¨ Wkład
2
w
wi2,t cov(
V 2 ( X ) Vi 21 (©A)Yi V¹2 (©BY) ¹ V
(itC ) Ai, C
i cov(
1 ,¹C ).
1 ¹ Ai, 1B©) Y2
¹ )© t2 cov(t B
¹ ©w
©
wariancji zmiennej A w wariancji X obliczany
będzie
zatem
jako:
2
2
2
2
2
V
(
X
)
V
(
A
)
V
(
B
)
V
(
C
)
2
cov(
A
,
B
)
2
cov(
A
,
C
)
2
cov(
B, C ).
V ( B) cov( A, B) cov(B, C )
2
2
2
2
2
X
)
V
(
)
V
(
B
)
V
(
C
)
2
cov(
A
,
B
)
2
cov(
A
,
C
)
2
cov(
B, C ).
V
(
A
)
cov(
A
,
B
)
cov(
A
,
C
)
V (X )
2
2
V A(,XB) cov( A, C )
V ( A) cov(
2
2 B ) cov( A, C )
2
V
(
A
)
cov(
)
V (zmiennej
C ) cov( AB, Cto:
) cov(B, C ) V A(, X
Analogicznie wkład
2
2
2
V
(
X
) cov(B, C )
V
(
B
)
cov(
A
,
B
)
V (X )
2
2
V A(,XB) cov(B, C )
V ( B) cov(
V 2 ( B) cov(
B)) cov(B, C )
V A2 (, X
2
T1
V A2 (, C
X )) cov(B, C )
V (C ) cov(
a wkład zmiennej'w
C Lto:/Y 'w /w 'Y /Y 2
2
VA
(,X
i i i
i
i V (C ) cov(
C ) cov(B, C )
2
2 , C ) cov( B, C )
V (C ) cov(
A
V (X )
V 2(X )
Dwi Li / Yi
T1
Tak zdefiniowana dekompozycja'w
wariancji
pozwoli
L /Y 'w /w
'Y /Y więc na (częściowe) uchwycenie cykliczT1
i i i
i
i
'w
/w
nych właściwości szeregu
czasowegoT1
pozycji
płac:
dzięki
'w
L /Y 'w
/w 'Y
/Y niej możliwe będzie określenie, która ze
i
i i i
i
i
'w L stopniu
/Y 'w /wdeterminuje
'Y /Y
składowych pozycji płac w największym
siłę i częstotliwość jej wahań.
i i i
i
i
'Y
/Y
Dw
L
/
Y
i
Uwzględnienie w dekompozycji wariancji
składników
kowariancyjnych pozwala natomiast, oprócz
i i
i
Dwi Li / Yi
porównania względnych wariancji poszczególnych
składników, wykorzystać w badaniu informację
'w
Dwi/w
Li / Yi W przypadku ujemnego skorelowania składników moinimi.
o sile i kierunku współzależności
między
T2
'w
/w
i
że być bowiem tak,
niektóre z omawianych
składników będą w niewielkim (lub nawet ujemnym)
'w że
L /Y
i i i
'Y
'wii/Y
/w
stopniu determinować wariancję zmian pozycji płac. Ich wahania będą się wówczas znosić. Z kolei
'Yi/Y
w przypadku silnego
nawet relatywnie powoli zmieniające się w czasie
'w /wskorelowania pozytywnego
i
'Yi/Y
składniki mogą, wzmacniając się nawzajem,
wywoływać dużą wariancję zmiennej wynikowej. Jak okaT2
'w
L Polski
/Y
'Y rozdziałach,
/Y
że się w następnych
dane
dla
potwierdzają raczej tę pierwszą możliwość.
T2
i i i
i
'w L /Y
T2
i i i
L /Y
'w
/w
'w L /Y
i i i
i i i
'w /w
3. Dane
i
'w /Y
/w
'Y
'w /w
i
i
i
'Y /Y
3.1. Źródła danych
i
'Y /Y
'w
'Y /Y
iLi/Yi
i
'w L /Y stanowią przede wszystkim obserwacje makroekonoMimo że punkt wyjścia niniejszego badania
i i i
L /Y
'w
/w
miczne, wykorzystane tu dane mają charakter
mikroekonomiczny. Wszelkie analizy zostały boi i i
'w /w
i
'w /Y
/w
'Y
ii
'Y /Y
i
'Y /Y
i
68
J . Growiec
wiem oparte na danych jednostkowych ze zbieranych przez GUS sprawozdań finansowych przedsiębiorstw (tzw. formularzy F-01), wypełnianych przez wszystkie firmy zatrudniające co najmniej
50 osób, z wyłączeniem sektorów rolniczych (NACE 1-2), a także sektora pośrednictwa finansowego (NACE 65), sektora ubezpieczeń i funduszy emerytalno-rentowych (NACE 66), sektora działalności pomocniczej związanej z pośrednictwem finansowym i ubezpieczeniami (NACE 67), sektora gospodarstw domowych zatrudniających pracowników (NACE 95) oraz sektora organizacji i zespołów eksterytorialnych (NACE 99). Próba objęła lata 1995–2008 w ujęciu rocznym. Łączna liczba
obserwacji wyniosła około 204 tys.
Ze względu na tak zdefiniowany zakres badania należy się spodziewać, oprócz omówionych powyżej wyłączeń sektorów, również znacznego niedoreprezentowania sektorów, w których dominują przedsiębiorstwa zatrudniające mniej niż 50 osób. Dotyczyć to będzie zwłaszcza
(relatywnie pracochłonnych) sektorów usługowych oraz sektorów dóbr i usług niepodlegających
handlowi międzynarodowemu. Z drugiej strony uwzględnienie w badaniu wyłącznie sektora
przedsiębiorstw powyżej 50 zatrudnionych pozwala jednak uniknąć problemów metodologicznych
związanych z koniecznością rozdzielenia dochodu mieszanego osób samozatrudnionych pomiędzy wynagrodzenie kapitału i pracy. Oczywiście nie pozwala uniknąć tego, że pewna część wynagrodzenia pracy może zostać ukryta w kategorii „podwykonawstwo” (usługi obce), traktowanej
jak wynagrodzenie kapitału, jeśli podwykonawcą jest np. osoba prowadząca samodzielną działalność gospodarczą.
Omawiane problemy powodujące zaburzenie próby mogą prowadzić do systematycznego niedoszacowywania pozycji płac w całej gospodarce (zob. OECD 2009), czasem nawet o 5–10 pkt proc.
Tak dzieje się też w przypadku Polski; najważniejsza dla artykułu tendencja spadkowa pozycji płac
jest jednak obserwowana niezależnie od doboru próby firm. Na wykresie 1 porównano oszacowanie pozycji płac w sektorze przedsiębiorstw, obliczonej na podstawie wykorzystanej w badaniu
Wykres 1
Pozycja płac w całej gospodarce Polski (według danych OECD) oraz w sektorze przedsiębiorstw
0,700
0,650
0,600
0,550
0,500
0,450
0,400
0,350
1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008
OECD STAN
Dane F-01
Źródło: opracowanie na podstawie danych z formularzy F-01 (GUS) oraz OECD STAN.
69
bazy danych F-01, z pozycją płac dla całej gospodarki Polski według bazy danych OECD STAN.
Jak widać, relacja wynagrodzenia czynnika pracy do wartości dodanej brutto w sektorze przedsiębiorstw była w latach 1995–2007 średnio o 8,4 pkt proc. niższa niż w całej gospodarce. Jej spadek
był ponadto gwałtowniejszy, zwłaszcza w latach 2001–2004. Zauważalne zwiększenie się dystansu między pozycją płac w sektorze przedsiębiorstw oraz w całej gospodarce w badanym okresie
należy wiązać z przechodzeniem pracowników z przemysłu do usług oraz wzrostem pozycji płac
w sektorach rolniczych, nieobjętych niniejszym badaniem (por. OECD 2009).
Na podstawie danych jednostkowych obejmujących polski sektor przedsiębiorstw dla wszystkich sektorów gospodarki (wg dwucyfrowej klasyfikacji PKD) oraz wszystkich lat objętych analizą
obliczono: (1) średnie wielkości płac w przeliczeniu na jednego pracownika, (2) średnie wielkości
produktywności pracy (tj. wartość dodaną brutto na jednego pracownika), (3) całkowite zatrudnienie oraz (4) sumaryczną wartość dodaną brutto. Obie wielkości średnie zostały przy tym obliczone
jako średnie ważone; wagami były udziały poszczególnych firm w całkowitym zatrudnieniu.
Wszystkie omawiane w badaniu wartości mają charakter nominalny. Zastosowanie takiego podejścia jest uzasadnione faktem, że metodyka badania opiera się na pozycji płac, udziale wartości
dodanej poszczególnych gałęzi gospodarki w łącznym produkcie oraz proporcji płac pomiędzy sektorami, a więc wyłącznie na kategoriach względnych, niedenominowanych w żadnej walucie.
3.2. Charakterystyka wykorzystanego zbioru danych
Pierwsze spojrzenie na wykorzystane w badaniu dane wskazuje, że w latach 1995–2008 płace
w Polsce rosły wyraźnie wolniej niż wydajność pracy. Tendencja ta podlegała jednak dodatkowym
wahaniom (por. wykres 2). Największą dysproporcję między tymi dwiema dynamikami odnotowano w latach 2001–2004; z drugiej strony w latach 1995–1996 oraz 2007–2008 nastąpiły znaczne korekty tej tendencji. W całym okresie 1995–2008 produktywność pracy w sektorze przedsiębiorstw wzrosła o 309%, a średnia płaca – o 256%. Całkowite zatrudnienie w badanej grupie firm
najpierw spadało, z około 4,3 mln pracowników w 1995 r. do około 3,4 mln w 2002 r., a następnie
rosło i w 2008 r. osiągnęło poziom około 4,1 mln zatrudnionych.
Jak wspomniano, niniejsze badanie zostało oparte na dekompozycji gospodarki na 52 sektory
według klasyfikacji PKD. W celu dokładniejszego omówienia uzyskanych wyników dodatkowo podzielono też gospodarkę na szeroko zdefiniowane kategorie:
1) sektory zorientowane na eksport (udział przychodów z eksportu w przychodach ogółem
przekraczający 20%) oraz pozostałe;
2) sektory dóbr i usług podlegających handlowi zagranicznemu (tradables, czyli takie, w których
udział przychodów z eksportu w przychodach ogółem przekracza 5%) oraz pozostałe (nontradables);
3) sektor wydobywczy (NACE 10-14), przemysł (NACE 15-45) i usługi (NACE 50-93);
4) sektory relatywnie kapitałochłonne oraz pracochłonne (udział wynagrodzenia pracy, odpowiednio, poniżej i powyżej mediany);
http://webnet.oecd.org/WBOS/.
Przez
płace rozumiemy tu sumę wynagrodzeń wypłaconych przez poszczególne firmy oraz poniesionych przez nie
kosztów ubezpieczeń społecznych i innych świadczeń.
Podejście takie byłoby ponadto równoważne podejściu opartemu na płacach i produktywnościach realnych, gdyby
obie te wielkości przeliczać na ceny stałe według tego samego deflatora, wspólnego dla wszystkich sektorów.
70
J . Growiec
Wykres 2
Produktywność pracy, płace i wielkość zatrudnienia w sektorze przedsiębiorstw w Polsce
120
tys. zł
mln osób
4,6
4,4
100
4,2
80
4,0
60
3,8
3,6
40
3,4
20
3,2
0
3,0
1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008
Produktywność pracy
Płace
Zatrudnienie (prawa oś)
Źródło: opracowanie na podstawie danych z formularzy F-01 (GUS).
5) sektory relatywnie silnie oraz relatywnie słabo konkurencyjne (indeks Lernera10, odpowiednio, poniżej i powyżej mediany).
Na wykresie 3 pokazano, jak w badanym okresie ewoluowała produktywność pracy (wartość
dodana brutto na jednego pracownika) w wybranych działach gospodarki: w przemyśle, usługach
Wykres 3
Ewolucja produktywności pracy w wybranych działach gospodarki
120
tys. zł
100
80
60
40
20
0
1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008
Przemysł
Usługi
Tradables
Nontradables
10
Indeks
Lernera (1934) jest równy: 1 – koszty/przychody (ogółem). Jeśli przychody przewyższają koszty, będzie on
dodatni. W przypadku wartości bliskich zera marże są niskie, czyli konkurencyjność sektora jest duża, i odwrotnie
– wartości odległe od zera oznaczają małą konkurencyjność sektora (por. Gradzewicz, Hagemejer 2007).
71
Wykres 4
Ewolucja płac w wybranych działach gospodarki
60
tys. zł
50
40
30
20
10
0
1995
1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008
Przemysł
Usługi
Tradables
Nontradables
oraz sektorach tradables i nontradables. Widzimy, że podlegała szybkiemu wzrostowi w całym badanym okresie; wyraźna była też tendencja do szybszego wzrostu produktywności w sektorach
przemysłowych niż w usługowych. Co ciekawe, dane wskazywały na stale wyższą produktywność
sektorów nontradables niż tradables11. Gdyby omawiane tendencje rozwojowe wyrazić w jednostkach realnych, uwzględniając tym samym zmiany cen relatywnych pomiędzy grupami sektorów,
dysproporcja pomiędzy stopami wzrostu produktywności przemysłu i usług powinna być większa,
a ponadto analogiczna różnica mogłaby wystąpić pomiędzy tradables i nontradables.
Ewolucję płac w Polsce w latach 1995–2008 ukazano na wykresie 4. Okazuje się, że zmiany
płac były odczuwane w poszczególnych działach gospodarki w podobnym stopniu, a różnice między nimi były niewielkie i w miarę stabilne. Należy też podkreślić, że szybki wzrost przeciętnych
płac w latach 1995–2000 został zahamowany w 2001 r.12, po czym ponownie przyspieszył dopiero w 2006 r.
Na wykresie 5 zobrazowano zmiany pozycji płac (udziału wynagrodzenia pracy w wartości dodanej brutto). W badanym okresie podlegała ona tendencji spadkowej, gdyż – jak wykazano już powyżej – wydajność pracy rosła wówczas szybciej niż płace, zwłaszcza w sektorach przemysłowych.
Okazuje się jednak, że różnice pozycji płac pomiędzy sektorami na ogół mają charakter trwały.
Zmiany cykliczne następowały w poszczególnych sektorach równolegle, a najsilniejszy spadek pozycji płac odnotowały wszystkie sektory równocześnie, w latach 2001–2004.
11 Może
to częściowo wynikać z niepełnej reprezentacji sektorów nontradables w bazie F-01.
przypuszczać, że szybki wzrost przeciętnych płac w latach 1995–2000 związany był częściowo z obserwowanym w tamtym okresie spadkiem zatrudnienia: w pierwszej kolejności zwalniani są przecież na ogół pracownicy
najmniej produktywni, a przez to relatywnie mało zarabiający; z rynku wychodziło wówczas ponadto wiele firm
sektora publicznego, oferujących relatywnie niskie wynagrodzenia.
12 Można
72
J . Growiec
Wykres 5
Ewolucja udziału wynagrodzenia pracy w wartości dodanej brutto w wybranych działach gospodarki
0,70
0,65
0,60
0,55
0,50
0,45
0,40
0,35
0,30
1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008
Przemysł
Usługi
Tradables
Nontradables
4. Wyniki badania głównego
Przejdźmy do przedstawienia najważniejszych wyników niniejszego badania, czyli rezultatów
dekompozycji zmian pozycji płac w sektorze przedsiębiorstw w Polsce, opartej na równaniu (2).
Wyniki sumaryczne tego ćwiczenia (por. tabela 1 oraz wykres 6) wskazują jednoznacznie, że za
największą część spadku pozycji płac (a więc szybszego wzrostu produktywności pracy od wzrostu płac w gospodarce) odpowiadały w badanym okresie zmiany zachodzące wewnątrz sektorów.
Efekty „restrukturyzacyjne” i „płacowe”, mimo że wyraźnie widoczne, odgrywały jedynie role
drugoplanowe.
Składnik związany z wewnątrzsektorowymi zmianami pozycji płac w całym okresie 1995–
2008 spowodował około 56% spadku pozycji płac ogółem. Pozostałe 44% to skutek zmiany relacji
płac (efekt „płacowy” – około 28%) oraz „restrukturyzacyjny” efekt zmiany udziału poszczególnych
sektorów w wytwarzaniu wartości dodanej (około 16%).
Opisany powyżej centralny wynik całego niniejszego badania jest więc następujący: skutki realokacji międzysektorowej wyjaśniają łącznie mniej niż 50% całkowitej zmiany pozycji płac
w polskich przedsiębiorstwach w latach 1995–2008. Najważniejsze pozostają zmiany pozycji płac
w ramach poszczególnych sektorów. Składnik wewnątrzsektorowy jest też najsilniej skorelowany
z całkowitą zmianą pozycji płac. To właśnie on był główną przyczyną gwałtownego spadku pozycji płac w latach 2001–2004 oraz jej korekty w latach 1995–1996 i 2007–2008.
W tabeli 1 widać jednak dodatkowe regularności. Po pierwsze, zawarty w trzeciej kolumnie
składnik „restrukturyzacyjny” był najpierw, w latach 1996–2002, stale ujemny, przez co przyczyniał się do spadku pozycji płac. Następnie zmienił znak na dodatni i w pozostałym okresie 2002–
2008 przeciwdziałał tej tendencji. Należy to wiązać przede wszystkim ze znacznym spadkiem
pozycji płac w sektorach przemysłowych w latach 1997–2002 w związku z procesami konwergen-
73
Tabela 1
Dekompozycja zmian pozycji płac pomiędzy trzy składniki. Wyniki sumaryczne
Rok
Δwi Li /Yi
1996
0,0238
-0,0019
0,0041
0,0261
1997
-0,0008
0,0033
-0,0096
-0,0071
1998
0,0235
-0,0034
-0,0041
0,0160
1999
0,0251
-0,0065
-0,0022
0,0163
2000
-0,0375
-0,0010
-0,0088
-0,0473
2001
0,0236
-0,0004
-0,0124
0,0108
2002
-0,0349
0,0010
-0,0066
-0,0405
2003
-0,0386
-0,0026
0,0034
-0,0378
2004
-0,0645
-0,0016
0,0019
-0,0643
2005
0,0253
-0,0014
0,0015
0,0254
2006
-0,0154
-0,0015
0,0061
-0,0108
2007
-0,0030
-0,0043
0,0080
0,0007
2008
0,0347
0,0007
0,0077
0,0431
Ogółem
-0,0393
-0,0199
-0,0113
-0,0705
W%
55,7470
28,2351
16,0179
100,0000
wi /w
Ogółem
ΔYi /Y
W poszczególnych kolumnach znajdują się:
Δwi Li /Yi – zmiana pozycji płac w ramach sektorów
wi /w – zmiana relacji płac (składnik „płacowy”)
Yi /Y – zmiana relacji wartości dodanej (składnik „restrukturyzacyjny”)
Wykres 6
Dekompozycja zmian pozycji płac między trzy składniki. Wyniki sumaryczne
0,06
0,04
2008
2007
2006
2005
2004
2003
2002
2001
2000
1999
1998
1997
0
1996
0,02
-0,02
-0,04
-0,06
-0,08
Zmiana pozycji płac
w ramach sektorów
Zmiana relacji
płac
Zmiana relacji wartości
dodanej
74
J . Growiec
cyjnymi (por. rozdziały 5–6) oraz realokacją pracy z przemysłu do usług. Po drugie, uwagę zwraca
też stale ujemny wpływ powoli zmieniającego się w czasie składnika „płacowego” na pozycję płac
w latach 2002–2007. Najsilniej oddziaływał on na spadek pozycji płac w sektorach relatywnie kapitałochłonnych, relatywnie mało konkurencyjnych oraz w sektorach dóbr niepodlegających handlowi zagranicznemu (nontradables).
5. Dekompozycja zmian pozycji płac w ujęciu sektorowym, w podziale
na grupy sektorów
Przedstawione powyżej wyniki sumaryczne warto przedstawić w rozbiciu na podgrupy sektorów,
tak by móc wyodrębnić zróżnicowanie siły oddziaływania poszczególnych efektów na wybrane
fragmenty gospodarki.
Wyniki przedstawione w tabeli 2 wskazują wyraźnie, że uśrednione wyniki dla całego sektora
przedsiębiorstw łatwo zinterpretować, jednak wyniki przedstawione dla wybranych fragmentów
gospodarki dają nieco mniej klarowny obraz.
W tabeli 2, jak też na wykresie 7 widać, że w przypadku dóbr i usług podlegających handlowi
zagranicznemu główną rolę odgrywały efekty „restrukturyzacyjne”. To właśnie w sektorach tradables bardzo silnie odczuwane były skutki różnego tempa wzrostu produktywności oraz wzmożonej realokacji kapitału i pracy pomiędzy sektorami. Sektory tradables rozwijały się w badanym
okresie z ponadprzeciętną szybkością, ale wyraźne były też różnice między nimi (m.in. sektory
zorientowane stricte na eksport zwiększały swą produktywność szybciej niż sektory produkujące głównie na rynek krajowy). Odwrotną sytuację zaobserwowano w przypadku sektorów nontradables (wykres 8), które w latach 1995–2008 rozwijały się relatywnie powoli. W ich przypadku
Wykres 7
Dekompozycja zmian pozycji płac między trzy składniki: sektory dóbr i usług podlegających handlowi
międzynarodowemu
0,08
0,06
0,04
2008
2007
2006
2005
2004
2003
2002
2001
2000
1999
1998
-0,02
1997
0
1996
0,02
-0,04
-0,06
-0,08
w ramach sektorów
Zmiana relacji
płac
dodanej
75
Tabela 2
Dekompozycja zmian pozycji płac pomiędzy trzy składniki: grupowanie sektorów
Eksportowe
suma
w%
Nieeksportowe
suma
w%
ΔwiLi /Yi
0,027
-18,72
-0,059
125,66
0,010
-7,68
-0,095
–
wi /w
0,003
-1,94
-0,027
57,10
-0,006
4,49
-0,034
–
Yi /Y
-0,175
120,66
0,039
-82,76
-0,138
103,19
0,133
–
Ogółem
-0,145
100,00
-0,047
100,00
-0,134
100,00
0,005
100,00
Sektor wydobywczy
suma
w%
Tradables
suma
w%
Nontradables
suma
w%
Przemysł
Usługi
suma
w%
suma
w%
-0,079
18,17
-0,013
8,94
-0,080
-83,67
wi /w
0,027
-6,20
-0,020
13,77
-0,026
-26,99
Yi /Y
-0,381
88,02
-0,112
77,29
0,200
210,66
Ogółem
-0,433
100,00
-0,145
100,00
0,095
100,00
ΔwiLi /Yi
Pracochłonne
Kapitałochłonne
suma
w%
suma
ΔwiLi /Yi
-0,046
41,58
wi /w
-0,002
Yi /Y
-0,063
Ogółem
-0,11
Niekonkurencyjne
Konkurencyjne
w%
suma
w%
suma
w%
-0,026
–
-0,036
-134,57
-0,043
28,60
1,45
-0,048
–
-0,040
-150,32
-0,004
2,57
56,97
0,070
–
0,103
384,89
-0,104
68,83
100,00
-0,004
100,00
0,027
100,00
-0,151
100,00
Uwagi: w przypadku sektorów nontradables oraz sektorów relatywnie kapitałochłonnych łączna zmiana pozycji
płac była bardzo bliska zera, więc wyznaczanie wkładów procentowych poszczególnych trzech składników nie
miało sensu. Ponadto w przypadku sektorów usługowych oraz relatywnie niekonkurencyjnych zmiana pozycji
płac ogółem była dodatnia, przez co wkłady procentowe składowych ujemnych mają ujemne wagi, mimo że działają zgodnie z ogólną tendencją do spadku pozycji płac w całej gospodarce.
efekt „restrukturyzacyjny” przyczyniał się do wzrostu udziału wynagrodzenia pracy w produkcie, zwłaszcza w 1997 i 2008 r. W rzeczywistości nie zaobserwowaliśmy jednak żadnych istotnych
zmian pozycji płac w sektorach nontradables w latach 1995–2008, gdyż efekt ów został zniwelowany silniejszym spadkiem pozycji płac w sektorach dóbr i usług nontradables.
Podział na sektory tradables i nontradables pokazał znaczne zróżnicowanie wewnętrznej dynamiki pozycji płac pomiędzy sektorami gospodarki Polski. Mimo że w skali całej gospodarki dominującą rolę odgrywały skutki zmiany pozycji płac w poszczególnych sektorach, przy takim podziale bardzo wyraźne były też efekty „restrukturyzacyjne”. Zmiany względnej produktywności
sektorów silnie wpłynęły bowiem na spadek pozycji płac w sektorach tradables oraz wzrost pozycji płac w sektorach nontradables.
76
J . Growiec
Wykres 8
Dekompozycja zmian pozycji płac między trzy składniki: sektory dóbr i usług niepodlegających handlowi
międzynarodowemu
0,08
0,06
0,04
2008
2007
2006
2005
2004
2003
2002
2001
2000
1999
1998
-0,02
1997
0
1996
0,02
-0,04
-0,06
-0,08
w ramach sektorów
Zmiana relacji
płac
dodanej
Na wykresie 9 widoczny jest przebieg zmian pozycji płac w polskim sektorze przedsiębiorstw
w podziale na sektory wydobywcze13, przemysłu przetwórczego oraz usługowe. Widzimy na nim,
że przebieg ów najdokładniej odwzorowywany był przez sektory przemysłowe, natomiast w pozoWykres 9
Dynamika pozycji płac w podziale na sektory wydobywcze, przemysł przetwórczy i usługi
0,10
0,08
0,06
0,04
2008
2007
2006
2005
2004
2003
2002
2001
2000
1999
1998
1997
-0,02
1996
0,02
0,00
-0,04
-0,06
-0,08
-0,10
-0,12
Ogółem
Usługi
Przemysł
Sektor wydobywczy
13 Wyniki
dla sektorów wydobywczych należy traktować z ostrożnością, gdyż dzieli się on zaledwie na cztery gałęzie,
wśród których dominującą rolę (pod względem zatrudnienia i przychodów) odgrywa górnictwo węgla kamiennego
i brunatnego.
77
Wykres 10
Dekompozycja zmian pozycji płac w ujęciu sektorowym: przemysł przetwórczy
0,06
0,04
0,02
2008
2007
2006
2005
2004
2003
2002
2001
2000
1999
1998
-0,02
1997
1996
0
-0,04
-0,06
-0,08
w ramach sektorów
Zmiana relacji
płac
dodanej
stałych dwóch grupach sektorów dynamiki kształtowały się odmiennie. Dział usług odnotowywał
bowiem wzrost udziału wynagrodzenia pracy w niemal całym początkowym okresie 1995–2001;
dopiero później wystąpiła w nim ogólna tendencja spadkowa, obserwowana już wcześniej w przemyśle. W sektorze wydobywczym przez cały badany okres (z wyjątkiem lat 2001 i 2008) obserwowano natomiast sukcesywne spadki pozycji płac, czasem bardzo silne.
Inne były też przyczyny obserwowanych różnic. Jak wynika z tabeli 2 oraz wykresów 10–11,
w sektorze usługowym oraz wydobywczym bardzo ważna była presja w kierunku obniżki pozyWykres 11
Dekompozycja zmian pozycji płac w ujęciu sektorowym: sektory usługowe
0,12
0,10
0,08
0,06
0,04
2008
2007
2006
2005
2004
2003
2002
2001
2000
1999
1998
-0,02
1997
0
1996
0,02
-0,04
-0,06
-0,08
-0,10
w ramach sektorów
Zmiana relacji
płac
dodanej
78
J . Growiec
cji płac wywierana przez zmiany wewnątrzsektorowe. W przypadku sektorów przemysłowych była ona nieco słabsza. Decydującą rolę, różnicującą dynamiki zmian pozycji płac w przemyśle oraz
usługach, odegrał jednak składnik „restrukturyzacyjny”. W badanym okresie tempo wzrostu produktywności pracy w poszczególnych sektorach przemysłowych i wydobywczych było bowiem
znacznie bardziej zróżnicowane niż w przypadku sektorów usługowych. Ponadto następowała
tam realokacja pracy w kierunku sektorów o relatywnie niskiej pozycji płac, podczas gdy w sektorach usługowych występowało zjawisko odwrotne. Co ciekawe, w przypadku sektorów usługowych efekt „restrukturyzacyjny” okazał się silniejszy od skumulowanych efektów wewnątrzsektorowych zmian pozycji płac oraz efektów „płacowych”, przez co efekt netto był dodatni: pozycja
płac w usługach minimalnie wzrosła14.
Podsumowując, należy podkreślić zróżnicowanie wyników w przypadku podziału gospodarki
na sektory dóbr podlegających i niepodlegających handlowi zagranicznemu oraz, do pewnego stopnia odpowiadającego mu, podziału gospodarki na dział wydobywczy, przemysłowy i usługowy.
Ogólna tendencja w gospodarce Polski – a więc znaczny spadek pozycji płac w poszczególnych sektorach – w przypadku przemysłu była bowiem wzmacniana niepłacowymi efektami konwergencyjnymi i realokacyjnymi, natomiast w sektorach usługowych była niwelowana dzięki tym efektom.
To właśnie efekt „restrukturyzacyjny” najsilniej różnicował ewolucję sektorów przemysłowych
i usługowych. Jego relatywnie niewielki wkład w dynamikę pozycji płac w gospodarce ogółem wynika więc jedynie z faktu, że oddziaływał on na te dwa działy gospodarki w przeciwnych kierunkach, przez co po zagregowaniu efekty te w dużym stopniu się zniosły15.
Wpływ efektów „płacowych”, polegających na zmianie proporcji płac pomiędzy sektorami, był
we wszystkich grupach sektorów nieznaczny, bardzo powoli się zmieniał oraz był słabo skorelowany z dynamiką pozycji płac ogółem. Mimo że w latach 1995–2008 w polskiej gospodarce wystąpiło
wiele zjawisk powodujących zmiany struktury sektorowej płac oraz konkurencyjności niektórych
rynków, w niewielkim stopniu wpłynęło to na udział wynagrodzenia pracy w produkcie.
6. Symulacje kontrfaktyczne
Metoda badawcza wykorzystana w prezentowanym artykule pozwala także łatwo uzyskać odpowiedź na inne istotne pytanie badawcze: jak zachowywałaby się pozycja płac, gdyby struktura sektorowa produkcji i płac w gospodarce była stała? Okazuje się, że jej dynamika w całej gospodarce
byłaby wówczas zbliżona do rzeczywistej. Pozwala to przypuszczać, że wykorzystywanie w analizach o charakterze makroekonomicznym, skoncentrowanych na wahaniach cyklicznych, wyłącznie szeregów czasowych pozycji płac ogółem, a więc nieuwzględnienie skutków realokacji międzysektorowej, tylko nieznacznie będzie zaburzać dalsze wnioskowanie.
Przedmiotem bieżącej analizy jest wyizolowany składnik pierwszy, „wewnątrzsektorowy”,
uwzględniający zmiany pozycji płac w ramach poszczególnych sektorów wg klasyfikacji PKD, lecz
nieuwzględniający efektów realokacyjnych, wiążących się ze zmianą relatywnych płac pomiędzy
sektorami (efekt „płacowy”) oraz zróżnicowaną dynamiką produktywności pracy w poszczegól14 Wykresy
analogiczne do 10–11, opisujące wyniki dekompozycji pozycji płac w podziale na sektory kapitało- i pracochłonne oraz relatywnie konkurencyjne i niekonkurencyjne, dostępne są u autora.
15 Wyniki te są zgodne z tendencjami obserwowanymi w wysoko rozwiniętych krajach świata (por. Timmer i in. 2003;
Whelan 2003).
79
Wykres 12
Kontrfaktyczne szeregi czasowe, uwzględniające jedynie zmianę pozycji płac w ramach sektorów
0,06
0,04
2008
2007
2006
2005
2004
2003
2002
2001
2000
1999
1998
-0,02
1997
0
1996
0,02
-0,04
-0,06
-0,08
Faktyczna pozycja płac
Wewnątrzsektorowy 3
nych sektorach i realokacją czynników pomiędzy nimi (efekt „restrukturyzacyjny”). Szereg czasowy dla owego wyizolowanego składnika został porównany z szeregiem czasowym dynamiki pozycji płac ogółem.
Jak powiedziano już w rozdziale 2.3, w badaniu wykorzystano cztery alternatywne podejścia do omawianego zagadnienia, różniące się sposobem ustalenia struktury sektorowej, od której
zmian abstrahujemy. W wariancie pierwszym składnik wewnątrzsektorowych zmian pozycji płac
wyizolowano, przyjmując wagi „kroczące”, tj. odpowiadające rzeczywistej strukturze sektorowej
gospodarki w poszczególnych latach. Oznacza to, że skutki zachodzącej równocześnie realokacji
sektorowej zostały i tak (choć tylko pośrednio) uwzględnione. Uzyskany szereg kontrfaktycznych
obserwacji był przez to najbardziej zbliżony do szeregu rzeczywistego. W drugim wariancie struktura sektorowa gospodarki została ustalona zgodnie ze stanem z 1995 r., stanowiącym początek
okresu badania. W trzecim wariancie ustalona została ona zgodnie ze stanem z 2008 r. (z końca
badania). W wariancie czwartym struktura sektorowa została przyjęta na poziomie średniej z całego okresu.
Wyniki omawianej symulacji przedstawiono na wykresie 12. Widzimy na nim, że niezależnie od
sposobu, w jaki ustalono strukturę sektorową gospodarki, dynamika zmian pozycji płac w ramach sektorów jest bardzo zbliżona do dynamiki zmian pozycji płac w całym sektorze przedsiębiorstw. Zarówno różnice pomiędzy faktyczną pozycją płac a poszczególnymi wariantami symulacji kontrfaktycznej,
jak i różnice w grupie tych symulacji są niewielkie i nie wykazują regularności.
W celu uzupełnienia omówionych wyników w bieżącej analizie spróbowano też odpowiedzieć
na komplementarne pytanie badawcze: jak zachowywałaby się pozycja płac w gospodarce, gdyby
była stała w ramach sektorów. Pod uwagę wzięto więc również sumę szeregów czasowych składników „płacowego” i „restrukturyzacyjnego”. Porównano ją z szeregiem czasowym pozycji płac
w całym sektorze przedsiębiorstw.
80
J . Growiec
Wykres 13
Kontrfaktyczne szeregi czasowe, uwzględniające jedynie skutki realokacji między sektorami
0,06
0,04
2008
2007
2006
2005
2004
2003
2002
2001
2000
1999
1998
-0,02
1997
0
1996
0,02
-0,04
-0,06
-0,08
Faktyczna pozycja płac
Międzysektorowy 3
Międzysektorowy 1
Międzysektorowy 4
Międzysektorowy 2
Na wykresie 13 widzimy, że sumaryczne efekty realokacyjne w bardzo niewielkim stopniu objaśniają tę dynamikę: można jedynie stwierdzić, że wywierały one ogólnie ujemny wpływ na pozycję płac w latach 1995–2001 oraz dodatni wpływ w latach późniejszych. Należy to wiązać z rezultatami przedstawionymi na wykresach 10–11. Efekty „restrukturyzacyjne” spowodowały znaczny
spadek pozycji płac w sektorach przemysłowych w latach 1997–2000, po czym ich wpływ zmniejszył się, przez co powstał dodatni efekt netto, spowodowany poprawą pozycji płac w sektorach
usługowych. Wpływ efektów „płacowych” był nieznaczny.
7. Dekompozycja wariancji zmian pozycji płac
Wiedząc, jak zmiany wewnątrz- i międzysektorowe pozycji płac w gospodarce oddziaływały na
łączną dynamikę tej zmiennej, możemy nie tylko wyznaczyć procentowe udziały poszczególnych
składowych w całkowitej zmianie pozycji płac w latach 1995–2008, lecz także przeprowadzić dekompozycję jej wariancji. Pozwoli to stwierdzić, jaką część zmienności dynamiki pozycji płac
można objaśnić zmiennością poszczególnych składowych. Obie te miary opisują więc pozycję płac
w sposób komplementarny: pierwsza z nich odnosi się do poziomów badanej zmiennej, druga zaś
do jej zmienności.
Okazuje się (tabela 3), że niemal cała zmienność pozycji płac ogółem (około 96%) wynika ze
zmienności pozycji płac w poszczególnych sektorach. „Restrukturyzacyjny” efekt zmiany relacji
wartości dodanej odpowiada ledwie za 5% wariancji zmian pozycji płac, a wpływ powoli zmieniającego się w czasie efektu „płacowego” można pominąć.
Podobne wyniki uzyskano także dla wybranych grup sektorów (tabela 4), choć tu zauważalne
są już wyraźne odchylenia od rezultatów dekompozycji wariancji dla całej gospodarki. W przypad-
81
Tabela 3
Dekompozycja wariancji zmian pozycji płac
% wariancji
Zmiana pozycji płac w ramach sektorów
96,09
Zmiana relacji płac
-0,83
Zmiana relacji wartości dodanej
4,74
ku sektorów dóbr i usług nontradables, a także – w znacznej części się z nimi pokrywających – sektorów usługowych wariancja zmian pozycji płac w ramach poszczególnych sektorów jest znacznie mniejsza niż wariancja zmian pozycji płac ogółem. Pozostałą część wariancji objaśniają przede
wszystkim efekty „restrukturyzacyjne”. Podobnie przedstawia się sytuacja sektora wydobywczego,
w przypadku którego zmienność efektu „restrukturyzacyjnego” opisuje aż 80% wariancji.
Tabela 4
Dekompozycja wariancji zmian pozycji płac: grupowanie sektorów
Eksportowe
Nieeksportowe
σ2
w%
Δwi Li /Yi
0,0030
Δwi /w
0,0001
ΔYi /Y
σ 2(X)
σ2
w%
146,74
0,0008
0,88
0,0000
0,0014
-17,25
0,0009
100,00
Nontradables
w%
73,14
0,0016
-1,70
0,0000
0,0002
26,61
0,0013
100,00
Sektor wydobywczy
σ2
Tradables
σ2
σ2
w%
σ2
w%
109,88
0,0007
58,70
-5,42
0,0000
4,04
0,0004
1,94
0,0004
35,84
0,0011
100,00
0,0014
100,00
Przemysł
σ2
w%
Usługi
w%
Δwi Li /Yi
0,0025
35,88
0,0009
78,87
0,0014
57,17
Δwi /w
0,0003
1,49
0,0000
1,06
0,0001
-12,52
0,0035
79,79
0,0003
20,79
0,0016
57,82
0,0020
100,00
0,0011
100,00
0,0023
100,00
ΔYi /Y
σ 2(X)
Pracochłonne
σ2
w%
Kapitałochłonne
σ2
Niekonkurencyjne
σ2
w%
w%
Konkurencyjne
σ2
w%
Δwi Li /Yi
0,0009
79,13
0,0019
119,34
0,0010
78,16
0,0012
92,85
Δwi /w
0,0000
-8,75
0,0000
4,90
0,0000
-1,19
0,0000
-0,08
ΔYi /Y
0,0004
30,64
0,0003
-17,72
0,0003
23,52
0,0002
8,49
0,0011
100,00
0,0013
100,00
0,0012
100,00
0,0012
100,00
σ 2(X)
Uwagi: w wierszu oznaczonym σ2(X) przedstawiono wielkość wariancji zmian pozycji płac w poszczególnych
działach gospodarki. Udziały procentowe wariancji uwzględniają także kowariancję między poszczególnymi
składowymi. Wielkości nie sumują się do 100%, ponieważ niniejsza tabela zawiera jedynie cząstkowe agregaty
wyników badania dekompozycyjnego, przeprowadzonego dla całej gospodarki. Równość bilansowa dekompozycji oznacza bowiem tylko, że składniki muszą sumować się do 100% w poszczególnych latach oraz dla wybranych
działów gospodarki, ale równość taka nie musi zachodzić w przypadku wariancji ich szeregów czasowych.
82
J . Growiec
Wyniki dla całej gospodarki są natomiast reprodukowane w przypadku zawężenia zakresu
analizy do sektorów tradables, sektorów relatywnie pracochłonnych, a także sektorów relatywnie konkurencyjnych. W przypadku sektorów relatywnie kapitałochłonnych, tradables oraz
sektorów nastawionych przede wszystkim na eksport, efekt zmiany pozycji płac w sektorach
objaśnia więcej niż 100% wariancji pozycji płac ogółem. Wynik ten, a także wszystkie ujemne
wartości zawarte w tabeli 4 są skutkiem silnego ujemnego skorelowania ze sobą poszczególnych składników dekompozycji w przypadku niektórych działów gospodarki. Pamiętajmy bowiem, że przeprowadzona w niniejszym badaniu dekompozycja wariancji uwzględnia nie tylko proporcję wariancji odpowiednich składników do wariancji zmiennych ogółem, ale także
konsekwencje ich skorelowania.
8. Dekompozycja zmian pozycji płac: efekty realokacji między grupami
sektorów
Analizowane do tej pory wyniki opierały się na rozbiciu polskiego sektora przedsiębiorstw na 52
sektory według klasyfikacji PKD/NACE. Interesujące wydaje się również określenie, jak na pozycję
płac wpływa realokacja czynników produkcji między znacznie szerzej definiowanymi sektorami
gospodarki. Należy się w takim przypadku spodziewać dwóch głównych zmian. Z jednej strony
podział taki doprowadzi do zagregowania pewnych grup sektorów, co zwiększy wagę zmian „wewnątrzsektorowych”. Z drugiej jednak strony pozwoli to także wyodrębnić skutki realokacji między odpowiednio dobranymi grupami sektorów. Możliwe będzie dzięki temu np. oddzielenie skutków realokacji między przemysłem a usługami od realokacji między sektorami PKD pozostającymi
w ramach tych kategorii.
Podobnie jak w rozdziale 5. rozważane będą tu podziały gospodarki Polski na:
1) trzy działy gospodarki: sektor wydobywczy, przemysł i usługi,
2) sektory zorientowane i niezorientowane na eksport,
3) sektory dóbr i usług podlegających i niepodlegających handlowi zagranicznemu,
4) sektory relatywnie kapitało- i pracochłonne,
5) sektory relatywnie silnie lub słabo konkurencyjne.
Wyniki dotyczące każdego z powyższych podziałów, obejmujące zarówno dekompozycję sumarycznej zmiany pozycji płac, jak i dekompozycję jej wariancji, zawarto w tabelach 5–6.
Wyniki przedstawione w tabeli 5 wskazują, że w przypadku omawianych podziałów gospodarki na szeroko zdefiniowane kategorie rola składników realokacji międzysektorowej jest niewielka.
Przypada na nią bowiem ledwie 25,7% całkowitego efektu spadku pozycji płac w przypadku podziału na sektory relatywnie praco- i kapitałochłonne oraz mniej niż 10% w przypadku pozostałych podziałów. W przypadku rozbicia gospodarki na sektory relatywnie konkurencyjne oraz relatywnie niekonkurencyjne efekty realokacji międzysektorowej wywierają wręcz presję w kierunku
wzrostu pozycji płac ogółem, mimo że ta w rzeczywistości spadła.
Także w przypadku dekompozycji wariancji obserwowana dynamika pozycji płac wynika niemal w 100% ze zmian wewnątrzsektorowych. Wynik ten jest w pełni zgodny z oczekiwaniami, odzwierciedla bowiem przyjęty tu podział gospodarki na bardzo szerokie działy.
83
Tabela 5
Rola składnika zmiany pozycji płac w ramach sektorów w różnych wariantach dekompozycji
Wariancja
Udział
procentowy
1995–2008
w%
Eksportowe – nieeksportowe
-0,0641
90,97
0,0012
105,83
Tradables – nontradables
-0,0703
99,82
0,0011
101,07
Trzy sektory
-0,0687
97,48
0,0011
99,62
Praco- i kapitałochłonne
-0,0523
74,29
0,0010
93,01
Konkurencyjne – niekonkurencyjne
-0,0766
108,70
0,0011
99,85
Ogółem
-0,0705
100,00
0,0011
100,00
W tabeli 6 na uwagę zasługują: (1) podział na trzy główne kategorie: sektor wydobywczy, przemysł i usługi oraz (2) podział na sektory relatywnie pracochłonne i kapitałochłonne. Należy podkreślić następujące wyniki.
Po pierwsze, w przypadku podziału gospodarki na trzy zasadnicze kategorie składnik zmian
wewnątrzsektorowych objaśnia niemal 100% całkowitej zmiany pozycji płac. Pozostałe dwa składniki mają natomiast przy przeciwnych znakach duże wartości bezwzględne (por. wykres 14). Oznacza to, że w latach 1995–2008 obserwowaliśmy silną presję w kierunku spadku płac w relacji do
produktywności pracy, będącą skutkiem zmian proporcji między płacami w sektorach wydobywczym, przemysłowym i usługowym (efekt „płacowy”, szczególnie silny w latach 1995–2000). Rów-
Tabela 6
Dekompozycja zmian pozycji płac: różne warianty dekompozycji
Δwi Li /Yi
w%
Δwi /w
w%
ΔYi /Y
w%
Eksportowe – nieeksportowe
-0,0641
90,97
0,0020
-2,77
-0,0082
11,66
Tradables – nontradables
-0,0703
99,82
0,0024
-3,34
-0,0024
3,37
Trzy sektory
-0,0687
97,48
-0,0176
25,01
0,0157
-22,23
Praco- i kapitałochłonne
-0,0523
74,29
0,0049
-6,97
-0,0227
32,19
Konkurencyjne – niekonkurencyjne
-0,0766
108,70
-0,0004
0,55
0,0064
-9,04
Uwaga: w poszczególnych kolumnach znajdują się:
Δwi Li /Yi – zmiana pozycji płac w ramach sektorów,
Δwi /w – zmiana relacji płac (składnik „płacowy”),
ΔYi /Y – zmiana relacji wartości dodanej (składnik „restrukturyzacyjny”).
Źródło: opracowanie własne na podstawie danych z formularzy F-01 (GUS).
84
J . Growiec
Wykres 14
Dekompozycja zmian pozycji płac: skutki realokacji między trzema głównymi kategoriami gospodarczymi
0,06
0,04
2008
2007
2006
2005
2004
2003
2002
2001
2000
1999
1998
-0,02
1997
0
1996
0,02
-0,04
-0,06
-0,08
w ramach sektorów
dodanej
noważyła ją silna presja w kierunku wzrostu tej proporcji wywierana przez efekty „restrukturyzacyjne”. W badanym okresie sektory przemysłowe zwiększały bowiem swą produktywność szybciej
niż sektory usługowe, ale to sektory usługowe notowały wzrost procentowego udziału w całkowitym zatrudnieniu i to w nich wzrastał udział wynagrodzenia pracy w wartości dodanej. Tym samym Polska wpisała się w światowe tendencje do realokacji zasobów pracy z relatywnie kapitaWykres 15
Dekompozycja zmian pozycji płac: skutki realokacji między sektorami relatywnie pracoi kapitałochłonnymi
0,06
0,04
2008
2007
2006
2005
2004
2003
2002
2001
2000
1999
1998
1997
0
1996
0,02
-0,02
-0,04
-0,06
-0,08
w ramach sektorów
dodanej
85
łochłonnego przemysłu do relatywnie pracochłonnych usług oraz względnie szybszego wzrostu
produktywności w sektorach przemysłowych, zwłaszcza branż zorientowanych na eksport (Timmer i in. 2003; Whelan 2003).
Jeśli mowa o podziale gospodarki na sektory względnie kapitało- i pracochłonne (por. wykres
15), to efekt „restrukturyzacyjny”, związany z różnym tempem wzrostu produktywności (które było wyższe dla sektorów relatywnie kapitałochłonnych) oraz realokacją czynników pomiędzy tymi
działami gospodarki, wyjaśnia aż 32% całkowitej zmiany pozycji płac. Efekt ten szczególnie silnie
przyczynił się do spadku pozycji płac w latach 1996–2002, natomiast w późniejszym okresie ograniczał ten spadek.
Zauważmy, że podział sektorów na relatywnie konkurencyjne oraz relatywnie mało konkurencyjne (co wiąże się z wyższymi marżami zysku; por. Gradzewicz i Hagemejer, 2007) nie wnosi
niemal żadnej nowej informacji objaśniającej zmiany pozycji płac.
9. Podsumowanie
W badaniu przeprowadzono dekompozycję zmian pozycji płac (tj. zmian udziału wynagrodzenia
czynnika pracy w produkcie) w polskich przedsiębiorstwach w latach 1995–2008 na trzy składowe w ujęciu sektorowym: (1) zmiany udziału płac w poszczególnych sektorach gospodarki (składnik „wewnątrzsektorowy”), (2) zmiany relacji płac pomiędzy sektorami (składnik „płacowy”) oraz
(3) zmiany udziału wartości dodanej poszczególnych sektorów w PKB (składnik „restrukturyzacyjny”).
Najważniejsze wyniki badania są następujące. Po pierwsze, nawet przy szczegółowym podziale gospodarki Polski na 52 kategorie sektorowe wg klasyfikacji PKD/NACE zmiany pozycji płac
w ramach sektorów objaśniają ponad 55% całkowitej zmiany pozycji płac w badanym okresie i ponad 95% jej wariancji. Płynie stąd wniosek, że pominięcie efektów realokacyjnych w analizie trendu pozycji płac prowadzi do dość wyraźnego przeszacowania siły tego trendu w poszczególnych
sektorach. Z drugiej strony w przypadku analiz właściwości cyklicznych omawianych szeregów
czasowych potencjalne zaburzenie wniosków formułowanych z pominięciem efektów międzysektorowych jest minimalne.
Po drugie, efekty realokacyjne (przede wszystkim składnik „restrukturyzacyjny”) widoczne są
w wynikach analizy w podziale na sektory gospodarki. Obserwowaliśmy bowiem relatywnie szybszy wzrost produktywności w sektorach przemysłowych w porównaniu z sektorami usługowymi.
Wzrost ów był bardziej nierównomierny w przemyśle – w relatywnie lepszej sytuacji były sektory silniej nastawione na eksport i bardziej kapitałochłonne. Równocześnie następowała realokacja
czynników produkcji do tych szybko rozwijających się sektorów. Z kolei w sektorach usługowych
realokacja następowała raczej w kierunku sektorów bardziej pracochłonnych. Omówione efekty wzmacniały spadek pozycji płac w przemyśle, przeciwdziałając mu równocześnie w usługach.
Skutki realokacji czynników produkcji między sektorami relatywnie praco- i kapitałochłonnymi
okazały się istotne dla całkowitej zmiany pozycji płac. W tej drugiej grupie produktywność rosła
zauważalnie szybciej. W początkowym okresie badania, do 2000 r. włącznie, działał jednak przeciwstawny efekt „płacowy”, polegający na relatywnie szybszym wzroście płac w sektorach pracochłonnych, zwłaszcza usługowych.
86
J . Growiec
Zaprezentowane w niniejszym artykule wyniki mogą stanowić punkt wyjścia dalszych badań.
Zasadne wydaje się bowiem wykorzystanie danych o częstotliwości kwartalnej nt. pozycji płac
w analizach jej własności cyklicznych, m.in. w celu wyjaśnienia jej związku z innymi ważnymi
wskaźnikami makroekonomicznymi. Interesujących wniosków mogłoby także dostarczyć badanie
mikroekonomicznych determinant zmian pozycji płac na poziomie pojedynczych firm. Pożądane byłoby też skonstruowanie odpowiednich miar zmiany sektorowej gospodarki (m.in. przejścia
od przemysłu do usług), tak by dobrze odwzorować specyficzne dynamiki produktywności pracy
w tych działach gospodarki. Ciekawe byłoby również rozszerzenie zaprezentowanych tu analiz na
inne kraje i lata.
Bibliografia
Bernanke B.S., Gürkaynak R.S. (2001), Is Growth Exogenous? Taking Mankiw, Romer and Weil
Seriously, w: B.S. Bernanke, K. Rogoff (eds), NBER Macroeconomics Annual 2001. Cambridge,
MA: MIT Press, 11-57.
Bentolila S., Saint-Paul G. (2003), Explaining Movements in the Labor Share, Contributions
to Macroeconomics, 3(1), Article 9.
Blanchard O. (1998), Revisiting European Unemployment: Unemployment, Capital Accumulation,
and Factor Prices, NBER Working Paper, 6566.
Blanchard O., Giavazzi F. (2003), Macroeconomic Effects of Regulation and Deregulation in Goods
and Labor Markets, Quarterly Journal of Economics, 118(3), 879–908.
Caselli F. (2005), Accounting for Cross-Country Income Differences, w: P. Aghion, S. Durlauf (eds),
Handbook of Economic Growth, Elsevier, Amsterdam.
Genre V., Kohn K., Momferatou D. (2009), Understanding Inter-Industry Wage Structures in the
Euro Area, European Central Bank Working Paper, 1022.
Gollin D. (2002), Getting Income Shares Right, Journal of Political Economy, 110(2), 458–474.
Gordon R.J. (1990), The Measurement of Durable Goods Prices, University of Chicago Press.
Gradzewicz M., Hagemejer J. (2007), Marże monopolistyczne i przychody skali w gospodarce
polskiej, Ekonomista, 4, 515–540.
Jaumotte F., Tytell I. (2007), The Globalization of Labor, w: World Economic Outlook, April,
International Monetary Fund, Washington.
Kolasa M. (2008), Productivity, Innovation and Convergence in Poland, Economics in Transition,
16(3), 467–501.
Kyyrä T., Maliranta M. (2008), The Micro-Level Dynamics of Declining Labour Share: Lessons from
the Finnish Great Leap, Industrial and Corporate Change, 17(6), 1147–1172.
Lerner A.P. (1934), The Concept of Monopoly and the Measurement of Monopoly Power, Review
of Economic Studies, 1(3), 157–175.
OECD (2009), Real Wages, Productivity and the Determinants of the Labour Share: A Structural
Approach, OECD Report ECO/CPE/WP1(2009)6.
Rodrik D. (1997), Has Globalization Gone Too Far? Institute for International Economics, Washington.
Shaikh A. (1974), Laws of Production and Laws of Algebra: The Humbug Production Function,
Review of Economics and Statistics, 56(1), 115–120.
87
Sharpe A., Arsenault J., Harrison P. (2008), The Relationship between Productivity and Real Wage
Growth in Canada and OECD Countries, 1961–2006, CSLS Research Report, 2008-8.
de Serres A., Scarpetta S., de la Maisonneuve C. (2002), Sectoral Shifts in Europe and the United
States: How They Affect Aggregate Labour Shares and the Properties of Wage Equations, OECD
Economics Department Working Paper, 326.
Socha J. (2008), Relacja płac realnych do wydajności pracy, notatka NBP, nieopublikowana.
Solow R.M. (1957), Technical Change and the Aggregate Production Function, Review
of Economics and Statistics, 39, 312-320.
Timmer M.P., Ypma G., van Ark B. (2003), IT in the European Union: Driving Productivity
Divergence?, Groningen Growth and Development Centre Research Memorandum, Groningen.
Whelan K. (2003), A Two-Sector Approach to Modeling U.S. NIPA Data, Journal of Money, Credit
and Banking, 35(4), 627–656.
Podziękowania
Autor pragnie podziękować anonimowemu Recenzentowi za bardzo wnikliwe uwagi, które pozwoliły znacznie podnieść jakość tekstu, a także Michałowi Gradzewiczowi i Zbigniewowi Żółkiewskiemu za pomocne komentarze i sugestie.
The wage-labour productivity ratio in Poland: sectoral approach
Abstract
The increase in labour productivity in Poland in 1995-2008 was quicker than increase in wages.
The study aims at determining to what extent this development and the ensuing changes in the
wage-labour productivity ratio were due to the effects of sectoral reallocation. It takes into account
the breakdown into categories in accordance with the Polish Classification of Activities, as well as
less detailed types of decomposition into tradable and non-tradable or capital and labour-intensive
sectors as well as mining, manufacturing and services. Results of analyses based on individual data
indicate that the effects of sectoral reallocation have generally little influence on wage variability
- both in terms of trend and cyclical variation. Almost all the wage variability in the economy may
be explained by changes in wage variability within particular sectors.
Keywords: wages, labour productivity, sectoral reallocation, individual data