Pobierz - mikroekonomia.net

Transkrypt

Tomasz Grabia
ROZDZIAŁ 11
RYNEK PRACY W POLSCE W OKRESIE TRANSFORMACJI
W ŚWIETLE RÓŻNYCH WARIANTÓW KRZYWEJ PHILLIPSA
Wprowadzenie
Złożoność procesów gospodarczych i mechanizmów rządzących ekonomią jest na tyle
skomplikowana, że niemal zawsze sytuacja na jednym rynku, w większym lub mniejszym
stopniu, wpływa na sytuację na innych rynkach. Dotyczy to także rynku pracy, na który – w
świetle różnych wariantów krzywej Phillipsa, a także koncepcji NAIRU – wpływ mają m.in.
wynagrodzenia oraz inflacja. Celem niniejszego opracowania będzie zatem analiza współzależności między tempem wzrostu wynagrodzeń oraz tempem wzrostu cen a stopą bezrobocia
w Polsce w okresie transformacji. Próbie weryfikacji podjęta zostanie teza stwierdzająca, że
procesy inflacyjne (a także związany z nimi wzrost nominalnych wynagrodzeń) w polskiej
gospodarce w latach 1989-2006 oddziaływały na kształtowanie się innych podstawowych
wielkości makroekonomicznych, w tym zwłaszcza bezrobocia.
Zagadnieniu temu poświęcona zostanie zasadnicza część referatu zawarta w punkcie
drugim (zależność między wzrostem wynagrodzeń a bezrobociem) oraz trzecim (zależność
między inflacją a bezrobociem). Cześć ta poprzedzona jest niniejszym wprowadzeniem. Z
kolei w punkcie ostatnim (czwartym) zawarte zostaną syntetyczne wnioski z przeprowadzonych wcześniej badań wraz z ich konfrontacją z poglądami publikowanymi dotychczas w
literaturze przez różnych ekonomistów.
Do badania ww. problemów wykorzystana zostanie dostępna literatura przedmiotu
oraz dane statystyczne – dotyczące różnych wielkości ekonomicznych – pochodzące z takich
instytucji jak: GUS, NBP i BAEL. Wśród zastosowanych metod badawczych znajdą się m.in.
analizy opisowe, obserwacje szeregów czasowych oraz metody statystyczne, na podstawie
których możliwa będzie weryfikacja postawionej tezy.
Zależności między stopą bezrobocia a wzrostem nominalnych wynagrodzeń
Zależność między wysokością wynagrodzeń a bezrobociem była dostrzegana przez
ekonomistów co najmniej od lat dwudziestych poprzedniego stulecia. W postaci zwartej konstrukcji teoretycznej związek między tymi wielkościami przedstawiony został jednak dopiero
w końcu lat pięćdziesiątych przez urodzonego w Nowej Zelandii ekonomistę – A. W. Phillipsa (Samuelson, Nordhaus, 1989, s. 328), od którego nazwiska pochodzi nazwa koncepcji
(krzywa Phillipsa). Na podstawie danych statystycznych obejmujących okres 1861-1957 w
Wielkiej Brytanii stwierdził on istnienie negatywnej zależności między stopą wzrostu płac
nominalnych i poziomem bezrobocia.
Uzasadnienie zaobserwowanej ujemnej korelacji między analizowanymi wielkościami
jest następujące. Przy niskim bezrobociu pracodawcy są bardziej skłonni przychylać się do
żądań związków zawodowych, dotyczących podwyżek płac, niż przy słabszej koniunkturze i
towarzyszącemu jej wyższemu bezrobociu. W tym ostatnim przypadku presja ze strony pracobiorców nie jest ponadto tak silna jak w okresach dobrej koniunktury i niskiego bezrobocia,
ponieważ mają oni słabszą pozycję przetargową. Związek między wzrostem płac a poziomem
bezrobocia ma jednak charakter nieliniowy z uwagi na to, że pracownicy bardzo niechętnie
Rynek pracy w Polsce w okresie transformacji w świetle różnych wariantów krzywej Phillipsa
115
przystają na obniżanie płac nawet w okresach spadku zatrudnienia, co oznacza uznanie przez
Phillipsa keynesistowskiej sztywności płac w dół. W efekcie, przy spadku bezrobocia następował stosunkowo szybki wzrost płac, a przy wzroście bezrobocia nieznaczny tylko spadek
tempa ich wzrostu1 (Phillips, 1969, s. 277-278).
Tabela 1. Stopa bezrobocia rejestrowanego w Polsce w latach 1990–2006
Rok
a
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002a
A
B
2003a
A
B
2004a
2005
2006
I
0,3
6,6
12,1
14,2
16,7
16,1
15,4
13,1
10,7
11,4
13,7
15,7
II
0,8
6,8
12,4
14,4
16,8
15,9
15,5
13,0
10,6
11,9
14,0
15,9
III
1,5
7,1
12,1
14,4
16,7
15,5
15,4
12,6
10,4
12,0
14,0
16,1
IV
1,9
7,3
12,2
14,4
16,4
15,2
15,1
12,1
10,0
11,8
13,8
16,0
V
2,4
7,7
12,3
14,3
16,2
14,8
14,7
11,7
9,7
11,6
13,6
15,9
Miesiąc
VI
VII
3,1
3,8
8,4
9,4
12,6 13,1
14,8 15,4
16,6 16,9
15,2 15,3
14,3 14,1
11,6 11,3
9,6
9,6
11,6 11,8
13,6 13,8
15,9 16,0
18,1
20,1
18,2
20,2
18,2
20,1
17,9
19,9
17,3
19,2
17,4
19,4
17,5
19,4
18,6
20,6
20,6
19,4
18,0
18,7
20,7
20,6
19,4
18,0
18,6
20,6
20,5
19,2
17,8
18,3
20,3
20,0
18,7
17,2
17,9
19,8
19,6
18,2
16,5
17,7
19,7
19,5
18,0
15,9
17,7
19,6
19,3
17,9
15,7
VIII
4,5
9,8
13,4
15,4
16,8
15,2
13,8
11,0
9,5
11,9
13,9
16,2
IX
5
10,5
13,6
15,4
16,5
15
13,5
10,6
9,6
12,1
14,0
16,3
X
5,5
10,8
13,5
15,3
16,2
14,7
13,2
10,3
9,7
12,2
14,1
16,4
XI
5,9
11,1
13,5
15,5
16,1
14,7
13,3
10,3
9,9
12,5
14,5
16,8
XII
6,5
12,2
14,3
16,4
16,0
14,9
13,2
10,3
10,4
13,1
15,1
17,5
17,5
19,5
17,6
19,5
17,5
19,5
17,8
19,7
18,0
20,0
17,6
19,5
19,1
17,7
15,5
17,5
19,4
18,9
17,6
15,2
17,4
19,3
18,7
17,3
14,9
17,6
19,5
18,7
17,3
14,8
18,0
20,0
19,0
17,6
14,9
Wariant A – dane opracowane z wykorzystaniem wyników Powszechnego Spisu Rolnego przeprowadzonego w
1996 r.; Wariant B – dane opracowane z wykorzystaniem Narodowego Spisu Powszechnego Ludności i Mieszkań oraz Powszechnego Spisu Rolnego przeprowadzonych w 2002 r. Począwszy od 2004 r. wg wariantu B.
Źródło: GUS [za:] www.europoland.republika.pl/bz.htm; Biuletyn Statystyczny nr 2/2007,
Tablica 1.
Kształtowanie się interesujących nas kategorii w Polsce w dotychczasowym okresie
transformacji ukazane zostało w tabeli 1 (stopa bezrobocia rejestrowanego w latach 1990–
2006) oraz w tabeli 2 (przeciętne miesięczne wynagrodzenie brutto oraz jego dynamika w
latach 1989-2006). Z konfrontacji tych danych wynika, że o ujemnym związku między stopą
bezrobocia a tempem wzrostu nominalnych wynagrodzeń – w myśl tradycyjnej krzywej
Phillipsa – można mówić jedynie w niektórych podokresach. Wyraźnie widoczne jest to
podczas obserwacji wykresu 1 (dla lat 1991-2003) oraz wykresu 2 (dla lat 2002-2006)2.
Wzrostowi stopy bezrobocia towarzyszył bowiem spadek stopy wzrostu nominalnych
1
Warto podkreślić, że w przeprowadzonej przez Phillipsa analizie, obejmującej niemal 100 lat, dokonał on pewnej periodyzacji. O ile w okresie 1861-1913 krzywa opisująca omawianą zależność przecinała oś odciętych, to w
latach 1948-1957 wszystkie punkty tworzące krzywą znajdowały się znacznie powyżej tej osi (zob. Phillips,
1969, Figure 1, 11, s. 280, 293). Oznaczało to, że w okresie powojennym brak elastyczności płac w dół powodował, że rosły one (choć relatywnie wolniej) nawet przy spadku zatrudnienia.
2
Stosowana w niniejszym artykule – również w dalszej jego części – periodyzacja całego analizowanego okresu
na dwa różne podokresy wynika z nieporównywalności danych dotyczących stopy bezrobocia w końcowych
latach w porównaniu z latami wcześniejszymi (zob. przypis „a” pod tabelą 1.).
116
Tomasz Grabia
bezrobocia towarzyszył bowiem spadek stopy wzrostu nominalnych wynagrodzeń tylko w
latach 1991-1993 oraz 1998-2002. Z kolei w latach 2005-2006 mieliśmy do czynienia z sytuacją odwrotną – tempo wzrostu wynagrodzeń zwiększało się przy spadkowej tendencji bezrobocia.
Tabela 2. Przeciętne miesięczne wynagrodzenie bruttoa w Polsce w latach 1989-2006
a
Rok
Wynagrodzenie
nominalne
(w PLN)
1989c
1990
1991
1992d
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999e
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
20,68
102,96
175,63
289,73
390,43
525,02
690,92
874,30
1065,76
1232,69
1697,12
1893,74
2045,11
2097,83
2185,02
2273,44
2360,62
2477,23
Dynamika
wynagrodzeń
nominalnych
(rok poprzedni
=100)
497,9
170,6
141,1
134,8
134,5
131,6
126,5
121,9
115,7
112,5
111,6
108,0
102,6
104,2
104,0
103,8
104,9
Dynamika
wynagrodzeń
realnychb
(rok poprzedni
=100)
72,6
100,2
98,6
99,6
101,7
103,0
105,5
106,1
103,5
104,8
101,3
102,4
100,7
103,3
100,5
101,7
103,9
Dynamika
wynagrodzeń
realnychb
(rok 1989 = 100)
Dynamika
wynagrodzeń
realnychb
(rok 1990 = 100)
100,0
72,6
72,7
71,7
71,4
72,6
74,8
78,9
83,7
86,7
90,8
92,0
94,2
94,9
98,0
98,5
100,2
104,1
137,7
100,0
100,2
98,8
98,4
100,1
103,1
108,7
115,4
119,4
125,1
126,8
129,8
130,7
135,0
135,7
138,0
143,4
W latach 1989-91 wynagrodzenie netto (podatek dochodowy od osób fizycznych wprowadzony został
1.01.1992 r.).
b
Zdeflowano średniorocznym wskaźnikiem CPI.
c
W sektorze uspołecznionym.
d
Od 1992 r. wartość wynagrodzenia obejmuje podatek od osób fizycznych. Kwoty w latach 1992-2003 są w
związku z tym zawyżone w stosunku do lat wcześniejszych. Dynamikę w 1992 r. obliczono w warunkach porównywalnych z rokiem wcześniejszym (przyjmując wartość wynagrodzenia netto, równą 247,73 zł).
e
Od 1999 r. wartość wynagrodzenia obejmuje składkę na obowiązkowe ubezpieczenia społeczne. Kwoty w
latach 1999-2003 są w związku z tym zawyżone w stosunku do lat wcześniejszych. Dynamikę w 1999 r. obliczono w warunkach porównywalnych z rokiem wcześniejszym (przyjmując wartość wynagrodzenia bez składki
na obowiązkowe ubezpieczenia społeczne, równą 1386,78 zł).
Źródło: Rocznik Statystyczny 1990, s. 222; Rocznik Statystyczny 1992, s. 189; Rocznik
Statystyczny 1995, s.143; Rocznik Statystyczny 1998, s. 150; Mały Rocznik Statystyczny
2000, s. 156; Rocznik Statystyczny 2003, s. 175, 177; Rocznik Statystyczny 2005, s. 262-263;
Rocznik Statystyczny 2006, s. 266; Komunikat Prezesa Głównego Urzędu Statystycznego z
dnia 13 lutego 2007 r. w sprawie przeciętnego wynagrodzenia w gospodarce narodowej w
2006 r., www.stat.gov.pl; Biuletyn Statystyczny nr 2 (marzec)/2007, Tablica 1; obliczenia
własne.
117
Wykres 1. Stopa wzrostu nominalnych wynagrodzeń a stopa bezrobocia w Polsce
w latach 1991-2003
Stopa wzrostu nominalnych wynagrodzeń (w stosunku do roku
poprzedniego)
75
70
65
60
55
50
45
40
35
30
25
20
15
10
5
0
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19
Stopa bezrobocia (średnia w roku)
Źródło: opracowanie własne na podstawie tabeli 1 i tabeli 2.
Wykres 2. Stopa wzrostu nominalnych wynagrodzeń a stopa bezrobocia w Polsce
w latach 2002-2006
Stopa wzrostu nominalnych wynagrodzeń (w stosunku do roku
poprzedniego)
5
4,5
4
3,5
3
2,5
2
16
17
18
Stopa bezrobocia (średnia w roku)
19
20
118
Tomasz Grabia
Tabela 3. Współczynniki korelacji liniowej między stopą bezrobocia (b) a nominalną
stopą wzrostu wynagrodzeń (w) w Polsce w latach 1990-2006 (dane kwartalne)
Zależnośća
bt - wt
bt - wt+1
bt - wt+2
bt - wt+3
bt - wt+4
wt - bt
wt - bt+1
wt - bt+2
wt - bt+3
wt - bt+4
a
1990-2003b
A
B
-0,615
-0,614
-0,538
-0,610
-0,470
-0,568
-0,404
-0,475
-0,212
-0,375
-0,614
-0.615
-0,568
-0,591
-0,526
-0,575
-0,439
-0,521
-0,319
-0,451
Okres
1991-2003
1992-2003
A
B
A
B
-0,087
-0,175
-0,168
-0,500
-0,147
-0,150
-0,150
-0,428
-0,104
-0,129
-0,174
-0,333
0,036
-0,092
-0,121
-0,226
0,042
-0,031
-0,082
-0,186
-0,500
-0,168
-0,175
-0,087
-0,422
-0,128
-0,163
-0,033
-0,331
-0,186
-0,157
-0,124
-0,264
-0,176
-0,152
-0,154
-0,239
-0,112
-0,150
-0,090
2002-2006
A
B
-0,128
-0,443
-0,437
-0,525
-0,262
-0,523
0,246
-0,420
-0,085
-0,416
-0,443
-0,128
-0,468
0,258
-0,510
-0,004
-0,394
-0,373
-0,255
-0,165
W wariancie A przyjęto stopę wzrostu wynagrodzeń w danym kwartale w stosunku do analogicznego kwartału
roku poprzedniego, w wariancie B w stosunku do kwartału poprzedniego.
b
W wariancie A począwszy od III kwartału 1990 r.
Źródło: obliczenia własne na podstawie: Tabela 1; Biuletyn Statystyczny nr 1/1992, s. 15;
Biuletyn Statystyczny nr 7/1994, s. 42; Biuletyn Statystyczny nr 1/1996, s. 45; Biuletyn
Statystyczny nr 7/1997, s. 19; Biuletyn Statystyczny nr 1/1998, s. 20; Biuletyn Statystyczny nr 8/1999, s. 23; Biuletyn Statystyczny nr 2/2001, s. 23; Biuletyn Statystyczny nr
8/2002, s. 23; Biuletyn Statystyczny nr 1/2004, s. 25; Biuletyn Statystyczny nr 9/2005, Tabl.
15; Biuletyn Statystyczny nr 2/2007, Tablica 1 (2).
Nie można zatem wyciągać zbyt pochopnych wniosków, że polska gospodarka w
okresie transformacji działała zgodnie z zasadami tradycyjnej krzywej Phillipsa. Dodatkowo
należy w tym miejscu zwrócić uwagę, iż proces reformowania naszej gospodarki wyróżniał
się wieloma specyficznymi cechami, do których można zaliczyć stały niemal trend dezinflacyjny. Wzrost wynagrodzeń nominalnych jest natomiast bardzo silnie skorelowany ze wzrostem poziomu cen, a zatem w prawie całym tym okresie również wykazywał się on tendencją
malejącą (zob. tabela 2.). W latach, gdy rosło bezrobocie tradycyjna krzywa Phillipsa dla Polski musiała w związku z tym przyjmować kształt zgodny z teorią.
Pomimo powyższych uwag nie zmienia to faktu, że biorąc pod uwagę cały badany
okres można mówić o istnieniu pewnej ujemnej zależności między stopą bezrobocia a dynamiką nominalnych wynagrodzeń. Wskazują na to m.in. obliczone na podstawie danych
kwartalnych współczynniki korelacji między tymi zmiennymi. Odpowiednie rezultaty w tym
zakresie, również przy uwzględnieniu opóźnień każdej ze zmiennych o 1, 2, 3 i 4 kwartały,
przedstawione zostały w tabeli 3. Dodatkowo, w celu ukazania zawyżonego wpływu okresów
bardzo wysokiej inflacji, osobne wyliczenia wykonano bez uwzględniania 1990 r., a także lat
1990-1991. W każdym niemal wariancie (poza opóźnioną o 3 oraz o 4 kwartały stopą wzrostu
wynagrodzeń w latach 1992-2003, a także opóźnioną o 3 kwartały stopą wzrostu wynagrodzeń oraz opóźnioną o 1 kwartał stopą bezrobocia w ostatnich pięciu analizowanych latach)
współczynniki korelacji były ujemne, co może sugerować, iż hipoteza o różnokierunkowym
oddziaływaniu analizowanych zmiennych znalazła potwierdzenie w przypadku polskiej gospodarki okresu transformacji. Najwyższa ujemna korelacja (ok. -0,61) wystąpiła przy tym w
przypadku tych samych kwartałów dla okresu 1990-2003, zarówno przy stopie wzrostu wynagrodzeń w stosunku do kwartału poprzedniego, jak i w stosunku do analogicznego kwartału
roku poprzedniego. Siła współzależności zmniejsza się przy uwzględnieniu opóźnień oraz –
zgodnie z oczekiwaniami – po wyeliminowaniu z analizy okresu bardzo wysokiej inflacji.
119
Zależności między stopą bezrobocia a stopą inflacji
Oryginalna krzywa Phillipsa pokazująca relację między tempem wzrostu nominalnych
wynagrodzeń a stopą bezrobocia stopniowo zaczęła być wykorzystywana także do opisywania związku między inflacją a bezrobociem. Stało się to możliwe dzięki przyjęciu założenia o
funkcyjnej zależności między tempem wzrostu płac nominalnych i tempem wzrostu cen. Wysunięcie twierdzenia o istnieniu takiej zależności, oznaczającej tym samym akceptację jednej
z wersji teorii kosztowej, przypisywane jest P. A. Samuelsonowi i R. M. Solowowi (Kwiatkowski, 2000, s. 575-576). Jednakże, już sam Phillips poświęcił nieco uwagi tej kwestii, zauważając, że stopa inflacji jest różnicą między stopą wzrostu kosztów czynników produkcji
(głównie płac) a stopą wzrostu wydajności pracy (Phillips, 1969, s. 277).
Zgodnie z takim podejściem, wysunięte w poprzednim punkcie wnioski – w odniesieniu do naszego kraju – powinny znaleźć potwierdzenie również dla odwrotnej zależności bezrobocie – inflacja (której podstawowe mierniki: CPI i PPI w ujęciu średniorocznym oraz grudzień do grudnia w latach 1989-2006 przedstawiono w tabeli 4.). W celu sprawdzenia tej hipotezy wyliczono (dla wielu wariantów) współczynniki korelacji. Dla danych rocznych w
okresie 1990-2003, przy uwzględnieniu średniorocznych stóp inflacji i średnich w roku stóp
bezrobocia, w przypadku wskaźnika CPI współczynnik ten wyniósł (-0,756), a w przypadku
wskaźnika PPI (-0,738). Pomijając okres bardzo szybkiego wzrostu cen (1990 r.) wartości
tych współzależności spadły do poziomu odpowiednio: (-0,487) dla CPI oraz (-0,368) dla
PPI. Dodatkowe pominięcie roku 1991 spowodowało dalszy spadek ujemnego związku między inflacją a bezrobociem (dla CPI – (-0,163), dla PPI – (-0,111). Na minimalnie większy
wpływ stopy bezrobocia na poziom cen niż odwrotnie wskazują korelacje obliczone przy
rocznych opóźnieniach. W przypadku indeksu cen konsumpcyjnych opóźnienie inflacji
względem stopy bezrobocia dało rezultat (-0,691), podczas gdy sytuacja przeciwna (-0,550).
Analogiczne współczynniki dla wskaźnika cen produkcji sprzedanej przemysłu wyniosły natomiast odpowiednio: (-0,551) oraz (-0,541). Nieznacznie niższe wartości dla każdego z analizowanych przypadków uzyskano przy uwzględnieniu stóp inflacji grudzień do grudnia oraz
stóp bezrobocia w końcu roku. Ponadto, w celu zwiększenia ilości obserwacji, współczynniki
korelacji dla analizowanych kategorii obliczone zostały także dla danych kwartalnych, a w
przypadku inflacji konsumenta również miesięcznych. Otrzymane wyniki nie odbiegają jednak znacząco od rezultatów otrzymanych dla danych rocznych, co można zaobserwować,
analizując tabelę 5. Warto jednak zaznaczyć, że biorąc pod uwagę ostatnie lata analizowanego
okresu (2002-2006) w większości wariantów zależności między bezrobociem a inflacją były
nieznacznie dodatnie, na co zostanie jeszcze zwrócona uwaga w dalszej części artykułu.
Wnioski płynące z wyliczonych współczynników korelacji między stopą inflacji a stopą bezrobocia w całym omawianym okresie nie mogą być w związku z tym jednoznaczne.
Pewnym ułatwieniem dla ich wyciągnięcia może być porównanie kształtowania się tych
zmiennych w poszczególnych latach. Obserwując – powstałe na bazie danych rocznych –
wykresy 3-4 (przedstawiające relacje między stopą bezrobocia a stopą CPI) oraz wykresy 5-6
(przedstawiające relacje między stopą bezrobocia a stopą PPI) nie można mówić o występowaniu klasycznej krótkookresowej krzywej Phillipsa w polskiej gospodarce okresu transformacji. Wynikać to może stąd, że dla okresów lub krajów, w których inflacja odznacza się
dużą zmiennością – a tak niewątpliwie było w przypadku Polski lat 1989-2006 – krzywa
Phillipsa nie będzie dobrze zdefiniowana (Friedman, The Role of Monetary Policy, „American Economic Review”, t. 58, s. 9, (za:) Okun, 1991, s. 310). Niewielki w gruncie rzeczy
związek między stopą inflacji a stopą bezrobocia uwarunkowany mógł być ponadto brakiem
rzeczywistego funkcjonowania mechanizmów rynkowych na początku okresu transformacji
polskiej gospodarki. Znaczne podwyżki cen surowców, paliw, energii i innych produktów
mogły przy tym wręcz powodować jeszcze większy wzrost bezrobocia, gdyż miały one
120
Tomasz Grabia
wpływ na wzrost kosztów przedsiębiorstw oraz cen wytwarzanych wyrobów, a co za tym
idzie na zmniejszenie popytu na te wyroby i konieczność redukcji zatrudnienia (Kryńska,
1998, s. 18, 53).
Tabela 4. Wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych (CPI) oraz produkcji sprzedanej
przemysłu (PPI) w Polsce w latach 1989-2006
Rok
a
1989
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
Wskaźnik CPI (cen towarów
i usług konsumpcyjnych)a
A
B
351,1
739,6
685,8
349,3
170,3
160,4
143,0
144,3
135,3
137,6
132,2
129,5
127,8
121,6
119,9
118,5
114,9
113,2
111,8
108,6
107,3
109,8
110,1
108,5
105,5
103,6
101,9
100,8
100,8
101,7
103,5
104,4
102,1
100,7
101,0
101,4
Wskaźnik PPI (cen produkcji sprzedanej
przemysłu)a
A
B
312,8
752,6
722,4
292,8
140,9
135,7
134,5
132,2
131,9
124,7
125,3
127,9
125,4
118,9
112,4
111,2
112,2
111,5
107,3
104,8
105,7
108,1
107,8
105,6
101,6
99,6
101,0
102,2
102,6
103,7
107,0
105,2
100,7
100,2
102,3
102,6
Wariant A – indeksy średnioroczne (rok poprzedni = 100); wariant B – indeksy liczone grudzień do grudnia
(grudzień roku poprzedniego = 100).
Źródło: opracowanie własne na podstawie: Rocznik Statystyczny 1993, GUS, s. 167, 176;
Rocznik Statystyczny 1996, GUS, s. 316; Rocznik Statystyczny 1999, GUS, s. 342-343;
Rocznik Statystyczny 2000, GUS, s. 320-321; Rocznik Statystyczny 2003, GUS, s. 352-354;
Mały Rocznik Statystyczny 2004, GUS, s. 324; Mały Rocznik Statystyczny 2006, s. 206;
Biuletyn Statystyczny nr 1–3/ 1991, GUS, s. 14-15; Biuletyn Statystyczny nr 7/1992, GUS, s.
15-16; Biuletyn Statystyczny nr 12/1995, GUS, s. 21; Biuletyn Statystyczny nr 1/1997, GUS,
s.23; Biuletyn Statystyczny nr 12/ 1999, GUS, s.28; Biuletyn Statystyczny nr 2/2007, Tablica
1;Biuletyn Informacyjny nr 12/ 2003, NBP, s. 23; Raport o inflacji 1995, NBP, [w:] „Bank i
Kredyt” nr 1-2/1996, s. 6; Raport o inflacji 1996, NBP, [w:] „Bank i Kredyt” nr 7–8/1997, s.
7; Raport o inflacji 1997, NBP, [w:] „Bank i Kredyt” nr 7–8/1998, s. 4; Raport o inflacji
1998, NBP, s.17; Raport o inflacji w 2003 roku, NBP, s. 38.
Ze względu na to, że analizowany okres obejmuje ponad piętnaście lat omawiane
współzależności nie były przez cały ten czas jednolite i w niektórych latach pewne związki
między stopą bezrobocia a stopą inflacji z pewnością występowały. Na podstawie wykresów
3-6 można w tej kwestii pokusić się o wyodrębnienie czterech podokresów: 1990-1993, 19941997, 1998-2003 oraz 2004-2006. W pierwszym z nich przebieg tych zmiennych jest charakterystyczny dla krótkookresowej krzywej Phillipsa. Nie wydaje się jednak, aby zależności
między inflacją a bezrobociem były wówczas w pełni adekwatne do teorii.
121
Tabela 5. Współczynniki korelacji liniowej między stopą bezrobocia (b) a stopą inflacji CPI
oraz stopą inflacji PPI w Polsce w latach 1990-2003
Zależnośća
bt – CPIt (dane kwartalne – A)
bt – CPIt+1 (dane kwartalne – A)
CPIt - bt+1 (dane kwartalne – A)
bt – CPIt (dane kwartalne – B)
bt – CPIt+1 (dane kwartalne – B)
CPIt - bt+1 (dane kwartalne – B)
bt – CPIt (dane miesięczne)
bt – CPIt+1 (dane miesięczne)
CPIt - bt+1 (dane miesięczne)
bt – PPIt (dane kwartalne – B)
bt – PPIt+1 (dane kwartalne – B)
PPIt - bt+1 (dane kwartalne – B)
a
1990-2003
-0,699
-0,648
-0,639
-0,656
-0,651
-0,665
-0,623
-0,582
-0,521
-0,550
-0,610
-0,572
-0,608
-0,580
-0,534
-0,486
-0,435
-0,421
-0,159
-0,134
-0,111
-0,096
-0,082
-0,078
-0,069
-0,162
-0,180
-0,190
-0,211
-0,228
-0,245
-0,471
-0,412
-0,444
-0,470
-0,445
-0,456
-0,417
-0,377
-0,375
Okres
1991-2003
-0,445
-0,416
-0,377
-0,316
-0,250
-0,364
-0,281
-0,214
-0,174
-0,399
-0,281
-0,276
-0,312
-0,279
-0,367
-0,284
-0,184
-0,157
-0,159
-0,134
-0,111
-0,096
-0,082
-0,078
-0,069
-0,162
-0,180
-0,190
-0,211
-0,228
-0,245
-0,295
-0,135
-0,118
-0,110
-0,149
-0,241
-0,170
-0,114
-0,116
1992-2003
-0,130
-0,105
-0,079
-0,041
0,006
-0,104
-0,083
-0,068
-0,063
-0,116
-0,082
-0,095
-0,060
0,007
-0,131
-0,125
-0,072
-0,046
-0,122
-0,090
-0,060
-0,032
-0,011
0,010
0,031
-0,142
-0,160
-0,177
-0,195
-0,216
-0,237
-0,029
-0,002
0,037
0,057
0,066
-0,009
-0,001
-0,003
-0,014
2002-2006
0,188
0,203
0,333
0,386
0,319
0,152
0,150
0,034
-0,117
0,316
0,369
0,170
0,249
0,380
0,144
-0,080
0,150
0,096
0,168
0,169
0,177
0,196
0,226
0,268
0,307
0,150
0,136
0,120
0,117
0,115
0,090
0,267
0,392
0,295
-0,050
0,260
-0,067
0,010
0,295
0,285
W przypadku danych miesięcznych stopa inflacji liczona jako zmiana poziomu cen w danym miesiącu w stosunku do tego samego miesiąca roku poprzedniego. W przypadku danych kwartalnych oznaczenie A wyraża
stopę inflacji liczoną jako zmiana poziomu cen w ostatnim miesiącu danego kwartału w stosunku do tego samego miesiąca roku poprzedniego, oznaczenie B natomiast stopę inflacji liczoną jako zmiana poziomu cen w ostatnim miesiącu danego kwartału w stosunku do ostatniego miesiąca poprzedniego kwartału.
Źródło: obliczenia własne na podstawie Tabeli 1 oraz Biuletynów Statystycznych: nr 13/1991, 3/1992, 7/1992, 12/1992, 12/1994, 11/1995, 12/1995, 12/1996, 1/1997, 12/1998,
12/1999, 12/2000, 3/2001, 1/2002, 7/2002, 12/2003, 7/2005, 2/2007.
122
Tomasz Grabia
Wykres 3. Zależności między stopą inflacji CPI a stopą bezrobocia w Polsce
w latach 1991-2003
70
Stopa inflacji CPI (grudzień do grudnia)
60
50
40
30
20
10
0
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19
Stopa bezrobocia (w końcu roku)
Wykres 4. Zależności między stopą inflacji CPI a stopą bezrobocia w Polsce
w latach 2002-2006
4,5
4
Stopa inflacji CPI (grudzień do grudnia)
3,5
3
2,5
2
1,5
1
0,5
0
14
15
16
17
18
19
20
21
123
Wykres 5. Zależności między stopą inflacji PPI a stopą bezrobocia
w Polsce w latach 1991-2003
36
34
32
30
Stopa inflacji PPI (grudzień do grudnia)
28
26
24
22
20
18
16
14
12
10
8
6
4
2
0
-2
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19
Źródło: Opracowanie własne na podstawie tabeli 1. i tabeli 4.
Wykres 6. Zależności między stopą inflacji PPI a stopą bezrobocia
w Polsce w latach 2002-2006
6
Stopa inflacji PPI (grudzień do grudnia)
5
4
3
2
1
0
14
15
16
17
18
19
20
21
Źródło: Opracowanie własne na podstawie tabeli 1. i tabeli 4.
Należy bowiem pamiętać, że punkt startu procesu transformacji (przełom lat 1989 i
1990) odznaczał się zerowym bezrobociem jawnym, które siłą rzeczy musiało w związku z
tym rosnąć w początkowych latach procesu przekształcania naszej gospodarki z centralnie
planowanej w wolnokonkurencyjną. Zupełnie odwrotna sytuacja miała natomiast miejsce w
przypadku inflacji, która po uwolnieniu cen kształtowała się na kilkusetprocentowym pozio-
124
Tomasz Grabia
mie. Po wygaśnięciu impulsów popytowych związanych z nawisem inflacyjnym, jej spadek
wydawał się rzeczą nieuchronną niezależnie od prowadzonej polityki makroekonomicznej.
Kwestia sporna może dotyczyć tutaj jedynie szybkości dezinflacji. Tym niemniej, obniżenie
inflacji z całą pewnością było jednym z priorytetów programu liberalizacji i stabilizacji gospodarki i w tym sensie można mówić o pewnych symptomach występowania zmodyfikowanej krzywej Phillipsa w latach 1990-1993.
Uderzająco odmienna zależność między bezrobociem a inflacją zauważalna jest natomiast w przypadku kolejnych czterech lat składających się na podokres 1994-1997. Obie analizowane kategorie wykazywały się wówczas tendencją malejącą. W pewnym stopniu związane to być mogło ze zmianą oczekiwań inflacyjnych, wynikającą z wieloletniej konsekwencji w zwalczaniu inflacji. Ta ostatnia bowiem nadal wówczas malała, pomimo dynamicznego
wzrostu gospodarczego. Silnie rosnący realny dochód narodowy, wraz ze wzrostem efektywności gospodarowania, skutecznie sprzyjał natomiast obniżaniu bezrobocia (Więznowski,
2001, s. 225).
W przypadku trzeciego z wyodrębnionych podokresów (lata 1998-2003) ponownie
można mówić o ujemnej zależności między inflacją a bezrobociem. Ta pierwsza w końcu
badanego okresu spadła do poziomu niższego niż w większości krajów UE. Bezrobocie natomiast odwrotnie – osiągnęło rozmiary najwyższe w całym okresie transformacji. Wydaje
się, że na taki stan rzeczy pewien wpływ miała prowadzona wówczas restrykcyjna polityka
pieniężna. Dopiero na przełomie XX i XXI w., kiedy polska gospodarka w znacznym stopniu
wykazywała już cechy dojrzałej gospodarki rynkowej, można zatem mówić o możliwości
krótkookresowej substytucji inflacji i bezrobocia, wynikającej z założeń krzywej Phillipsa.
Lata 1998-2003 stanowią w związku z tym jedyny podokres, w którym nasza gospodarka w
dużej części działała zgodnie z analizowaną teorią.
Różnokierunkowa zależność między inflacją a bezrobociem występowała również w
2004 roku. Sytuacja była jednak wówczas odwrotna niż w pierwszych trzech latach XXI w. –
rosnącej dynamice wzrostu cen towarzyszyło obniżanie się stopy bezrobocia. Ta ostatnia
systematycznie maleje począwszy od II kwartału 2004 r. Z jednej strony związane jest to z
dobrą koniunkturą i wzrostem zatrudnienia3, z drugiej natomiast z bardzo dużą liczbą emigracji Polaków zagranicę, możliwych od 2004 r. po wstąpieniu naszego kraju do UE.
Akcesja miała także spory wpływ na inflację, zwłaszcza w początkowych miesiącach
członkostwa. Najpopularniejszy wskaźnik cen (CPI) wzrósł w maju 2004 r. do poziomu
3,4%4, a w czerwcu już do 4,4% w skali roku. Wskaźnik CPI wzrastał wówczas o ok. 1%
miesięcznie. Już od lipca 2004 r. jego dynamika wyraźnie się jednak zmniejszyła. Tym niemniej, silny wzrost w końcu I połowy 2004 r. spowodował, że roczna stopa inflacji konsumenta nadal oscylowała wokół 4,5% w kolejnych miesiącach (od lipca do grudnia), pozosta-
3
Pomiędzy IV kwartałem 2004 r. a III kwartałem 2006 r. liczba pracujących w gospodarce narodowej (w podmiotach gospodarczych o liczbie pracujących powyżej 9 osób) wzrosła o 369,4 tys. – z 7494,6 tys. do 7864,0
tys. (http://www.stat.gov.pl/opracowania_zbiorcze/wskazniki/rynekpracy2.doc).
4
Wg obliczeń NBP do wzrostu inflacji w maju przyczyniły się także inne czynniki, ale wpływ „efektu UE”
(przez który należy rozumieć bezpośredni, regulacyjny wpływ akcesji na ceny w wyniku wzrostu stawek VAT i
akcyzy oraz wprowadzenia wspólnej taryfy celnej i Wspólnej Polityki Rolnej, a także zmiany cen wynikające z
zachowań rynkowych dyskontujących z wyprzedzeniem spodziewane działania tych czynników) był największy,
wynosząc 44,6%. Z pozostałych czynników silnie na inflację oddziaływały także efekty podażowe (związane
przede wszystkim z drożejącym paliwem), których wpływ oszacowany został na 35,4% oraz efekty popytowe
(20%) (Unia Europejska – ceny. Podsumowanie akcji, NBP, Materiały z Konferencji Prasowej z 6.07.2004 r.,
www.nbp.pl). Wydaje się jednak, że do „efektu UE”, wpływającego na inflację, należałoby zaliczyć także część
efektów popytowych. Wzrastający popyt (głównie na mięso i drób) pochodził bowiem w znacznej części z krajów dotychczasowej Piętnastki, które – po przyłączeniu nowych członków do Unii – bez przeszkód mogą sprowadzać od nich tańsze towary.
125
jąc znacznie powyżej górnej granicy odchyleń od celu inflacyjnego5.
Wzrost inflacji spowodowany wstąpieniem Polski do UE miał jednak przede wszystkim charakter jednorazowy. Tendencje rosnące zaczęły w związku z tym wygasać na przełomie II i III kwartału 2005 r. Związane to było m.in. z „efektem bazy”,polegającym na odnoszeniu cen w danym miesiącu do ich poziomu sprzed roku, a więc zawierającego już te podwyżki (Raport o inflacji listopad 2004, s. 7). W efekcie roczna stopa inflacji CPI spadła w
maju 2005 r. do 2,5%, a w okresie grudzień 2005-czerwiec 2006 poniżej 1%. Przy obniżającej
się wówczas także stopie bezrobocia oznaczało to całkowity brak zgodności z teorią krzywej
Phillipsa. W końcu 2006 r. stopa inflacji zaczęła wprawdzie ponownie rosnąć, ale zmiany te
nie były znaczące, dzięki czemu stopa ta nadal utrzymywała się na jednym z najniższych poziomów w Europie6.
Podsumowanie
Reasumując, można stwierdzić, że w okresie transformacji występował pewien związek między rynkiem pracy a procesami inflacyjnymi. W świetle powyższej analizy wydaje się
jednak, że o klasycznym występowaniu krzywej Phillipsa w Polsce można mówić jedynie na
przełomie ubiegłego i obecnego stulecia (mniej więcej w latach 1998-2003).
Badając zależności między sytuacją na rynku pracy a poziomem cen warto także zająć
się zagadnieniem stopy bezrobocia równowagi, zwanej stopą NAIRU7. Ze względu na powolne dochodzenie do rynkowych zasad funkcjonowania naszej gospodarki (w tym również
rynku pracy) na początku okresu transformacji, niemożliwe jest w zasadzie jej oszacowanie
dla lat 1990-1995. Dla późniejszego okresu szacunki takie były już wykonywane. NBP – przy
zastosowaniu metod ekonometrycznych na podstawie równania krzywej Phillipsa, uzupełnionego zmiennymi odzwierciedlającymi wstrząsy w gospodarce (zmiana realnych stóp procentowych, ceny importu, ceny nośników energii, iloraz produktywności i kosztów jednostkowych) na próbie z okresu I kwartał 1995-IV kwartał 2002 – wyliczył, że stopa NAIRU w latach 1997-2002 kształtowała się na poziomie w przedziale 12-14% (Raport o inflacji w I
kwartale 2003 roku, s. 16-18). Poziom ten uznać należy za bardzo wysoki i świadczący przy
tym o dużych niedopasowaniach strukturalnych w gospodarce.
O występowaniu presji inflacyjnej ze strony rynku pracy nie można mówić w przypadku, gdy faktyczna stopa bezrobocia kształtuje się powyżej stopy NAIRU. W takiej sytuacji
wielce prawdopodobne jest, że wzrost cen nie pociągnie za sobą – nakręcającego spiralę cenowo-płacową – wzrostu wynagrodzeń, co sprawi, że impuls cenowy może okazać się samowygasający m.in. poprzez zmniejszenie realnych dochodów konsumentów, a w efekcie także
popytu konsumpcyjnego i presji inflacyjnej. W przeciwnym wypadku – gdy stopa bezrobocia
jest niższa od stopy NAIRU – istnieje poważne zagrożenie, że poprzez znaczący wzrost płac
presja taka wystąpi (Kuryłek, 2004). Jak obrazuje wykres 7, na którym zamieszczono porównanie oszacowanej przez NBP stopy NAIRU ze stopą bezrobocia BAEL, o pewnych przeszkodach ze strony rynku pracy w szybszym zwalczaniu inflacji można mówić przede
5
Cel inflacyjny, ustalony przez NBP na 2004 r., wynosił 2,5% +/- 1 pkt proc. (Raport o inflacji w 2003 roku,
2004, s. 77). Na takim samym poziomie wyznaczony został także w latach 2005-2006 (Raport o inflacji lipiec
2006 r., s. 63).
6
Roczny wskaźnik inflacji (mierzonej zharmonizowanym indeksem cen konsumpcyjnych) w grudniu 2006 r.
był w Polsce, jak również w Finlandii – najniższy w całej Unii Europejskiej, wynosząc 1,3%. Tym samym Polska należała do trzech krajów – obok wspomnianej Finlandii, a także Szwecji (stopa inflacji 1,5%) – uwzględnianych przy obliczaniu wartości referencyjnej wymaganej dla członków oraz kandydatów do strefy euro (Raport o inflacji styczeń 2007, s. 19-20).
7
W dosłownym tłumaczeniu jest to stopa bezrobocia nieprzyspieszająca inflacji (ang. Non-Accelerating
Inflation Rate of Unemployment).
126
Tomasz Grabia
wszystkim w okresie II kwartał 1997- IV kwartał 1998, a w nieco mniejszym stopniu także w
okresie III kwartał 1996-I kwartał 1997 oraz w pierwszych sześciu miesiącach 1999 r. Poziom
bezrobocia nieprzyspieszającego inflacji był bowiem wówczas wyższy lub zbliżony do poziomu wyliczonego przez BAEL. Z uwagi na bardzo podobne kształtowanie się stopy bezrobocia zarejestrowanego i BAEL-owskiego w tych okresach do podobnych wniosków można
dojść analizując stopę podawaną przez GUS. Większe różnice między nimi pojawiają się dopiero mniej więcej w II połowie 1999 r. (por. tabela 1 i wykres 7), co nie zmienia faktu, że
przy obydwu metodologiach faktyczne bezrobocie w okresie III kwartał 1999-IV kwartał
2002 dosyć znacząco przewyższało bezrobocie NAIRU, nie wywołując presji inflacyjnej.
Wynika z tego, iż bezrobocie w tych latach w dużej części (przekraczającej NAIRU) powodowane było czynnikami koniunkturalnymi.
Wykres 7 – Porównanie oszacowanej przez NBP stopy NAIRU
ze stopą bezrobocia BAEL w Polsce w latach 1995-2002
Źródło: Raport o inflacji w I kwartale 2003 roku, s. 17.
Znaczące obniżanie się faktycznego bezrobocia w latach 2005-2006 spowodowało, iż
jego stopa kształtuje się obecnie (koniec 2006 r.) poniżej 15% (zob. tabela 1), a według BAEL zaledwie 12,2% (Biuletyn Statystyczny, nr 2/2007, Tablica 16). Wskazuje to na systematyczne zbliżanie się do stopy NAIRU, co w kolejnych latach prawdopodobnie będzie wywoływać nacisk na wzrost płac i cen, i to nawet wówczas, gdy obniżać się będzie również stopa
bezrobocia równowagi8.
Należy jednak zaznaczyć, że wyliczona przez NBP stopa NAIRU może budzić pewne
wątpliwości, wynikające m.in. z krótkiej próby badawczej, permanentnych zmian strukturalnych oraz długości trwania wstrząsów podażowych (Raport o inflacji w I kwartale 2003 roku,
s. 16). Tym niemniej, na podobny poziom NAIRU (13-15%) w Polsce w latach 2000-2002
wskazują szacunki J. Sochy i W. Wojciechowskiego (2004, s. 11-14). Nieco niższy poziom
8
Póki co, szacunki NBP dotyczące – będącej jeszcze inną odmianą stopy bezrobocia równowagi – stopy niewywołującej przyspieszenia wzrostu płac (NAWRU – ang. Non-Accelerating Wage of Unemployment) wskazują, że – mimo prawdopodobnego jej obniżania się w latach 2007-2008 (Raport o inflacji styczeń 2007, s. 80) w
końcu tego ostatniego nadal będzie ona bardzo wysoka, wynosząc14,6% (Raport o inflacji październik 2006, s.
82). Nawet wówczas – już po jej ewentualnym obniżeniu – szacunki te są zatem wyższe niż dokonane dla okresu
1995-2002 w przypadku stopy NAIRU. Z drugiej strony należy jednak podkreślić, iż stopa NAIRU jest zapewne
nieco niższa niż NAWRU z uwagi na to, że wzrost płac (wynikający np. ze wzrostu wydajności pracy) niekoniecznie musi się w całości przekładać na późniejszy wzrost cen.
127
bezrobocia równowagi w polskiej gospodarce lat dziewięćdziesiątych poprzedniego stulecia
wynika natomiast z badań M. Sochy i U. Sztanderskiej, a także M. Góry. Wg szacunków tych
pierwszych stopa bezrobocia równowagi w latach 1997-1998 wynosiła ok. 8-9%, natomiast
wg Góry w 1997 r. ok. 10% (Socha, Sztanderska, Strukturalne podstawy bezrobocia w Polsce,
Wyd. PWN, Warszawa 2000, s. 155 (za:) Kwiatkowski, 2002, s. 353). Faktyczna stopa bezrobocia w okresie 1997-1998 nieznacznie przekraczała te szacunki (zarówno wg BAEL, jak i
GUS). Zgodnie z tak wyliczonym bezrobociem równowagi nawet wówczas nie występował
zatem nacisk na ceny ze strony rynku pracy.
Na podstawie badań, których wyniki są dostępne w literaturze nie da się wyciągnąć
jednoznacznych wniosków także, jeśli chodzi o związki między analizowanymi kategoriami,
wynikające z założeń zarówno tradycyjnej, jak i zmodyfikowanej krzywej Phillipsa. W przypadku pierwszej z nich na istnienie stosunkowo silnej zależności między stopą wzrostu nominalnych wynagrodzeń a stopą bezrobocia może wskazywać wyliczony przez M. Walewskiego
współczynnik korelacji, który dla okresu 1991-1996 wyniósł (-0,76) (Walewski, 1998, s. 17,
Table 3). Na bardzo niską elastyczność (-0,000002) płac względem stopy bezrobocia w latach
1992-1998 wskazują natomiast badania przeprowadzone przez A. Welfe i M. Majsterka
(1999, s. 718, Tabela 3).
W przypadku badania zależności między bezrobociem a inflacją z reguły przeważały
opinie o braku mających duże znaczenie związków między nimi. Kontrowersje w tym zakresie dotyczą głównie pierwszych lat okresu transformacji. Na „występowanie” krzywej Phillipsa w Polsce w latach 1990-1994 wskazuje A. Więznowski, tłumacząc ten fakt przemianami systemowymi, nadmiernymi oczekiwaniami inflacyjnymi oraz prognozami „łatwego pieniądza”, które się nie sprawdziły (Więznowski, 2001, s. 224-225). M. Góra natomiast (analizując lata 1990-1993), a także E. Kryńska (analizując lata 1990-1996) stwierdzają, iż cykliczne zależności bezrobocia i zmian inflacji właściwie wówczas nie występowały. Zdaniem Góry, krzywa Phillipsa – o ile w ogóle istniała – nieustannie przesuwała się na zewnątrz układu
współrzędnych (Góra, 1995, s. 154-155; Kryńska, 1998, s. 18). Z kolei G. Kuczyński i K.
Strzała konkludują, iż nawet dodatnia zależność między bezrobociem a inflacją w Polsce w
niektórych latach poprzedniej dekady nie oznacza całkowitego zaprzeczenia teorii krzywej
Phillipsa z uwagi na specyficzne cechy gospodarki transformującej się. Według autorów dla
prawidłowej analizy należałoby uwolnić bezrobocie rejestrowane spod wpływu prywatyzacji
(Kuczyński, Strzała, s. 23).
Na „istnienie” krzywej Phillipsa mogłyby wskazywać badania E. Dzwonik-Wróbel i
Z. Szpringer dla okresu styczeń 1990 – listopad 1991. W tym czasie występowała bowiem
wysoka elastyczność (-2,43) cen towarów i usług konsumpcyjnych względem stopy bezrobocia (przy R2 = 0,24). Autorki podkreślają jednak, że zależności między tymi zmiennymi były
nieliniowe, a krótki okres obserwacji oraz zmiany w gospodarce wynikające z procesu transformacji nie pozwoliły na wyciągnięcie jednoznacznych wniosków (Dzwonik-Wróbel,
Szpringer, 1992, s. 52-53). O silnych synergicznych związkach nierównowagi polskiego rynku pracy i stopnia luzu potencjałowego gospodarki z inflacją konsumpcyjną i nieco słabszych
z inflacją produkcyjną w latach 1993-1996 są natomiast przekonani W. Milo, Z. Wesoły i U.
Cieśluk (1999, s. 98). Na stosunkowo silną reakcję inflacji na zmiany bezrobocia wskazuje
też R. Kelm, którego badania dla okresu późniejszego (lata 1995-2001) wykazały, że przyrost
stopy bezrobocia o 1% przekładał się, ceteris paribus, na spadek wskaźnika PPI o ok. 0,2%
(Kelm, 2003, s. 302).
BIBLIOGRAFIA:
Pozycje książkowe:
1. Góra M. (1995), Rynek pracy w Polsce w latach 1990-1993, [w:] Dąbrowski M.(red.),
128
Tomasz Grabia
Polityka gospodarcza okresu transformacji, Centrum Analiz Społeczno –Ekonomicznych,
Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa.
2. Kelm R. (2003), Kurs walutowy a inflacja w Polsce. Analiza ekonometryczna, [w:]
Kwiatkowski E., Tokarski T. (red.), Wzrost gospodarczy, restrukturyzacja i rynek pracy w
Polsce. Ujęcie teoretyczne i empiryczne, (Część III – Polityka makroekonomiczna i regionalna), Katedra Ekonomii UŁ, Łódź.
3. Kryńska E. (1998), Uwarunkowania, miejsce i kierunki polityki rynku pracy, [w:] Kryńska E., Kwiatkowski E., Zarychta H., Polityka państwa na rynku pracy w Polsce w latach
dziewięćdziesiątych, Raport IPiSS, Zeszyt nr 12, Warszawa.
4. Kwiatkowski E. (2000), Inflacja, [w:] Milewski R. (red.), Podstawy ekonomii, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa.
5. Kwiatkowski E. (2002), Polityka makroekonomiczna jako instrument ograniczania bezrobocia. Podstawowe kontrowersje teoretyczne, [w:] Krajewski S., Tokarski T. (red.),
Wzrost gospodarczy, restrukturyzacja i bezrobocie w Polsce. Ujęcie teoretyczne i empiryczne, Katedra Ekonomii UŁ, Łódź.
6. Milo W., Wesoły Z., Cieśluk U. (1999), Bezrobocie, aktywność kapitałowa, ceny a wzrost
gospodarczy Polski, Wydawnictwo Uniwersytetu Łódzkiego, Łódź.
7. Okun A. M. (1991), Ceny i ilości. Analiza makroekonomiczna, (przekład: Z. Wiankowska), Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa 1991.
8. Phillips A. W. (1969), Unemployment and wage rates, [w:] Ball R. J., Doyle P. (red.),
Inflation, Penguin Education, Harmondsworth, Middl.
9. Samuelson P. A., Nordhaus W. D. (1989), Macroeconomics, Thirteenth Edition.
10. Więznowski A. (2001), Inflacja we współczesnej gospodarce, [w:] Pająkiewicz J. (red.),
Makroekonomia. Wybrane zagadnienia teorii wzrostu i funkcjonowania współczesnych
systemów gospodarki rynkowej, Wydawnictwo Akademii Ekonomicznej im. Oskara Langego we Wrocławiu, Wrocław.
Artykuły w czasopismach:
11. Dzwonik – Wróbel E., Szpringer Z. (1992), W poszukiwaniu optymalnej stopy inflacji,
„Ekonomista”, nr 1.
12. Kuryłek W. (2004), Rynek pracy i inflacja, „Rzeczpospolita”, 26.10.2004.
13. Socha J., Wojciechowski W. (2004), Koncepcja NAIRU, dezinflacja a druga fala bezrobocia w Polsce, „Bank i Kredyt”, nr 3.
14. Walewski M. (1998), Wage – Price Spiral in Poland and other Postcommunist Countries,
„Working Papers Series”, CASE - CEU, Central European University, Zeszyt 22.
15. Welfe A., Majsterek M. (1999), Długookresowe związki płacowo–cenowe w gospodarce
polskiej, „Ekonomista”, nr 6.
Strony internetowe:
16. www.europoland.republika.pl.
17. www.nbp.pl.
18. www.stat.gov.pl.
Inne:
19. Kuczyński G., Strzała K., Krzywa Philipsa w Polsce - mit czy fakt?, VII Ogólnopolskiego
Seminarium Naukowe: Dynamiczne Modele Ekonometryczne; Katedra Ekonometrii i
Statystyki Uniwersytetu Mikołaja Kopernika w Toruniu, Toruń, wrzesień 2001, (tekst
niepublikowany w materiałach).
20. Biuletyny Informacyjne, NBP, różne numery z lat 1991-2006.
21. Biuletyny Statystyczne, GUS, różne numery z lat 1990-2007.
22. Raporty o inflacji, NBP, różne wydania z lat 1995-2007.
23. Roczniki Statystyczne, GUS, różne wydania z lat 1990-2006.
129

Pobierz - mikroekonomia.net

Transkrypt

Podobne dokumenty

STOPA BEZROBOCIA W 2016 r

Stopa bezrobocia 2016 po korekcie

Stopa bezrobocia - Powiatowy Urząd Pracy w Gnieźnie

Stopa bezrobocia - Powiatowy Urząd Pracy w Rawiczu

Stopa bezrobocia - Powiatowy Urząd Pracy w Międzyrzeczu

Ceny towarów i usług w Republice Czeskiej (wskaźniki, stopa

Stopy bezrobocia dla kraju, województwa, powiatu i miasta Bielska

Bezrobocie w Polsce będzie spadać w tym roku

Statystyka bezrobotnych w 2011 roku w Powiatowym Urzędzie

Informacja na temat badań rolnych realizowanych przez urząd