krzywa p∏ac w gospodarce polskiej w latach...

18 Macroeconomics BANK I KREDYT kwiecieƒ 2007

StreszczenieCelem analiz przeprowadzonych w artykule by∏a odpowiedê na

pytanie, czy w polskiej gospodarce p∏ace dostosowujà si´ do

zmian sytuacji na regionalnym rynku pracy. Zgodnie z koncepcjà

Blanchflowera i Oswalda istnieje ujemna i nieliniowa zale˝noÊç

miedzy poziomem p∏ac a sytuacjà na lokalnym rynku pracy.

Przeprowadzone analizy dla Polski potwierdzajà wyst´powanie

ujemnej i statystycznie istotnej zale˝noÊci mi´dzy poziomem p∏ac

a regionalnà stopà bezrobocia, aczkolwiek jest ona doÊç s∏aba.

Czynnikami w wi´kszym stopniu objaÊniajàcymi regionalne

ró˝nice p∏ac sà wydajnoÊç pracy i struktura pracujàcych. Wyniki

badaƒ wskazujà ponadto, ˝e elastycznoÊç p∏ac by∏a wy˝sza w

okresie spadku bezrobocia ni˝ w czasie jego wzrostu. Negatywne

zmiany na rynku pracy nie mia∏y praktycznie wp∏ywu na zmiany

p∏ac realnych, co mo˝e wskazywaç, ˝e p∏ace w Polsce sà w du˝ym

stopniu sztywne w dó∏.

S∏owa kluczowe: krzywa p∏ac, elastycznoÊç p∏ac, regionalne

zró˝nicowanie bezrobocia, regionalne rynki pracy w Polsce

AbstractThe main aim of the paper is to check if wages have adjusted to

the situation on local labour market in Poland during the last ten

years. According to Blanchflower and Oswald there exists a non-

linear and downward-sloping relationship between the situation

on the regional labour market and the level of pay.

The analyses conducted in the paper confirm the negative and

statistically significant relation between wages and

unemployment, even though this relation is quite weak. More

important for the regional diveristy of wages in Poland is the

level of labour productivity and the employment structure. The

results show also that elasticity of wages was not constant over

time. In 1999–2001 when the unemployment rates in all regions

were increasing the relation between wages and unemployment

was very weak, which indicates that wages in Poland are

downward rigid.

Keywords: Wage curve, wage elasticity, regional diversity of

unemployment, regional labour markets in Poland.

JEL: R23, J31

* Autorka dzi´kuje dr. Robertowi Kelmowi za pomoc w analizach, jak równie˝ dr. Paw∏owi Kaczorowskiemu oraz anonimowym recenzentom za cenne uwagi

krytyczne.

** Uniwersytet ¸ódzki, Wydzia∏ Ekonomiczno-Socjologiczny, Katedra Makroekonomii, e-mail: [email protected]

Krzywa p∏ac w gospodarce polskiejw latach 1995–2005*

The Wage Curve in Poland in 1995–2005

Aleksandra Rogut**

pierwsza wersja: 31 paêdziernika 2006 r., ostateczna wersja: 16 maja 2007 r., akceptacja: 21 maja 2007 r.

19BANK I KREDYT kwiecieƒ 2007 Makroekonomia 19BANK I KREDYT kwiecieƒ 2007

1. Wst´p

Obserwujàc poziom stóp bezrobocia w poszczegól-nych regionach w Polsce mo˝na zauwa˝yç ich bardzosilne zró˝nicowanie, jak równie˝ utrzymywanie si´powy˝szych ró˝nic przez ca∏y okres transformacji.Regiony, w których na skutek poczàtkowych prze-mian gospodarczych stopa bezrobocia ukszta∏towa∏asi´ na stosunkowo wysokim poziomie (w porównaniuz pozosta∏ymi województwami), nadal cechujà si´du˝ym bezrobociem. Wed∏ug zaproponowanej przezBlanchflowera i Oswalda (1990; 1994) koncepcji sytu-acja na regionalnym rynku pracy (mierzona stopàbezrobocia) wp∏ywa na poziom p∏ac realnych w da-nym regionie. Zgodnie z tà koncepcjà regiony o wyso-kiej stopie bezrobocia charakteryzujà si´ ni˝szym po-ziomem p∏ac realnych ni˝ regiony, gdzie stopa bezro-bocia jest ni˝sza. T́ ujemnà zale˝noÊç pomi´dzy po-ziomem p∏ac a sytuacjà na regionalnym rynku pracyautorzy nazwali krzywà p∏ac (wage curve).

Przeprowadzone przez nich analizy empirycznenie tylko potwierdzi∏y wyst´powanie ujemnej zale˝-noÊci mi´dzy poziomem p∏ac a stopà bezrobocia wwi´kszoÊci krajów rozwini´tych, lecz równie˝ fakt,˝e elastycznoÊç p∏ac wzgl´dem stopy bezrobocia naregionalnych rynkach pracy w badanych krajach by-∏a zbli˝ona i kszta∏towa∏a si´ na poziomie oko∏o -0,1(por. Blanchflower, Oswald 2005). W ciàgu ostatnichlat pojawi∏o si´ równie˝ wiele opracowaƒ weryfiku-jàcych powy˝szà hipotez´ w krajach transformujà-cych si´. Je˝eli chodzi o Polsk´, to empiryczne anali-zy krzywej p∏ac zosta∏y podj´te m.in. w pracach: Duf-fy, Walsh (2001), Iara, Traistaru (2004) oraz Góra,Sztanderska (1998).

F. Duffy i P. Walsh analizowali zale˝noÊç pomi´-dzy poziomem p∏ac a stopà bezrobocia w podziale na49 województw w latach 1994–1996, wykorzystujàcdane indywidualne z Badaƒ AktywnoÊci Ekonomicz-nej LudnoÊci i uzyskujàc elastycznoÊç p∏ac wzgl´demstopy bezrobocia na poziomie od oko∏o -0,08 do -0,11.A. Iara i I. Traistaru analizowa∏y krzywà p∏ac dla Pol-ski, Bu∏garii i Rumunii na danych regionalnych dlalat 1992–1998. Ich analizy potwierdzajà istotnà zale˝-noÊç pomi´dzy poziomem p∏ac a stopà bezrobocia dlaPolski oraz Bu∏garii i wskazujà, ˝e elastycznoÊç p∏acwzgl´dem bezrobocia w latach 1992–1998 kszta∏to-wa∏a si´ na poziomie oko∏o -0,12 dla Bu∏garii i oko∏o-0,05 dla Polski. M. Góra i U. Sztanderska analizowa-li krzywà p∏ac, bazujàc na danych indywidualnych zBAEL dla jednego roku (1995) w podziale na 49 woje-wództw i uzyskali elastycznoÊç p∏ac wzgl´dem stópbezrobocia na poziomie oko∏o -0,1.

Niniejsze opracowanie kontynuuje podj´te przezwspomnianych autorów rozwa˝ania dotyczàce wery-fikacji krzywej p∏ac w polskiej gospodarce, opierajàcsi´ na danych agregatowych dotyczàcych 16 nowych

województw. Je˝eli chodzi o dane, to nale˝y powie-dzieç, ˝e dane pochodzàce z Badaƒ AktywnoÊci Eko-nomicznej LudnoÊci do 1999 r. nie by∏y reprezenta-tywne na poziomie wojewódzkim. Sposób losowaniapróby zapewnia∏ reprezentatywnoÊç wyników tylkow skali ca∏ego kraju. Ponadto, dane BAEL dotyczàcepoziomu p∏ac obarczone sà doÊç du˝ym b∏´dem. Wy-nika on po pierwsze z faktu, ˝e odsetek osób odpo-wiadajàcych na pytanie o wysokoÊç zarobków jest re-latywnie niewielki. Po drugie, podkreÊla si´, ˝e re-spondenci majà sk∏onnoÊç do zani˝ania swoich za-robków, przy czym skala b∏´du roÊnie wraz ze wzro-stem wynagrodzeƒ.

Podj´te w opracowaniu analizy opierajà si´ nadwóch êród∏ach danych. Dane dotyczàce stóp bezro-bocia w poszczególnych regionach zaczerpni´to z Ba-daƒ AktywnoÊci Ekonomicznej LudnoÊci, natomiastdane dotyczàce p∏ac z Rocznika Statystycznego Woje-wództw. Obejmujà one przeci´tne miesi´czne wyna-grodzenie brutto i pochodzà ze sprawozdaƒ przekazy-wanych do GUS przez podmioty gospodarcze prowa-dzàce dzia∏alnoÊç gospodarczà na danym terenie.

G∏ównym celem analiz podj´tych w opracowa-niu by∏o, po pierwsze, pokazanie regionalnych ró˝nicmi´dzy stopami bezrobocia i poziomem p∏ac realnychoraz ich zmian w badanym okresie, a po drugie, od-powiedê na pytanie, czy w gospodarce polskiej p∏acedostosowujà si´ do sytuacji na regionalnym rynkupracy.

Podj´te rozwa˝ania pokazujà, ˝e weryfikacja krzy-wej p∏ac w gospodarce polskiej nie jest prosta, zewzgl´du na wyst´powanie pewnych nietypowych re-gionów. Ponadto przeprowadzone analizy wskazujà,˝e elastycznoÊç p∏ac nie jest sta∏a w czasie. W szcze-gólnoÊci okazuje si´, ˝e p∏ace w gospodarce polskiejinaczej reagujà na wzrost, a inaczej na spadek stópbezrobocia na lokalnych rynkach pracy. ElastycznoÊçp∏ac wzgl´dem stopy bezrobocia jest znacznie ni˝szaw okresie, gdy bezrobocie roÊnie. Mo˝e to wskazywaç,˝e p∏ace w gospodarce polskiej sà doÊç sztywne w dó∏.

Struktura tekstu jest nast´pujàca. Cz´Êç druga za-wiera teoretyczne podstawy prowadzonych analiz. Wcz´Êci trzeciej omówione sà wykorzystane dane staty-styczne. W czwartej pokazano regionalne zró˝nico-wanie stóp bezrobocia i p∏ac w polskiej gospodarce wlatach 1995–2005. W cz´Êci piàtej przedstawiono po-zosta∏e czynniki determinujàce presj´ p∏acowà. Cz´Êçszósta zawiera empirycznà weryfikacj´ krzywej p∏ac.W ostatniej cz´Êci przedstawione sà najwa˝niejszewnioski z przeprowadzonych analiz.

2. Teoretyczne podstawy konstrukcji modelu

Jedne z pierwszych analiz zale˝noÊci pomi´dzy p∏acàa sytuacjà na rynku pracy pojawi∏y si´ w 1958 r. na


gruncie krzywej Phillipsa, przedstawiajàcej zwiàzekpomi´dzy stopà bezrobocia a tempem zmian p∏ac no-minalnych w ujćiu makroekonomicznym. Regional-ne ujćie zale˝noÊci miedzy poziomem p∏ac a stopàbezrobocia zaproponowali John Harris i Michael To-daro (1970). Argumentowali, ˝e pracodawcy, chcàcprzyciàgnàç dobrych pracowników do pracy w mniejatrakcyjnych regionach (o wy˝szej stopie bezrobocia),muszà zaproponowaç im p∏ace wy˝sze, ni˝ otrzyma-liby w innym miejscu. Zgodnie z powy˝szà koncepcjàzale˝noÊç mi´dzy poziomem p∏ac a stopà bezrobociajest zatem dodatnia, czyli regiony o wy˝szej stopiebezrobocia cechujà si´ p∏acami wy˝szymi ni˝ w pozo-sta∏ych regionach.

Trzecie ujćie to zaproponowana przez Blanch-flowera i Oswalda koncepcja krzywej p∏ac, na grunciektórej istnienie pewnej nieliniowej, ujemnej zale˝no-Êci pomi´dzy poziomem p∏ac a stopà bezrobocia naregionalnym rynku pracy (por. Blanchflower, Oswald1990 lub 2005). Twórcy tej koncepcji podstawy teore-tyczne upatrujà w za∏o˝eniu, ˝e rynki pracy nie funk-cjonujà w warunkach doskona∏ej konkurencji, a p∏acenie kszta∏tujà si´ na poziomie oczyszczajàcym rynek.Teoretycznych podstaw krzywej p∏ac upatruje si´w modelach nowej ekonomii keynesowskiej (NEK):modeli przetargów p∏acowych, modeli niepisanychkontraktów, a przede wszystkim (jak podkreÊlajà jejtwórcy, por. Blanchflower, Oswald 2005) teorii p∏acwydajnoÊciowych (efficiency wages).

W ramach modeli NEK poszukuje si´ mi´dzy in-nymi g∏´bszego uzasadnienia sztywnoÊci p∏ac nomi-nalnych i cen. Jednym z tematów podejmowanychprzez ekonomistów zwiàzanych z tym nurtem by∏apróba wyjaÊnienia, dlaczego spadek globalnego popy-tu na towary przek∏ada si´ na spadek popytu na pra-c´, a nie na spadek p∏ac, oraz dlaczego wzrost global-nego popytu nie wywo∏uje wzrostu popytu na prac´,lecz wzrost p∏ac. Powy˝sze modele koncentrujà si´ nawyjaÊnieniu, dlaczego p∏ace realne kszta∏tujà si´ po-wy˝ej poziomu opró˝niajàcego rynek, co powodujeistnienie w gospodarce przymusowego bezrobocia. Wmodelu p∏ac wydajnoÊciowych to pracodawcy sà za-interesowani ustanawianiem p∏ac na wysokim pozio-mie, natomiast w modelach przetargów wysokie p∏a-ce sà rezultatem nacisku ze strony pracobiorców.

W modelach p∏acy wydajnoÊciowej okazuje si´,˝e chocia˝ bezrobotni byliby sk∏onni pracowaç zani˝szà p∏ac´, przedsi´biorstwa nie sà zainteresowaneobni˝eniem p∏ac. Uwa˝ajà bowiem, ˝e wysi∏ek (wy-dajnoÊç) pracowników zale˝y od poziomu p∏acy.Zwiàzek pomi´dzy wielkoÊcià p∏acy a produkcyjno-Êcià pracy jest w ekonomii znany ju˝ od czasówA. Marshalla, który twierdzi∏, ˝e „wysoko op∏acanapraca jest na ogó∏ wydajna i, co za tym idzie, nie jestdroga” (por. Marshall 1928, s. 7). BezpoÊrednià inspi-racjà dla ekonomistów zajmujàcych si´ teorià p∏acy

wydajnoÊciowej by∏o jednak przedstawienie zwiàzkupomi´dzy p∏acà a wydajnoÊcià pracy zaproponowaneprzez R. Solowa (1979). Uwa˝a∏ on, ˝e sztywnoÊç p∏acle˝y w interesie pracodawców, poniewa˝ ich obni˝kaspowodowa∏aby spadek wydajnoÊci i wzrost kosztówzwiàzanych z pracà.

W modelach p∏ac wydajnoÊciowych przedsi´bior-stwo, ustalajàc stawki p∏ac, dà˝y do maksymalizacjizysku. W modelu bumelowania (b´dàcego jednym zmodeli p∏ac wydajnoÊciowych1) wskazuje si´ na nie-mo˝noÊç dok∏adnego monitorowania wysi∏ku pracow-ników przez ca∏y czas pracy, gdy˝ by∏oby to bardzokosztowne. Przedsi´biorstwo ustala zatem stawk´ p∏acna poziomie wy˝szym, ni˝ wynika∏oby to z relacji ryn-kowych, aby zniechćiç pracowników do „obijaniasi´” w pracy. Poni˝ej przedstawiono g∏ówne za∏o˝eniamodelu (por. m.in. Solow 1979; Summers 1988;Blanchflower, Oswald 2005; Rogut, Tokarski 2005).

W gospodarce znajduje si´ n jednakowych przed-si´biorstw. Ka˝de przedsi´biorstwo dzia∏ajàce na re-gionalnym rynku pracy dà˝y do maksymalizacji zy-sku danego wzorem:

(1)

gdzie:

– jednostki efektywnej pracy rozu-miane jako liczba pracujàcych Lit wa˝ona efektywno-Êcià typowego pracownika ε(wit)

2, wit – poziom p∏ac realnych na regionalnym ryn-

ku pracy,ε(wit) – efektywnoÊç typowego pracownika zale˝na

od poziomu jego p∏acy (zak∏ada si´ te˝, ˝e dε/dwit > 0,co oznacza, ˝e wzrost p∏acy prowadzi do wzrostuefektywnoÊci pracy),

– neoklasyczna funkcja produkcji charakte-ryzujàcà si´ malejàcà produkcyjnoÊcià kraƒcowà nak∏a-dów efektywnej pracy (czyli i .

Powy˝sza funkcja zysku jest funkcjà dwóchzmiennych decyzyjnych: p∏ac wit oraz liczby pracujà-cych Lit. Warunki konieczne istnienia maksimumsprowadzajà si´ do nast´pujàcego uk∏adu równaƒ:

(2)[ ]

⎪⎪⎭

⎪⎪⎬

⎫

=−=∂∂

=−=∂∂

0~

0~

itit

itit

itit

it

itit

wwLd

dF

L

Ldw

dL

Ld

dF

w

επ

επ

0~

/ 22 <LdFd0~

/ >LddF

( )itLF ~

ititit LwL )(~ ε=

π it wit ,Lit( ) = F ε(wit )Lit( ) − witLit

1 W literaturze dotyczàcej modeli p∏ac wydajnoÊciowych wyró˝nia si´ czte-

ry modele opisujàce przyczyny ustalania p∏ac przez pracodawców na pozio-

mie wy˝szym ni˝ p∏aca opró˝niajàca rynek. Oprócz modelu bumelowania

sà to: model ujemnej (negatywnej) selekcji, model rotacji si∏y roboczej oraz

modele socjologiczne (wićej na ten temat patrz m.in.: Yellen (1991,

s. 115–119), Kwiatkowski (2002, s. 183–193; 2000, s. 236–243), Romer

(2000, s. 478–479), Snowdon et al. (1998, s. 327–333).2 W modelu tym zak∏ada si´, ˝e wszyscy pracownicy sà jednakowi, a zatem

b´dà ponosiç ten sam wysi∏ek przy danym poziomie p∏acy realnej.

2121BANK I KREDYT kwiecieƒ 2007 Makroekonomia

Przekszta∏cajàc równania uk∏adu równaƒ (2),uzyskuje si´ warunek konieczny maksymalizacji zy-sku przedsi´biorstwa:

(3)

Oznacza to, ˝e typowe przedsi´biorstwo maksy-malizuje zysk wówczas, gdy elastycznoÊç efektywno-Êci pracownika wzgl´dem stawki p∏acy jest równajednoÊci.

Rozszerzeniem modelu Solowa jest model Sum-mersa (Summers 1988 lub Krueger, Summers 1991).Przyjmuje si´ w nim m.in., ˝e efektywnoÊç typowegopracownika zale˝y nie tylko od p∏acy uzyskiwanej wdanym przedsi´biorstwie, ale raczej od ró˝nicy po-mi´dzy p∏acà przeci´tnà na regionalnym rynku pracya p∏acà progowà (rozumianà jako minimalny poziomp∏acy, przy którym pracownik jest gotowy do podjćiapracy) i dana jest nast´pujàcym wzorem:

(4)

gdzie xit – poziom p∏acy progowej, pozosta∏e oznacze-nia jak wy˝ej.

W powy˝szym modelu przyjmuje si´, ˝e ˝àdaniap∏acowe pracobiorców zale˝à od sytuacji na regional-nym rynku pracy (mierzonej stopà bezrobocia) orazprzeci´tnego poziomu p∏ac w gospodarce:

(5)

gdzie:uit – stopa bezrobocia na regionalnym rynku pracy,w–t – przeci´tny poziom p∏ac w ca∏ej gospodarce.Ka˝dy pracownik maksymalizuje swojà u˝ytecz-

noÊç z otrzymywanego dochodu (p∏acy) oraz minima-lizuje przykroÊç zwiàzanà z wysi∏kiem podczas pracy.U˝ytecznoÊç ca∏kowita pracownika jest zatem po pro-stu ró˝nicà pomi´dzy otrzymywanym dochodem zpracy a ponoszonym wysi∏kiem.

Pracownik mo˝e pracowaç uczciwie i ponosiçpewien wysi∏ek lub „obijaç si´” w pracy, nie ponoszàc˝adnego wysi∏ku, stajàc jednak przed mo˝liwoÊciàprzy∏apania i wyrzucenia z pracy. Je˝eli nie zostanieprzy∏apany, uzyska wynagrodzenie przy zerowymwysi∏ku. W przeciwnym razie zostaje wyrzucony zpracy i musi znaleêç innà. Oczekiwany przez niegopoziom u˝ytecznoÊci (U

–) jest dany jako:

(6)

gdzie funkcja f(u) przedstawia prawdopodobieƒstwoznalezienia innej pracy i w przedstawianym modelujest funkcjà stopy bezrobocia na lokalnym rynkupracy.

W analizowanym modelu przedsi´biorca musizatem ustaliç oferowanà stawk´ p∏ac na poziomie wy-starczajàco wysokim, aby zniechćiç pracowników do

oszukiwania. Stawka ta b´dzie zale˝eç od sytuacji nalokalnym rynku pracy. W przypadku, gdy stopa bez-robocia na lokalnym rynku pracy wzrasta, przedsi´-biorcy zauwa˝ajà, ˝e pracownicy bardziej obawiajàsi´ utraty pracy i mogà p∏aciç im mniej, utrzymujàcdany poziom wydajnoÊci pracy pracowników.

Zgodnie z za∏o˝eniami modelu wszystkie firmysà identyczne i maksymalizujà swoje zyski. Mo˝nawić powiedzieç, ˝e poziom p∏ac na regionalnym ryn-ku pracy jest funkcjà obserwowanej stopy bezrobocia.Tym samym standardowà krzywà p∏ac, pokazujàcàzale˝noÊç pomi´dzy poziomem p∏ac a stopà bezrobo-cia na regionalnym rynku pracy, mo˝na zapisaç jako:

(7)

gdzie: wit – poziom p∏ac realnych w regionie i w czasie t,uit – stopa bezrobocia w regionie i w czasie t,Xit – wektor czynników wywo∏ujàcych presj´ p∏a-

cowà przy danym poziomie stopy bezrobocia na re-gionalnym rynku pracy. W teorii ekonomii przyjmujesi´, ˝e czynniki wywo∏ujàce presj´ p∏acowà mo˝-na podzieliç na dwie grupy (por. Layard et al. 2005,s. 212–213): czynniki wewn´trzne dla przedsi´-biorstwa (wydajnoÊç pracy, si∏a zwiàzków zawodo-wych oraz koszty produkcji) i czynniki zewn´trzne(wysokoÊç i d∏ugoÊç okresu pobierania zasi∏ków dlabezrobotnych, odsetek bezrobotnych d∏ugookresowoi konkurencyjnoÊç rynku).

3. Dane

Jak wspomniano we wprowadzeniu, du˝a cz´Êç ana-liz empirycznych dotyczàcych krzywej p∏ac (w tymwymienione we wst´pie badania innych autorów nt.polskiej gospodarki) opiera si´ na danych mikroeko-nomicznych, które pozwalajà m.in. na wyodr´bnianieró˝nic p∏acowych wed∏ug p∏ci, wieku czy poziomuwykszta∏cenia. Alternatywne podejÊcie polega na wy-korzystaniu danych agregatowych na poziomie regio-nalnym. Jest to równie˝ podejÊcie zastosowane w po-ni˝szym opracowaniu. Prezentowane analizy opierajàsi´ na publikowanych przez GUS danych regional-nych w podziale na nowe województwa. Badanyokres (1995–2005) wynika z dost´pnoÊci danych sta-tystycznych. GUS przeszacowa∏ wi´kszoÊç danychdotyczàcych nowych województw od 1995 r.; wcze-Êniejsze dane nie sà zatem dost´pne. Ponadto dane re-gionalne sà publikowane przez GUS z doÊç du˝ymopóênieniem.

Je˝eli chodzi o dane dotyczàce stóp bezrobocia,to w przypadku polskiej gospodarki pojawiajà si´ dwaproblemy: z jednej strony wyst´powanie bezrobociaukrytego, szczególnie w województwach typowo rol-niczych, z drugiej zaÊ przeszacowanie danych pocho-

),( ititit Xufw =

))(1()()( ufbufwU −+−= ε

( ) )1;0(b,wbu1x titit ∈−=

( ) )1;0(,x

xww

it

ititit ∈β⎟⎟⎠

⎞⎜⎜⎝

⎛ −=ε

β

1=ε

ε it

it

w

dw

d


dzàcych z rejestracji i praca w szarej strefie (por. Gó-ra 2005). Dlatego dane dotyczàce stóp bezrobocia wposzczególnych województwach pochodzàce z reje-stracji mogà nie odzwierciedlaç faktycznej sytuacji narynku pracy. W prezentowanym opracowaniu wyko-rzystane zosta∏y zatem dane z Badaƒ AktywnoÊciEkonomicznej LudnoÊci3.

Je˝eli chodzi o p∏ace, to w opracowaniu uwzgl´d-niono fakt, ˝e publikowane przez GUS dane o prze-ci´tnych miesićznych wynagrodzeniach brutto doty-czà g∏ównie sektora przemys∏owo-budowlanego ius∏ugowego. Wi´kszoÊç pracujàcych w rolnictwie sàto bowiem osoby pracujàce na w∏asny rachunek iosiàgajàce z tego tytu∏u dochody. Tylko niewielkacz´Êç zatrudnionych w tym sektorze otrzymuje p∏ace.W 1995 r. by∏o to oko∏o 170 tys. osób, w 2005 r. ju˝tylko oko∏o 83 tys. osób („Biuletyn Statystyczny”, ró˝-ne wydania z lat 1996–2007). Sà to osoby zatrudnio-ne m.in. w paƒstwowym leÊnictwie, ∏owiectwie orazw gospodarstwach doÊwiadczalnych. W niniejszymopracowaniu dane dotyczàce poziomu p∏ac zosta∏ywić skorygowane poprzez wyliczenie Êrednich, wa-˝onych liczbà pracujàcych, poziomów p∏ac realnychw poszczególnych województwach z pominićiemsektora rolniczego. P∏ace zosta∏y urealnione deflato-rem PKB4.

4. Regionalne zró˝nicowanie stóp bezrobocia i p∏ac w Polsce w latach 1995–2005

Obserwujàc dane dotyczàce regionalnych stóp bezro-bocia w Polsce mo˝na zauwa˝yç nie tylko ich silnezró˝nicowanie, ale równie˝ utrzymywanie si´ ró˝nicw czasie. Regiony z wysokim poziomem bezrobociana poczàtku analizowanego okresu cechowa∏y si´równie˝ wysokim bezrobociem po 10 latach. Istniejà-ce ró˝nice sà w du˝ym stopniu wynikiem zmian, któ-re nastàpi∏y na poczàtku okresu transformacji. Likwi-dacja Paƒstwowych Gospodarstw Rolnych na poczàt-ku lat dziewi´çdziesiàtych w najwi´kszym stopniudotkn´∏a województwa Polski pó∏nocnej i pó∏nocno--zachodniej (zachodniopomorskie, pomorskie, lubu-skie, kujawsko-pomorskie i warmiƒsko-mazurskie).Wi´kszoÊç osób pracujàcych w tych regionach w sek-torze rolniczym by∏a zatrudniona w rolnictwie paƒ-stwowym. Likwidacja PGR-ów spowodowa∏a tamdoÊç szybki wzrost bezrobocia. W województwie∏ódzkim wzrost bezrobocia na poczàtku okresu trans-formacji by∏ wynikiem likwidacji bàdê upad∏oÊciwi´kszoÊci zak∏adów w∏ókienniczych i odzie˝owych.Ze wzgl´du na fakt, ˝e du˝a cz´Êç osób, które straci-∏y prac´ na poczàtku przemian gospodarczych, by∏yto osoby z wykszta∏ceniem podstawowym lub zawo-dowym, ich szanse na znalezienie innej pracy by∏ydoÊç niskie (por. te˝. Góra, Sztanderska 1998, s. 7).Osoby, które trafi∏y do zasobu bezrobocia, pozosta∏ytam przez d∏u˝szy czas, a powsta∏e na poczàtku latdziewi´çdziesiàtych ró˝nice mi´dzy regionamiutrzymywa∏y si´.

Po poczàtkowym okresie restrukturyzacji i likwi-dacji wielu przedsi´biorstw paƒstwowych(1991–1994) stopa bezrobocia w 1995 r. w wi´kszoÊciregionów ukszta∏towa∏a si´ na relatywnie wysokim

Mapa 1 . Regionalne zró˝nicowanie stóp bezrobocia w Polsce w 1995 i 2005 r.

èród∏o: GUS, AktywnoÊç Ekonomiczna LudnoÊci Polski, wydania z 1996 i 2006 r.

stopa bezrobocia1995

16,2 do 21,3 (3)

13,8 do 16,2 (5)

11,9 do 13,8 (4)

10,5 do 11,9 (4)

stopa bezrobocia2005

19,8 do 22,9 (4)

19 do 19,8 (4)

16,63 do 19 (3)

14,35 do 16,63 (5)

3 Jak wspomniano, dane indywidualne z BAEL nie by∏y reprezentatywne

dla województw w starym podziale administracyjnym, jednak dane z lat

1995–1998 zosta∏y przeszacowane zgodnie z metodologià stosowanà od

1999 r., tak ˝e publikowane przez GUS dane regionalne w nowym przekro-

ju administracyjnym sà porównywalne z póêniejszymi.4 P∏ace realne na gruncie prezentowanej teorii ujmowane sà od strony kosz-

tów ponoszonych przez pracodawc´. Dlatego w opracowaniu p∏ace realne

mierzone sà w cenach producenta (p∏ace nominalne urealnione zosta∏y de-

flatorem PKB).


poziomie (od 10 do 21% lokalnej si∏y roboczej, por.mapa 1). Zmiany, które nastàpi∏y w kolejnych latach,w ró˝nym stopniu dotkn´∏y poszczególne regionalnerynki pracy. W latach 1995–1998 we wszystkich wo-jewództwach stopy bezrobocia spad∏y (por. tabela 1).Najwi´kszy spadek (o ponad 4 punkty procentowe)mia∏ miejsce w województwach: kujawsko-pomor-skim, lubuskim, pomorskim, warmiƒsko-mazurskim

i wielkopolskim. Najmniejsze zmiany (oko∏o 1 punk-tu procentowego) zasz∏y w województwach: Êlàskim,Êwi´tokrzyskim i zachodniopomorskim. W latach1999–2002 we wszystkich województwach stopybezrobocia wykazywa∏y tendencj´ rosnàcà. Szczegól-nie silny by∏ wzrost w województwach lubuskimi dolnoÊlàskim (o odpowiednio 14 i 12 punktów pro-centowych) oraz Êlàskim, pomorskim, zachodniopo-

Tabela 1 . Zmiany stóp bezrobocia na regionalnych rynkach pracy w Polsce w latach 1995–2005(w punktach procentowych)

èród∏o: obliczenia w∏asne na podstawie GUS, AktywnoÊç Ekonomiczna LudnoÊci Polski, ró˝ne wydania z lat 1996–2006.

Tabela 2 . Charakterystyki regionalnych stóp bezrobocia i p∏ac w latach 1995–2005

èród∏o: obliczenia w∏asne na podstawie GUS, Roczni Statystyczny Województw, AktywnoÊç Ekonomiczna LudnoÊci Polski, ró˝ne wydania z lat 1996–2006.

Województwo 1995–1998 1998–2002 2003–2005 1995–2005Dolnośląskie -2,5 12,4 -3,2 6,7Kujawsko-pomorskie -4,3 9,6 -1,7 3,7Lubelskie -2,8 8,7 -2,2 3,7Lubuskie -4,8 14,0 -7,1 2,2Łódzkie -2,6 9,6 -3,0 4,0Małopolskie -2,4 8,0 -0,9 4,8Mazowieckie -2,6 8,1 -2,3 3,2Opolskie -1,9 9,1 -2,7 4,5Podkarpackie -3,6 7,9 -1,6 2,7Podlaskie -1,6 6,6 -2,5 2,5Pomorskie -4,7 10,3 -2,6 3,1Śląskie -1,2 10,4 -1,1 8,1Świętokrzyskie -1,1 6,1 0,2 5,2Warmińsko-mazurskie -5,0 9,7 -5,6 -0,9Wielkopolskie -4,5 10,1 -1,1 4,6Zachodniopomorskie -1,0 10,2 -3,4 5,8POLSKA -2,8 9,4 -2,2 4,5


morskim i wielkopolskim (o ponad 10 punktów pro-centowych w stosunku do stanu z 1998 r.). Relatyw-nie ma∏e zmiany zasz∏y w regionach Polski wschod-niej i po∏udniowo-wschodniej. Poczàwszy od 2003 r.wraz z o˝ywieniem gospodarczym nastàpi∏y równie˝pozytywne zmiany na rynku pracy. W latach2003–2005 roku w wi´kszoÊci województw stopybezrobocia spad∏y (wyjàtkiem by∏o województwoÊwi´tokrzyskie, gdzie stopa bezrobocia utrzyma∏atendencj´ rosnàcà do 2004 r.).

Obserwujàc ∏àczne zmiany w latach 1995–2005,mo˝na zauwa˝yç, ˝e w stosunku do 1995 r. prawiewe wszystkich województwach stopy bezrobociawzros∏y (wyjàtkiem by∏o warmiƒsko-mazurskie).Najwi´ksze zmiany zasz∏y w województwach dolno-Êlàskim i Êlàskim, gdzie stopy bezrobocia wzros∏y od-powiednio o 6,7 i 8,1 punktu procentowego (por. te˝mapa 1). Województwem o najwy˝szej stopnie bezro-bocia w 2005 r. by∏o zachodniopomorskie. Istotnezmiany zasz∏y te˝ w województwie podkarpackim,które z regionu o relatywnie wysokiej stopie bezrobo-cia sta∏o si´ regionem o relatywnie niskim (na tle kra-ju) bezrobociu.

Analizujàc zró˝nicowanie stóp bezrobocia mi´-dzy województwami (por. wykres 1A w aneksie), mo˝-na zauwa˝yç, ˝e przez ca∏y badany okres regiony Pol-ski pó∏nocnej i pó∏nocno-zachodniej cechowa∏y si´najwy˝szymi stopami bezrobocia, natomiast w Polscepo∏udniowo-wschodniej regionalne stopy bezrobociaby∏y poni˝ej Êredniej krajowej. Je˝eli chodzi o ró˝nicemi´dzy województwami, to porównujàc dane z po-czàtku i koƒca badanego okresu, mo˝na zauwa˝yçzmniejszenie regionalnego zró˝nicowania stóp bezro-bocia (por. tabela 2). W 1995 r. stosunek najni˝szej ob-serwowanej stopy bezrobocia do najwy˝szej wynosi∏0,50, w 2005 r. – 0,63.

Przechodzàc do analiz regionalnego zró˝nicowa-nia p∏ac realnych, nale˝y powiedzieç, ˝e istniejàcedysproporcje p∏acowe w polskiej gospodarce sà wdu˝ym stopniu wynikiem funkcjonowania przez kil-kadziesiàt lat systemu gospodarki centralnie plano-wanej. Deformacje w sektorowej strukturze p∏ac wy-nika∏y z prymatu sektora przemys∏owego nad pozo-sta∏ymi sektorami (przede wszystkim nad sektoremus∏ugowym). P∏ace w sektorze przemys∏owym (wszczególnoÊci w niektórych bran˝ach, jak górnictwoczy metalurgia) kszta∏towa∏y si´ na znacznie wy˝-szym poziomie ni˝ w pozosta∏ych sektorach ekono-micznych, aby zwi´kszaç bodêce do rozwoju wybra-nych ga∏´zi przemys∏u (por. Welfe 1997, s. 460–461).Przeci´tna p∏aca w górnictwie by∏a oko∏o dwukrotniewy˝sza ni˝ Êrednia p∏aca w Polsce. W 1995 r. najwy˝-szy poziom p∏ac by∏ notowany w województwie Êlà-skim (oko∏o 117% Êredniej krajowej; por. mapa 2).Niewiele ni˝sze p∏ace by∏y w województwie mazo-wieckim (oko∏o 114% Êredniej p∏acy w Polsce). Naj-ni˝sze p∏ace w 1995 r. obserwowano w wojewódz-twach podlaskim (oko∏o 82% Êredniej) oraz lubu-skim, Êwi´tokrzyskim i warmiƒsko-mazurskim (oko-∏o 87–88% Êredniej krajowej).

Obserwujàc tempo wzrostu p∏ac (w sektorze prze-mys∏owym, budowlanym i us∏ugowym) w badanymokresie, mo˝na zauwa˝yç szybki wzrost p∏ac w latach1995-1998 (przeci´tnie w tempie prawie 7% rocznie,por. tabela 3). Najwi´ksze tempo wzrostu p∏ac zanoto-wano w województwie mazowieckim (o ponad 9%rocznie), najni˝sze w województwie Êwi´tokrzyskim iÊlàskim (o oko∏o 3,6 i 4,4% Êredniorocznie). Wraz zos∏abieniem tempa wzrostu gospodarczego i pogarsza-niem sytuacji na rynku pracy tempo wzrostu p∏ac za-cz´∏o s∏abnàç. W latach 1999–2001 kszta∏towa∏o si´ naÊrednim poziomie oko∏o 4,8%, a w latach 2002–2005

Mapa 2 . Regionalne zró˝nicowanie p∏ac (bez sektora rolniczego) w Polsce w 1995 i 2005 r. (p∏acenominalne urealnione deflatorem PKB, PLN, ceny sta∏e z 2000 r.)

èród∏o: obliczenia w∏asne na podstawie: GUS, Rocznik Statystyczny Województw oraz AktywnoÊç Ekonomiczna LudnoÊci Polski, ró˝ne wydania z lat 1996–2006.

p∏ace realne1995

1 400 do 1 690 (3)

1 351 do 1 400 (5)

1 272 do 1 351 (4)

1 178 do 1 272 (4)

p∏ace realne2005

2 050 do 2 750 (3)

1 860 do 2 050 (5)

1 710 do 1 860 (3)

1 470 do 1 710 (5)


spad∏o jeszcze bardziej, do Êredniego poziomu oko∏o0,7% rocznie. W województwach: lubelskim, podkar-packim, podlaskim, Êwi´tokrzyskim i warmiƒsko-ma-zurskim nastàpi∏ nawet nieznaczny spadek p∏ac real-nych. Podsumowujàc ∏àczne zmiany, które zasz∏y wciàgu badanego okresu, mo˝na zauwa˝yç, ˝e najwi´k-szy wzrost p∏ac w sektorze pozarolniczym mia∏ miej-sce w województwie mazowieckim (o oko∏o 67% wstosunku do poczàtku badanego okresu), a najmniej-szy – w województwach: Êwi´tokrzyskim, Êlàskim,podkarpackim i lubelskim (o oko∏o 19–27%).

Analizujàc regionalne zró˝nicowanie p∏ac pomi´-dzy województwami, nale˝y powiedzieç, ˝e by∏o onoznacznie mniejsze ni˝ w przypadku regionalnego zró˝-nicowania stóp bezrobocia. Poza województwem mazo-wieckim i Êlàskim, gdzie p∏ace przez ca∏y badany okreskszta∏towa∏y si´ na znacznie wy˝szym, ni˝ wpozost∏ych regionach, poziomie (por. wykres 2A waneksie), regionalne ró˝nice p∏ac nie by∏y du˝e. By∏yone znacznie mniejsze ni˝ w przypadku regionalnegozró˝nicowania stóp bezrobocia. Obserwujàc ich zmianyw czasie, mo˝na stwierdziç, ˝e w badanym okresie ró˝-nice te si´ zwi´kszy∏y. Stosunek p∏acy najni˝szej do naj-wy˝szej zmniejszy∏ si´ z 0,7 w 1995 r. do 0,54 w 2005 r.(por. tabela 2). By∏o to jednak g∏ównie wynikiem wzro-stu p∏ac w województwie mazowieckim, gdzie wzgl´d-na p∏aca (w stosunku do przeci´tnej w kraju) wzros∏a ze115% w 1995 r. do 132% w 2005 r. Po usuni´ciu z pró-by województwa mazowieckiego (por. tabela 2) okazuje

si´, ̋ e relacja p∏acy najni˝szej do najwy˝szej w pozosta-∏ych regionach w 1995 i 2005 r. by∏a podobna.

Porównujàc regionalne rozproszenie p∏ac i stópbezrobocia, mo˝na zauwa˝yç, ˝e jest ono znaczniewi´ksze w przypadku bezrobocia (por. wspó∏czynni-ki zmiennoÊci w tabeli 2). Je˝eli jednak pominiemywspomniane powy˝ej, doÊç nietypowe, wojewódz-two mazowieckie, to rozproszenie p∏ac b´dzieznacznie ni˝sze. Âwiadczy to, ˝e du˝a cz´Êç zmien-noÊci p∏ac przypada na ten region. W przypadkustóp bezrobocia, które charakteryzowa∏y si´ znacz-nie wi´kszà zmiennoÊcià ni˝ p∏ace, wykluczeniemazowieckiego nie zmienia istotnie omawianychwspó∏czynników.

5. Pozosta∏e czynniki determinujàce presj´p∏acowà

Jak wspomniano, w literaturze wymienia si´ dwiegrupy czynników istotnie oddzia∏ujàcych na wielkoÊçpresji p∏acowej i tym samym wywo∏ujàcych zró˝nico-wanie p∏ac w poszczególnych przekrojach przy danejstopie bezrobocia (por. Layard et al. 2005, s. 173):

– czynniki wewn´trzne dla przedsi´biorstwa:wydajnoÊç pracy, si∏a zwiàzków zawodowych i kosz-ty produkcji (np. ceny dóbr importowanych),

– czynniki zewn´trzne dla przedsi´biorstwa: sy-tuacja na rynku pracy, wysokoÊç i d∏ugoÊç okresu po-

Tabela 3. Dynamika zmian p∏ac realnych w poszczególnych województwach w latach 1995–2005

èród∏o: obliczenia w∏asne na podstawie: GUS, Rocznik Statystyczny Województw, ró˝ne wydania z lat 1996–2006.


bierania zasi∏ków dla bezrobotnych, konkurencyjnoÊçrynku oraz odsetek bezrobotnych d∏ugookresowo.

Cz´Êç wymienionych czynników nie mo˝e byçwzi´ta pod uwag´ w prezentowanych analizach, po-niewa˝ nie sà one zró˝nicowane regionalnie (wyso-koÊç zasi∏ków dla bezrobotnych5) lub brakuje danychna poziomie regionów (ceny dóbr importowanych).W dalszych analizach przyjmuje si´ zatem, ˝e dlazró˝nicowania p∏ac w polskiej gospodarce du˝e zna-czenie mogà mieç ró˝nice w wydajnoÊci pracy, odse-tek bezrobotnych d∏ugookresowo, konkurencyjnoÊçrynku (mierzona w opracowaniu udzia∏em pracujà-cych w sektorze us∏ug) oraz si∏a zwiàzków zawodo-wych (mierzona udzia∏em pracujàcych w sektorzeprzemys∏owym).

Je˝eli chodzi o pierwszy z wymienionych czyn-ników, to zwiàzek pomi´dzy poziomem p∏ac realnycha wydajnoÊcià jest w literaturze doÊç dok∏adnie prze-analizowany i potwierdzony. Obserwujàc regionalnezró˝nicowanie wydajnoÊci pracy w Polsce w latach1995–20046 (poza rolnictwem; por. mapa 3), mo˝nazauwa˝yç, ˝e regiony o wy˝szej wydajnoÊci pracy(mierzonej wartoÊcià dodanà brutto na pracujàcego)charakteryzujà si´ przeci´tnie wy˝szym poziomemp∏ac realnych (wi´cej na temat regionalnego zró˝nico-wania p∏ac i wydajnoÊci pracy w Polsce patrz m.in.

Rogut, Tokarski, 2001; 2005). Najwy˝szym poziomemwydajnoÊci pracy przez ca∏y badany okres cechowa∏osi´ województwo mazowieckie, najni˝szym w 1995 r.województwo ∏ódzkie, w 2004 – województwo lubel-skie. W stosunku do poczàtku badanego okresu regio-nalne zró˝nicowanie wydajnoÊci pracy znaczniewzros∏o. W 1998 r. relacja wartoÊci najmniejszej donajwi´kszej wynios∏a 0,67, w 2004 r. – ju˝ 0,54.

Je˝eli chodzi o drugi z wymienionych czynnikówwywo∏ujàcych presj´ p∏acowà, to teoretyczne uzasad-nienie zale˝noÊci pomi´dzy odsetkiem bezrobotnychd∏ugookresowo (mierzonym jako relacja bezrobot-nych poszukujàcych pracy d∏u˝ej ni˝ 12 miesi´cy doogó∏u bezrobotnych) wyp∏ywa m.in. z modeli insider– outsider (swoi – obcy; uczestnik – osoba postronna).Insider (uczestnik, swój) to osoba zatrudniona w da-nym przedsi´biorstwie, outsider (osoba postronna,obcy) to osoba niezatrudniona, poszukujàca pracy. Wmodelach tych przyjmuje si´, ˝e pracujàcy w danymprzedsi´biorstwie dysponujà pewnà si∏à przetargowài mogà wp∏ywaç na poziom stawek p∏ac. Si∏a zatrud-nionych wynika z kosztów rotacji kadr, czyli kosztówzwiàzanych ze zwalnianiem obecnie pracujàcych,przyjmowaniem nowych i ich szkoleniem; kosztówzwiàzanych z ewentualnym utrudnianiem pracy iszykanowaniem nowych pracowników, je˝eli pracow-nikom wydaje si´, ˝e nowo zatrudnieni sà dla nich za-gro˝eniem, oraz kosztów zwiàzanych z reakcjà wysi∏-ku pracowników na rotacj´ (por. Snowdon et al. 1998,s. 333–335; Kwiatkowski 2002, s. 196–203; Kucharski2000, s. 57–61 lub Rogut 2005). ˚àdania p∏acowe in-siderów zale˝à równie˝ od si∏y przetargowej outside-rów. Im wy˝szy jest odsetek bezrobotnych d∏ugookre-sowo na rynku pracy, tym wi´ksze ˝àdania p∏acowemogà wysuwaç obecnie zatrudnieni. Zak∏ada si´ bo-

Mapa 3 . Regionalne zró˝nicowanie wydajnoÊci pracy (bez sektora rolniczego) w Polsce w 1995i 2004 r. * (tys. PLN, ceny sta∏e z 2000 r.)

* zob. uwaga w przypisie 6.

èród∏o: Rocznik Statystyczny Województw, AktywnoÊç Ekonomiczna LudnoÊci Polski, ró˝ne wydania z lat 1996-2006 oraz www.stat.gov.pl

wydajnoÊç pracy1995

42,8 do 49,9 (4)

40 do 42,8 (3)

37,4 do 40 (4)

33,1 do 37,4 (5)

wydajnoÊç pracy2004

65,7 do 89,7 (3)

55,7 do 65,7 (4)

51,8 do 55,7 (4)

48,7 do 51,8 (5)

5 D∏ugoÊç okresu pobierania zasi∏ków dla bezrobotnych jest w Polsce zró˝-

nicowana regionalnie i zale˝y od wysokoÊci stopy bezrobocia na obszarze

powiatowego urz´du pracy. Zasady pobierania zasi∏ków dla bezrobotnych

dotyczà sytuacji na powiatowych rynkach pracy. Poniewa˝ analizy prowa-

dzone w pracy opierajà si´ na danych dotyczàcych województw, a odsetek

osób bezrobotnych majàcych prawo do zasi∏ku jest relatywnie niewielki (w

koƒcu marca 2007 r. stanowi∏y one 13,5% wszystkich osób zarejestrowa-

nych jako bezrobotne; www.psz.praca.gov.pl) czynnik ten zosta∏ pomini´ty.6 GUS publikuje dane dotyczàce wartoÊci dodanej brutto w przekroju re-

gionalnym z doÊç du˝ym opóênieniem. Ostatnie dost´pne dane dotyczà

2004 r.


wiem, ˝e wraz z wyd∏u˝aniem si´ okresu pozostawa-nia bez pracy nast´puje coraz wi´ksza utrata kwalifi-kacji zawodowych osób bezrobotnych. Tym samym sàoni mniejszym zagro˝eniem dla osób pracujàcych.

Regionalne zró˝nicowanie udzia∏u bezrobotnychd∏ugookresowo w ogóle bezrobotnych w latach1998–20057 przedstawiono na mapie 4. Wynika z nie-

go, ˝e wysokie bezrobocie d∏ugookresowe wyst´puje w regionach Polski wschodniej i po∏udniowo-wschod-niej. Bezrobocie ma tam doÊç stagnacyjny charakter.Analizujàc stopy odp∏ywów z bezrobocia i nap∏ywówdo zasobu bezrobocia, mo˝na zauwa˝yç, ˝e w tych re-gionach sà one stosunkowo niskie (por. m.in. Rogut,Tokarski 2002). Oznacza to ma∏e prawdopodobieƒ-stwo opuszczenia zasobu bezrobocia przez osob´, któ-ra do niego trafi∏a. Województwa Polski zachodniej to

Mapa 4 . Regionalne zró˝nicowanie odsetka bezrobotnych d∏ugookresowo (mierzonego udzia∏emosób bezrobotnych poszukujàcych pracy d∏u˝ej ni˝ 12 miesi´cy do ogó∏u bezrobotnych) w Polscew 1998 i 2005 r.

èród∏o: obliczenia w∏asne na postawie: GUS, Rocznik Statystyczny Województw, ró˝ne wydania z lat 1998–2005.

1998

0,437 do 0,482 (4)

0,408 do 0,437 (4)

0,379 do 0,408 (4)

0,324 do 0,379 (4)

0,52 do 0,543 (4)0,5 do 0,52 (4)0,476 do 0,5 (4)

0,451 do 0,476 (4)

bezrobotni d∏ugookresowo

2005

bezrobotni d∏ugookresowo

Tabela 4 . Sektorowa struktura pracujàcych w polskiej gospodarce przeci´tnie w latach1995–2005 (w % pracujàcych ogó∏em)

èród∏o: obliczenia w∏asne na podstawie: GUS, AktywnoÊç Ekonomiczna LudnoÊci Polski, ró˝ne wydania z lat 1996–2006.

7 WczeÊniejsze dane w przekroju regionalnym nie sà dost´pne.


regiony o stosunkowo dynamicznym charakterze bez-robocia (relatywnie wysokich stopach zarówno odp∏y-wów, jak i nap∏ywów i co za tym idzie relatywnie ni-skim udziale bezrobocia d∏ugookresowego).

Obserwujàc zmiany bezrobocia d∏ugookresowegomo˝na zauwa˝yç, ˝e jego wielkoÊç w badanym okresieznacznie wzros∏a. W latach 1999–2003 przeci´tnyudzia∏ bezrobotnych d∏ugookresowo zwi´kszy∏ si´ zpoziomu 0,39 do oko∏o 0,52. Oznacza to, ˝e ponad po-∏owa zarejestrowanych w 2003 r. bezrobotnych poszu-kiwa∏a pracy d∏u˝ej ni˝ 12 miesićy. Od 2004 r. wraz zpolepszaniem si´ sytuacji na rynku pracy mo˝na zaob-serwowaç spadek odsetka osób bezrobotnych d∏ugo-okresowo. Je˝eli chodzi o ró˝nice pomi´dzy regiona-mi, to w badanym okresie zmniejszy∏y si´ (wspó∏czyn-nik zmiennoÊci spad∏ z ponad 0,11 do 0,05).

Kolejnym czynnikiem, który mo˝e t∏umaczyçwyst´pujàce pomi´dzy regionami ró˝nice p∏ac real-nych, jest odmienna struktura pracujàcych. W niniej-szym opracowaniu przyjmuje si´, ˝e regionalna struk-tura pracujàcych mo˝e odzwierciedlaç w pewnymstopniu zarówno stopieƒ konkurencyjnoÊci rynków(mierzony udzia∏em sektora us∏ugowego w ogóle pra-cujàcych), jak i presj´ p∏acowà zwiàzków zawodo-wych (mierzonà udzia∏em pracujàcych w sektorzeprzemys∏owym8).

Analizujàc sektorowà struktur´ pracujàcych w po-szczególnych województwach (por. tabela 4), mo˝nazauwa˝yç, ˝e województwa Polski wschodniej i po∏u-dniowo-wschodniej to regiony o przestarza∏ej struktu-rze pracujàcych (wysokim odsetku pracujàcych w sek-torze rolniczym oraz relatywnie niskim udziale us∏ug).Województwa zachodnie i pó∏nocno-zachodnie cechu-jà si´ wysokim odsetkiem pracujàcych w sektorzeus∏ug i niskim w sektorze rolniczym (wićej na tematsektorowego zró˝nicowania pracujàcych w Polsce por.m.in.: Tokarski 2005; Rogut, Lipowski 2005).

6. Empiryczna weryfikacja krzywej p∏ac w gospodarce polskiej

G∏ównym celem prowadzonych w tym opracowaniuanaliz jest próba odpowiedzi na pytanie, czy p∏acedostosowujà si´ do zmian sytuacji na regionalnychrynkach pracy, czyli czy zmiany poziomu lokalnychstóp bezrobocia przek∏adajà si´ na zmiany p∏ac real-nych. Na wykresie 1 przedstawione zosta∏y zmianystóp bezrobocia i zmiany p∏ac realnych na regional-

nych rynkach pracy. Obserwujàc przedstawionàchmur´ punktów, trudno potwierdziç wyst´powanieistotnej zale˝noÊci pomi´dzy dynamikà badanychzmiennych; je˝eli wyst´puje, to jest bardzo s∏aba.

Aby dok∏adnie przeanalizowaç zwiàzek pomi´-dzy sytuacjà na regionalnym rynku pracy a pozio-mem p∏ac, przedstawiono kszta∏towanie si´ powy˝-szych wielkoÊci dla ka˝dego badanego roku oddziel-nie (por. rysunek 3A w aneksie). Na tej podstawiemo˝na potwierdziç wyst´powanie pewnej ujemnejzale˝noÊci pomi´dzy poziomem p∏ac a sytuacjà na lo-kalnym rynku pracy w poszczególnych latach, aczkol-wiek zale˝noÊç ta znów jest doÊç s∏aba.

Aby móc odpowiedzieç na pytanie, czy w pol-skiej gospodarce istnieje zale˝noÊç pomi´dzy pozio-mem p∏ac a stopà bezrobocia na regionalnym rynkupracy, czyli czy województwa, w których stopa bezro-bocia kszta∏towa∏a si´ na wysokim (niskim) poziomie,cechowa∏y si´ niskim (wysokim) poziomem p∏ac,stworzono ranking województw (por. Sibley, Walsh2002, s. 4). Oceniana by∏a pozycja ka˝dego woje-wództwa w danym roku zarówno pod wzgl´dem sto-py bezrobocia, jak i poziomu p∏ac. Dla ka˝dej z tychzmiennych opracowano oddzielny ranking. Metodaoceniania pozycji województwa by∏a bardzo prosta:województwo, które w danym roku odznacza∏o sińajni˝szym poziomem bezrobocia, otrzymywa∏o 1punkt, województwo o najwy˝szej stopie bezrobociaodpowiednio 16 punktów. Poniewa˝ ocen´ przepro-wadzono dla ka˝dego z 11 badanych lat, minimalnaliczba punktów wynosi∏a 11 (co oznacza∏oby, ˝e przezca∏y badany okres dane województwo cechowa∏o sińajni˝szà stopà bezrobocia), a maksymalna liczbapunktów – 176 (w przypadku, gdyby dane wojewódz-two przez wszystkie badane 11 lat odznacza∏o si´ naj-wy˝szà stopà bezrobocia). Analogiczny rankingprzeprowadzono, oceniajàc poziom p∏ac, przy czym

-0,15

-0,10

-0,05

0,00

0,05

0,10

0,15

-0,3 -0,2 -0,1 0,0 0,1 0,2 0,3 0,4 0,5

ln(u)-ln(u(-1))

ln(w

)-ln

(w(-

1))

Wykres 1 . Dynamika p∏ac i bezrobocia naregionalnych rynkach pracy w Polscew latach 1995–2005

èród∏o: obliczenia w∏asne na podstawie: GUS, Rocznik StatystycznyWojewództw oraz AktywnoÊç Ekonomiczna LudnoÊci Polski, ró˝newydania z lat 1996–2006.

8 Ze wzgl´du na brak wiarygodnych danych dotyczàcych stopnia uzwiàzko-

wienia na poziomie regionalnym w polskiej gospodarce, zosta∏a przyj´ta hi-

poteza, ˝e zwiàzki zawodowe dzia∏ajà w du˝ych zak∏adach przemys∏owych.

Tym samym zak∏ada si´, ˝e im wy˝szy jest udzia∏ pracujàcych w sektorze

przemys∏owym, tym silniejsza jest pozycja zwiàzków zawodowych w danym

regionie. Presj´ zwiàzków zawodowych lepiej odzwierciedla∏yby dane doty-

czàce liczby du˝ych podmiotów gospodarczych (zatrudniajàcych wićej ni˝

250 osób), niestety takie dane nie sà dost´pne na poziomie regionalnym.


1 punkt otrzymywa∏o województwo o najwy˝szympoziomie p∏ac w danym roku, 16 punktów – woje-wództwo o najni˝szych p∏acach. Wyniki rankinguprzedstawia tabela 5. Gdyby koncepcja krzywej p∏acw gospodarce polskiej by∏a prawdziwa we wszyst-kich latach, uk∏ad województw w przypadku stopybezrobocia i p∏ac powinien byç w tabeli 5 ten sam,co oznacza∏oby, ˝e województwa o najni˝szych sto-pach bezrobocia cechowa∏y si´ najwy˝szymi p∏aca-mi. Obserwujàc jednak dane w tabeli 5, mo˝nastwierdziç, ˝e tak nie jest, i wyodr´bniç kilka grupwojewództw:

1) województwa o relatywnie niskiej stopie bez-robocia i wysokim poziomie p∏ac (mazowieckie, Êlà-skie, wielkopolskie, ma∏opolskie),

2) województwa o Êrednim poziomie zarównostóp bezrobocia, jak i p∏ac (∏ódzkie, opolskie),

3) województwa o wysokiej stopie bezrobocia iniskim poziomie p∏ac (warmiƒsko-mazurskie, lubu-skie, kujawsko-pomorskie),

4) województwa o niskiej stopie bezrobocia i ni-skim poziomie p∏ac (lubelskie, podlaskie, podkarpac-kie i Êwi´tokrzyskie),

5) województwa o wysokiej stopie bezrobocia irelatywnie wysokim poziomie p∏ac (dolnoÊlàskie, po-morskie i zachodniopomorskie).

O ile w przypadku trzech pierwszych grup wo-jewództw mo˝na potwierdziç wyst´powanie ujem-nej zale˝noÊci pomi´dzy poziomem p∏ac a sytuacjàna lokalnym rynku pracy, o tyle województwa na-le˝àce do dwóch ostatnich grup by∏y pod tymwzgl´dem nietypowe. Do pierwszej z nich nale˝à

regiony Polski wschodniej i po∏udniowo-wschod-niej, z niskà stopà bezrobocia, ale wysokim bezro-bociem ukrytym (por. m.in. Tokarski 2005, s. 133-134). Faktyczna stopa bezrobocia jest zatem w tychwojewództwach wy˝sza, co mo˝e wp∏ywaç na niskipoziom p∏ac realnych. W ostatniej z wymienionychgrup sà województwa Polski zachodniej i pó∏nocnejz wysokim poziomem bezrobocia. W tych woje-wództwach, szczególnie w dolnoÊlàskim i zachod-niopomorskim, faktyczna stopa bezrobocia mo˝ebyç znacznie ni˝sza, ze wzgl´du na pracujàcych wszarej strefie w przygranicznym sektorze us∏ug. Wy-sokie p∏ace przeci´tne w województwie dolnoÊlà-skim sà równie˝ wynikiem znaczàcego odsetka pra-cujàcych w przemyÊle wydobywczym, gdzie wyna-grodzenia sà znacznie wy˝sze ni˝ w pozosta∏ychsekcjach przemys∏u. W pomorskim i zachodniopo-morskim przyczynà relatywnie wysokich p∏ac mo˝ebyç wysoki (na tle kraju) odsetek zatrudnionych wus∏ugach.

W celu empirycznej weryfikacji hipotezy o wza-jemnym zwiàzku pomi´dzy sytuacjà na regionalnymrynku pracy a poziomem p∏ac oszacowano parametryrównania krzywej p∏ac o postaci:

(8)

gdzie:wit – poziom p∏ac realnych w regionie i (i = 1, 2,

…, 16) w roku t (t = 1995, 1996, …, 2005),

ittkitkit

ititiit

Xu

uww

ξμχββαη

+++++++=

−

−

)ln(

)ln()ln()ln(

12

11

Tabela 5 . Ranking województw pod wzgl´dem poziomu stóp bezrobocia i p∏ac realnychw latach 1995–2005

èród∏o: obliczenia w∏asne.

30 Macroeconomics BANK I KREDYT kwiecieƒ 200730 Macroeconomics

uit – stopa bezrobocia w regionie i (i = 1, 2, …,16) w roku t (t = 1995, 1996, …, 2005),

ηi – zmienna odzwierciedlajàca czynniki nieobser-wowalne, specyficzne dla poszczególnych regionów,

μt – zmienna odzwierciedlajàca czynniki nieob-serwowalne, specyficzne dla poszczególnych okresów,

ζit – sk∏adnik losowy,β1 oraz β2 – krótkookresowe elastycznoÊci p∏ac

wzgl´dem stopy bezrobocia, elastycznoÊç d∏ugookre-sowa jest równa ,

α – parametr mierzàcy sztywnoÊç p∏ac na zmia-ny na lokalnym rynku pracy, im bardziej α jest zbli˝o-na do jednoÊci w wielkoÊciach absolutnych, tymszybszy jest proces dostosowawczy,

Xk – wektor pozosta∏ych zmiennych determinu-jàcych presj´ p∏acowà, obejmujàcy: wydajnoÊç pracy(yl), odsetek bezrobotnych d∏ugookresowo (ltu), odse-tek pracujàcych w przemyÊle (lp) oraz odsetek pracu-jàcych w us∏ugach (lu);

χ k – elastycznoÊç p∏ac wzgl´dem poszczegól-nych zmiennych determinujàcych presj´ p∏acowà.

W przeprowadzonych analizach ekonometrycz-nych wzi´to pod uwag´ ró˝nice mi´dzy regionamiwynikajàce z wyst´powania pewnych nieobserwo-walnych czynników. Uwzgl´dnione zosta∏y inne, po-za stopà bezrobocia, czynniki determinujàce presj´p∏acowà, jak równie˝ dynamiczny charakter rynkupracy i dostosowania p∏ac do zmieniajàcej si´ w cza-sie sytuacji na rynku pracy. Ze wzgl´du na fakt, ˝e ba-dany okres jest doÊç krótki (1995–2005) zastosowanoopóênienia tylko o jeden okres.

Przedstawione w tabeli 6 wyniki estymacji para-metrów uproszczonej krzywej p∏ac, w której zmiennàobjaÊniajàcà jest tylko regionalne zró˝nicowanie sytu-acji na rynku pracy mierzone stopà bezrobocia, wska-zujà na statystycznà istotnoÊç parametru przy zmien-nej objaÊniajàcej. Z przeprowadzonych testów (por.wartoÊci tekstu Hausmana w tabeli 6) wynika, ˝e niema podstaw do odrzucenia hipotezy zerowej o brakukorelacji miedzy zmiennymi objaÊniajàcymi a nieob-serwowalnà, regionalnie zró˝nicowanà cz´Êcià sk∏ad-nika losowego, czyli nie ma podstaw do odrzucenia

αββ

−+

121

Tabela 6 . Oszacowane wartoÊci parametrów uproszczonej krzywej p∏ac


Tabela 7. Oszacowane wartoÊci parametrów krzywej p∏ac z uwzgl´dnieniem wydajnoÊci pracy



hipotezy, i˝ nieobserwowalne, regionalnie zró˝nico-wane czynniki majà charakter losowy. Analizy zuwzgl´dnieniem nie tylko efektów regionalnych, alete˝ efektów czasowych wskazujà na koniecznoÊç od-rzucenia hipotezy zerowej o braku korelacji miedzyefektami czasowymi a zmiennymi objaÊniajàcymi.Przeprowadzone testy Chowa Êwiadczà równie˝ o ko-niecznoÊci odrzucenia hipotezy o sta∏ej wartoÊci wy-razu wolnego zarówno w przekroju województw, jak iw czasie. Nale˝y jednak zauwa˝yç, ˝e stopieƒ obja-Ênienia zró˝nicowania p∏ac regionalnym zró˝nicowa-niem stóp bezrobocia jest niski. Wskazuje to na ko-niecznoÊç uwzgl´dnienia innych czynników mogà-cych determinowaç istniejàce regionalne zró˝nicowa-nie poziomu p∏ac.

Uwzgl´dnienie omawianych wczeÊniej czynni-ków determinujàcych presj´ p∏acowà (por. tabela 7 i8) wskazuje, ˝e regionalne zró˝nicowanie wydajnoÊcipracy w najwi´kszym stopniu determinuje regionalnezró˝nicowanie p∏ac w Polsce. Je˝eli chodzi o wp∏ywpozosta∏ych czynników, to mo˝na zauwa˝yç, ˝eudzia∏ pracujàcych zarówno w sektorze przemys∏o-wym, jak i us∏ugowym by∏ równie˝ zmiennà staty-

stycznie istotnà, determinujàcà regionalne ró˝nicep∏ac. Nie potwierdzi∏a si´ natomiast hipoteza o istot-nym wp∏ywie odsetka bezrobotnych d∏ugookresowona regionalne zró˝nicowanie p∏ac.

Uwzgl´dnienie dynamicznego charakteru ryn-ków pracy oraz faktu, ˝e podmioty gospodarcze mogàz opóênieniem reagowaç na zmiany sytuacji na lokal-nym rynku pracy, wskazuje, i˝ w gospodarce polskiejp∏ace reagujà z oko∏o rocznym opóênieniem na zmia-ny stopy bezrobocia. Krótkookresowa elastycznoÊçp∏ac wzgl´dem stopy bezrobocia wynosi oko∏o -0,048(por. tabela 9).

Z wczeÊniejszych analiz wynika jednak, ˝e bada-jàc zale˝noÊç mi´dzy p∏acami a stopà bezrobocia nalokalnych rynkach pracy, nale˝y wziàç pod uwag´niejednorodnoÊç badanego okresu. Tym samym dorównania (8) wprowadzono zmiennà prze∏àcznikowàd9901, przyjmujàcà wartoÊç 1 w latach 1999–2001 iwartoÊç 0 w pozosta∏ych latach.

Wyniki estymacji parametrów równania zezmiennà prze∏àcznikowà (por. tabela 10) wskazujà,˝e elastycznoÊç p∏ac realnych wzgl´dem stopy bez-robocia by∏a ró˝na w poszczególnych podokresach.

Tabela 8 . Oszacowane wartoÊci parametrów rozszerzonej krzywej p∏ac


Tabela 9 . Oszacowane wartoÊci parametrówdynamicznej postaci krzywej p∏ac


Tabela 10. Oszacowane wartoÊci parametrówkrzywej p∏ac ze zmiennà prze∏àcznikowà



W latach 1995–1998 i 2002–2005 krótkookresowaelastycznoÊç p∏ac wzgl´dem stopy bezrobocia wyno-si∏a oko∏o -0,05. W latach 1999–2001 zale˝noÊç po-mi´dzy poziomem p∏ac a stopà bezrobocia by∏a na-tomiast znacznie s∏absza. ElastycznoÊç krótkookre-sowa p∏ac wzgl´dem stopy bezrobocia by∏a w tymokresie równa -0,01. Âwiadczy to, ˝e p∏ace bardzos∏abo reagowa∏y na wzrost stóp bezrobocia w bada-nym okresie.

Powy˝sze wyniki wskazujà, ˝e w zale˝noÊci odsytuacji na rynku pracy p∏ace ró˝nie reagujà nazmiany stóp bezrobocia. Pozytywne zmiany na rynkupracy zwiàzane ze spadkiem stóp bezrobocia wywo-∏ujà istotne zmiany p∏ac realnych. Nale˝y przy tympodkreÊliç, ˝e dostosowania te nie nast´pujà natych-miast. Przeprowadzone analizy wskazujà, ˝e p∏acedostosowujà si´ do zmian sytuacji na lokalnym rynkupracy z rocznym opóênieniem. Negatywne zmiany narynku pracy zwiàzane ze wzrostem stóp bezrobociapraktycznie nie majà wp∏ywu na zmiany p∏ac real-nych. Mo˝e to wskazywaç, ˝e p∏ace w polskiej gospo-darce sà w du˝ym stopniu sztywne w dó∏.

5. Podsumowanie i wnioski

Przeprowadzone w opracowaniu analizy potwierdza-jà silnà heterogenicznoÊç regionalnych rynków pracy.Ró˝nice mi´dzy regionalnymi stopami bezrobociasi´ga∏y 11 punktów procentowych. Najwy˝sze stopybezrobocia by∏y w województwach Polski zachodnieji pó∏nocnej, najni˝sze – w cz´Êci po∏udniowo--wschodniej. Zmiany, które zasz∏y w badanym okre-sie, nie by∏y jednorodne zarówno pod wzgl´dem kie-runku, jak i wp∏ywu na poszczególne regionalne ryn-ki pracy. W 2005 r. we wszystkich województwachstopy bezrobocia by∏y jednak wy˝sze ni˝ w 1995 r.Ponadto mo˝na zaobserwowaç, ˝e zmniejszy∏y si´ró˝nice w stopach bezrobocia mi´dzy poszczegól-nymi regionami.

Regionalne zró˝nicowanie p∏ac w du˝ym stopniuwynika∏o z funkcjonowania w Polsce przez kilkadzie-siàt lat systemu gospodarki centralnie planowanej. W1995 r. najwy˝sze p∏ace notowano w województwieÊlàskim. Jednak ju˝ od 1996 r. Êlàskie straci∏o pozycj´lidera na rzecz województwa mazowieckiego. Zmia-ny w badanym okresie polega∏y g∏ównie na szybkim(w porównaniu z pozosta∏ymi regionami) wzroÊciep∏ac w województwie mazowieckim i tym samymzwi´kszeniu ró˝nic w stosunku do reszty kraju. W1996 r. najni˝sze p∏ace by∏y na poziomie oko∏o 70%p∏acy najwy˝szej; w 2005 r. relacja ta wynios∏a 54%.

Nale˝y podkreÊliç, ˝e z wyjàtkiem województwmazowieckiego oraz Êlàskiego, gdzie p∏ace kszta∏to-wa∏y si´ na stosunkowo wysokim poziomie, ró˝nicew p∏acach mi´dzy pozosta∏ym województwami nieby∏y znaczne. Regionalne zró˝nicowanie p∏ac w Pol-sce by∏o znacznie s∏absze, ni˝ wynika∏oby to z ró˝nicmi´dzy stopami bezrobocia.

Porównujàc regionalne zró˝nicowanie p∏ac istóp bezrobocia, mo˝na stwierdziç wyst´powaniekilku grup regionów: o niskiej stopie bezrobocia i wy-sokim poziomie p∏ac (mazowieckie, Êlàskie, wielko-polskie, ma∏opolskie), o Êrednim poziomie zarównostóp bezrobocia, jak i p∏ac (∏ódzkie, opolskie), o wy-sokiej stopie bezrobocia i niskim poziomie p∏ac (war-miƒsko-mazurskie, lubuskie, kujawsko-pomorskie),o niskiej stopie bezrobocia i niskim poziomie p∏ac(lubelskie, podlaskie, podkarpackie i Êwi´tokrzy-skie), jak te˝ o wysokiej stopie bezrobocia i relatyw-nie wysokim poziomie p∏ac (dolnoÊlàskie, pomorskiei zachodniopomorskie). Dwie ostatnie grupy to regio-ny, w których nie mo˝na potwierdziç wyst´powaniaujemnej zale˝noÊci miedzy poziomem p∏ac a sytu-acjà na rynku pracy.

Przeprowadzone analizy empiryczne dla ca∏egobadanego okresu wskazujà na wyst´powanie ujemnejzale˝noÊci pomi´dzy badanymi zmiennymi, jednakzale˝noÊç ta jest bardzo s∏aba. Czynnikami w istotnystatystycznie sposób objaÊniajàcymi regionalne ró˝ni-ce mi´dzy p∏acami jest natomiast wydajnoÊç pracy istruktura pracujàcych w poszczególnych wojewódz-twach. P∏ace reagujà z rocznym opóênieniem nazmiany zachodzàce na lokalnych rynkach pracy.Krótkookresowa elastycznoÊç p∏ac wzgl´dem stopybezrobocia kszta∏towa∏a si´ na poziomie oko∏o -0,05.Uwzgl´dnienie w analizach niejednorodnoÊci bada-nego okresu pozwala na stwierdzenie, ˝e elastycznoÊçp∏ac by∏a wy˝sza w okresach dobrej sytuacji na rynkupracy, kiedy stopa bezrobocia spada∏a. W latach1999–2001 elastycznoÊç p∏ac by∏a znacznie ni˝sza(oko∏o -0,01), co wskazuje na wyst´powanie pewnejsztywnoÊci p∏ac w dó∏.

Podsumowujàc nale˝y podkreÊliç, ˝e przeprowa-dzone analizy empiryczne wskazujà, ˝e stopa bezro-bocia w Polsce nie by∏a czynnikiem w istotnym stop-niu objaÊniajàcym regionalne zró˝nicowanie p∏ac.WyjaÊnienia ró˝nic w p∏acach pomi´dzy wojewódz-twami nale˝a∏oby szukaç raczej po stronie innych,ni˝ stopa bezrobocia, czynników, w szczególnoÊcizwiàzanych z sektorowà strukturà pracujàcych, jakrównie˝ z regionalnym zró˝nicowaniem zarówno ka-pita∏u ludzkiego, jak i rzeczowego, czyli czynnikówdeterminujàcych ró˝nice wydajnoÊci pracy.

33BANK I KREDYT kwiecieƒ 2007 Makroekonomia 33BANK I KREDYT kwiecieƒ 2007

Bibliografia

Blanchflower D.G., Oswald A.J. (1990), The Wage Curve, “Working Paper” No. 3181, NBER, Cambridge.Blanchflower D.G., Oswald A.J. (1994), The Wage Curve, MIT Press, Cambridge. Blanchflower D.G., Oswald A.J. (2005), The Wage Curve Reloaded, “Discussion Paper” No. 1665, Institute for

the Study of Labor (IZA), Bonn.Duffy F., Walsh P. (2001), Individual pay and outside options: Evidence from the Polish Labour Force Survey,

“Discussion Paper” No. 295, Institute for the Study of Labor (IZA), Bonn. Góra M. (2005), Trwale wysokie bezrobocie w Polsce. WyjaÊnienia i propozycje, „Ekonomista” nr 1, s. 27–47.Góra M., Sztanderska U. (1998), Regional differences in labour market in Poland: Earnings, Unemployment

Flows and Rates, “Discussion Paper”, No. 48, Ifo Institute for Economic Research. Krueger A.B., Summers L.H. (1991), Efficiency Wages and Interindustry Wage Structure w: N.G. Mankiw,

D. Romer (red.), New Keynesian Economics, MIT Press, Cambridge.Kwiatkowski E. (2002), Bezrobocie. Podstawy teoretyczne, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa.Marshall A. (1928), Principles of Economics, M. Arct Press, Warszawa.Iara A., Traistaru I. (2004), How flexible are wages in EU accession countries, “Labour Economics”, Vol. 11, No. 4,

s. 431–450. Rogut A. (2005), Determinanty popytu na prac´ w Polsce w okresie transformacji, praca doktorska, w druku,

Wydawnictwo Uniwersytetu ¸ódzkiego. Rogut A., Lipowski W. (2005), Regionalne zró˝nicowanie p∏ac w wybranych sektorach gospodarczych w Polsce,

„WiadomoÊci Statystyczne”, nr 1, s. 35–55.Rogut A., Tokarski T. (2001), Regional diversity of wages in Poland in the 90’s, “International Review of Economics

and Business”, Vol. 48, No. 4, s. 559–582. Rogut A., Tokarski T. (2002), Regional diversity of employment structure and outflows from unemployment to

employment in Poland, “International Journal of Manpower”, Vol. 23, No. 1, s. 62–76.Rogut A., Tokarski T. (2005), Determinanty regionalnego zró˝nicowania p∏ac w Polsce, „Ekonomista”, nr 1,

s. 75–8. Romer D. (2000), Makroekonomia dla zaawansowanych, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa.Sibley Ch. W., Walsh P. P. (2002), Earnings Inequality and Transition: A Regional Analysis of Poland, “Discussion

Paper”, No. 441, Institute for the Study of Labor (IZA), Bonn.Solow R.M. (1979), Another Possible Source of Wage Stickiness, “Journal of Macroeconomics”, Vol. 1, No. 1,

s. 79–82.Summers L.H. (1988), Relative Wages, Efficiency Wages, and Keynesian Unemployment, “American Economic

Review”, Vol. 78, No. 2 , s. 383–388.Tokarski T. (2005), Statystyczna analiza regionalnego zró˝nicowania wydajnoÊci pracy, zatrudnienia i bezrobocia

w Polsce, Wydawnictwo PTE, Warszawa. Welfe A. (1997), Determinanty wzrostu p∏ac, „Ekonomista”, nr 4, s. 459–470. Yellen J. L (1991), Efficiency-Wage Models of Unemployment w: N.G. Mankiw, D. Romer (red.), New Keynesian

Economics, Vol. 2, Coordination Failures and Real Rigidities, MIT Press, Cambridge, London.


Wykres 1A. Stopy bezrobocia na regionalnych rynkach pracy i przeci´tnie w Polsce w latach1995–2005

0,0

5,0

10,0

15,0

20,0

25,0

30,0

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA dolnoÊlàskie

0,0

5,0

10,0

15,0

20,0

25,0

30,0

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA kujawsko-pomorskie

0,0

5,0

10,0

15,0

20,0

25,0

30,0

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA lubelskie

0,0

5,0

10,0

15,0

20,0

25,0

30,0

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA lubuskie

0,0

5,0

10,0

15,0

20,0

25,0

30,0

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA ∏ódzkie

0,0

5,0

10,0

15,0

20,0

25,0

30,0

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA ma∏opolskie

0,0

5,0

10,0

15,0

20,0

25,0

30,0

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA mazowieckie

0,0

5,0

10,0

15,0

20,0

25,0

30,0

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA opolskie

0,0

5,0

10,0

15,0

20,0

25,0

30,0

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA podkarpackie

0,0

5,0

10,0

15,0

20,0

25,0

30,0

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA podlaskie

Aneks


0,0

5,0

10,0

15,0

20,0

25,0

30,0

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA pomorskie

0,0

5,0

10,0

15,0

20,0

25,0

30,0

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA Êlàskie

0,0

5,0

10,0

15,0

20,0

25,0

30,0

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA Êwi´tokrzyskie

0,0

5,0

10,0

15,0

20,0

25,0

30,0

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA warmiƒsko-mazurskie

0,0

5,0

10,0

15,0

20,0

25,0

30,0

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA wielkopolskie

0,0

5,0

10,0

15,0

20,0

25,0

30,0

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA zachodniopomorskie

èród∏o: obliczenia w∏asne na podstawie: GUS, AktywnoÊç Ekonomiczna LudnoÊci Polski, ró˝ne wydania z lat 1996–2006.

Wykres 2A. Poziom p∏ac realnych na regionalnych rynkach pracy oraz przeci´tnie w Polsce wlatach 1995–2005 (p∏ace nominalne urealnione deflatorem PKB; PLN, ceny sta∏e 2000)

0

500

1000

1500

2000

2500

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA dolnoÊlàskie

0

500

1000

1500

2000

2500

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA kujawsko-pomorskie

0

500

1000

1500

2000

2500

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA lubelskie

0

500

1000

1500

2000

2500

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA lubuskie


0

500

1000

1500

2000

2500

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA podkarpackie

0

500

1000

1500

2000

2500

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA podlaskie

0

500

1000

1500

2000

2500

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA pomorskie

0

500

1000

1500

2000

2500

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA Êlàskie

0

500

1000

1500

2000

2500

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA Êwi´tokrzyskie

0

500

1000

1500

2000

2500

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA warmiƒsko-mazurskie

0

500

1000

1500

2000

2500

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA wielkopolskie

0

500

1000

1500

2000

2500

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA zachodniopomorskie

∏ódzkie

0

500

1000

1500

2000

2500

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA

0

500

1000

1500

2000

2500

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA ma∏opolskie

0

500

1000

1500

2000

2500

3000

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA mazowieckie

0

500

1000

1500

2000

2500

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

POLSKA opolskie

èród∏o: obliczenia w∏asne na podstawie: GUS, Rocznik Statystyczny Województw, ró˝ne wydania z lat 1996–2006.


Wykres 3A. P∏ace realne (W, ceny sta∏e 2000) oraz stopy bezrobocia na regionalnych rynkachpracy (U) w Polsce w latach 1995–2005

1000

1200

1400

1600

1800

2000

2200

2400

2600

2800

5,0 10,0 15,0 20,0 25,0 30,0

1000

1200

1400

1600

1800

2000

2200

2400

2600

2800

5,0 10,0 15,0 20,0 25,0 30,0

uu

1995 1996

1997 1998

1999 2000

www

w w

1000

1200

1400

1600

1800

2000

2200

2400

2600

2800

5,0 10,0 15,0 20,0 25,0 30,0

u

1000

1200

1400

1600

1800

2000

2200

2400

2600

2800

5,0 10,0 15,0 20,0 25,0 30,0

u

w

1000

1200

1400

1600

1800

2000

2200

2400

2600

2800

5,0 10,0 15,0 20,0 25,0 30,0

u

1000

1200

1400

1600

1800

2000

2200

2400

2600

2800

5,0 10,0 15,0 20,0 25,0 30,0

u

1000

1200

1400

1600

1800

2000

2200

2400

2600

2800

2001 2002

5,0 10,0 15,0 20,0 25,0 30,0

u

w

1000

1200

1400

1600

1800

2000

2200

2400

2600

2800

5,0 10,0 15,0 20,0 25,0 30,0

u

w

zł zł

% %

zł zł

% %

zł zł

% %

zł zł

% %


2003 2004

2005

1000

1200

1400

1600

1800

2000

2200

2400

2600

2800

5,0 10,0 15,0 20,0 25,0 30,0

u

w

1000

1200

1400

1600

1800

2000

2200

2400

2600

2800

5,0 10,0 15,0 20,0 25,0 30,0

u

1000

1200

1400

1600

1800

2000

2200

2400

2600

2800

5,0 10,0 15,0 20,0 25,0 30,0

u

w

w

èród∏o: obliczenia w∏asne na podstawie: GUS, Rocznik Statystyczny Województw oraz AktywnoÊç Ekonomiczna LudnoÊci Polski, ró˝ne wydania z lat1996–2006.

zł zł

zł

% %

%

krzywa p∏ac w gospodarce polskiej w latach...

Documents