1 

 

 

 

JERZY CZ. OSSOWSKI 

Politechnika Gda ska 

Katedra Ekonomii i Zarz dzania Przedsi biorstwem 

 

IV Ogólnopolskie Seminarium Naukowe nt. „Dynamiczne Modele Ekonometryczne”,  

Katedra Ekonometrii i Statystyki, Uniwersytet Mikołaja Kopernika w Toruniu,  

Toru   12-14 wrzesie  1995

 

 

 

DYNAMIKA BEZROBOCIA A DYNAMIKA PRODUKCJI SPRZEDANEJ  

POLSKIEGO PRZEMYSŁU 

 

 

1. Rynek pracy a bezrobocie w Polsce w okresie transformacji 

 

 

W  styczniu  1990  roku  zainicjowany  został  program  liberalizacji  i  restrukturyzacji 

systemu  gospodarczego  w  Polsce.  Przej cie  z  gospodarki  ograniczonej  zasobami  na  tory 

gospodarki  ograniczonej  popytem  spowodowało  ujawnienie  si   nowych  mechanizmów 

dystrybucyjnych. Te nowe mechanizmy najdojrzalsz  form

 

przyj ły na rynku dóbr i usług 

konsumpcyjnych.  Obok  tego  rodzaju  rynków  powstawa   pocz ły  rynki  czynników 

produkcji,  tzn.  rynki  pracy  oraz  kapitału.  Jednoczesne  wprowadzenie  wewn trznej 

wymienialno ci  złotówki  oraz  komercjalizacja  i  decentralizacja  banków  zapocz tkowały 

budow   rynku  pieni nego  oraz  wzmocnienie  podstaw  rynku  kapitałowego. 

Oprocentowanie  kredytów,  znacznie  przewy szaj ce  pocz tkowo  bardzo  wysok   stop  

inflacji,  wymusiło  na  przedsi biorstwach  oszcz dniejsze  gospodarowanie  rodkami 

obrotowymi i jednocze nie u wiadomiło zarz dzaj cym ekonomiczne znaczenie zamro enia 

rodków  kapitałowych.  Ponadto  u wiadomiło  im  koszt  nietrafionej  produkcji,  a  wi c 

produkcji  na  skład.  Szczególnie  dotkliwie  tego  radzaju  koszty  odczuły  przedsi biorstwa 

produkuj ce na rynek wewn trzny. Przed przedsi biorstwami tymi pojawiła si , faktycznie 

po  raz  pierwszy,  bariera  popytu  na  ich  produkty.  Bariera  ta  jednocze nie  stała  si   bardzo 

wysoka  z  uwagi  na  liberalizacj   handlu  zagranicznego  i  pojawienie  si   na  rynku  wielu 

importowanych  produktów o wysokich standardach jako ciowych. Jednocze nie w  lad za 

importem  legalnym  rynek  zalany  został  importem  nielegalnym.  Ratunkiem  dla 

przedsi biorstw mogła by  konkurencyjnie niska cena. Utrzymanie ni szych relatywnie cen 

w  stosunku  do  produktów  importowanych  z  krajów  zachodnich  nie  mogło    odby   si  

poprzez  obni enie  jako ci  dostarczanych  dóbr.  Jedn   z  przyczyn  był  masowy  napływ 

importu  „plecakowego”  z  krajów  Wspólnoty  Pa stw  Niepodległych.  Ten  z  kolei  import, 

reprezentuj cy  nisk   jako ,  zapewniał  konsumentom  mo liwo   nabycia  wielu  dóbr  po 

bardzo  korzystnych  cenach.  Aby  podoła   tej  przysłowiowej  próbie  „wody  i  ognia” 

przedsi biorstwa  nastawione  na  rynek  wewn trzny  musiały,  mieszcz c  si   w 

dotychczasowej  strukturze  cen,  uatrakcyjni   swoje  oferty  podnosz c  jako   wyrobów  i 

wiadczonych usług. Tego rodzaju cel osi gn  mo na było poprzez uelastycznienie struktur 

zarz dzania  i  dystrybuowania  produktami  oraz  doinwestowanie  wielu  ogniw  na  styku 

produkcji  i  dystrybucji.  Wa ne  równie   stało  si   oszcz dniejsze  gospodarowanie 

dysponowanymi  rodkami produkcji. 

 

Pocz tki  lat  dziewi dziesi tych  to  masowe  powstawanie  spółek  prywatnych, 

zagospodarowuj cych  dotychczas  nienajlepiej  wykorzystywany  potencjał  kapitałowy  i 

 

2 

ludzki  przedsi biorstw  pa stwowych.  Odbywało  si   to  w  wielu  przypadkach  na  granicy 

legalno ci  prawnej  a  niekiedy  poza  jej  granicami.  Nast powało  przechwytywanie  przez 

osoby prywatne  cz ci maj tku przedsi biorstw pa stwowych na  stosunkowo atrakcyjnych 

warunkach.  Abstrahuj c  od  etycznej  oceny  tego  masowego  zjawiska    winni my  uzna ,  i  

uratowało  to  bardzo  wiele  przedsi biorstw,  otoczonych  sieci   tych  spółek,  przed 

bankructwem.  Spółki  te  wypełniły  pust   przestrze   miedzy  przedsi biorstwami 

produkcyjnymi i rynkiem uelastyczniaj c struktury gospodarcze. W ka dym razie du a cz

 

miejsc  pracy  została  uratowana  oraz  potencjał  kapitałowy  i  ludzki  lepiej  wykorzystany. 

Jednocze nie w wyniku prywatyzacji kapitałowej, zwi kszaj cym si  z czasem inwestycjom 

prywatnym  oraz  wej ciom  cz ci  firm  na  giełd ,  jak  równie   napływowi  kapitału 

zagranicznego  przestrze   gospodarcza  Polski  wypełniała  si   coraz  wi ksz   liczb  

przedsi biorstw prywatnych. Warto zauwa y ,  e ju  po trzech latach reformy ponad 90% 

przedsi biorstw handlowych oraz 80% przedsi biorstw budowlanych znalazło si  w r kach 

prywatnych.  

 

Reakcje przedsi biorstw najszybciej podporz dkowane zostały grze popytu i poda y 

na  rynku  produktów.  W  niedługim  jednak  czasie  przedsi biorstwa  rozci gn ły  tego  typu 

reakcje  na  czynnik  pracy.  Teoretycznie  wzrost  popytu  na  prac   mo e  mie   miejsce  w 

warunkach  wzrostu  cen  oferowanych  produktów  wzgl dnie  w  wyniku  obni enia  płac.  W 

powstałej  sytuacji  przedsi biorstwa  musiały  odej   od  dotychczasowch  przyzwyczaje  

polegaj cych  na  podnoszeniu  cen  swoich  produktów  i  topieniu  w  nich  kosztów  swojej 

niegospodarno ci.  Przyczyn   tego  była  bariera  popytu.  Aby  wi c  nie  zbankrutowa   były 

zmuszone  do  obni enia  swoich  kosztów.  Rozwi za   najcz ciej  szukano  w  uwolnieniu 

przedsi biorstw  od  nadmiernego  zatrudnienia.  W  pocz tkowej  fazie  transformacji 

stosowano  zwolnienia  pracowników  zatrudnionych  na  niepełnych  etatach  oraz 

posiadaj cych  inne  ródła  utrzymania,  np.  gospodarstwa  rolne.  Ponadto  wysyłano 

pracowników  na  wcze niejsze  emerytury  oraz  stosowano  w  niektórych  przypadkach 

czasowe przestoje w pracy. W tych warunkach zahamowany został proces przyjmowania do 

pracy nowych pracowników. Absolwenci szkół oraz wcze niej zwolnieni pracownicy mogli 

znale   zatrudnienie  w  nowo  powstałych  przedsi biorstwach  prywatnych  i  to  najcz ciej 

usługowych. W wielu jednak przypadkach pozostawali bezrobotnymi. Liczba bezrobotnych 

w  pocz tkach  lat  90-tych  wzrastała  lawinowo.  W  styczniu  1990  roku  odnotowano  ich  56 

tysi cy. Po roku liczba ta wzrosła do około 1,2 mln. osób. W pa dzierniku tego  roku liczba 

bezrobotnych przekroczyła 2 mln. osób. Z pocz tkie roku 1994 wielko  ta zbli yła si  do 3 

mln. a stopa bezrobocia osi gn ła rekordowy poziom 16,8%. 

 

Zidentyfikowanie przyczyn a tym samym okre lenie rodzaju bezrobocia w krajach o 

tradycji  rynkowej  nie  nastr cza  wi kszych  trudno ci.  Inaczej  przedstawia  si   sytuacja  w 

przypadku  kraju  przechodz cego  transformacj   od  gospodarki  centralnie  sterowanej  do 

rynkowej.  Wynika  to  z  faktu,  i   obok  przyczyn  powszechnie  omawianych  w  literaturze 

ekonomicznej    wyró ni   musimy  przyczyny  specyficzne  jedynie  dla  okresu  tego  typu  

reformowania gospodarki. 

 

Z  pewno ci   bezrobocie  w  Polsce  ma  charakter 

cykliczny  wzgl dnie 

koniunkturalny. Oznacza to,  e zostało ono wywołane niedostatkiem popytu globalnego. 

Na poparcie tego przywoła  mo na kilka faktów, które zaistniały w Polsce i przyczyniły si  

do gwałtownych zmian tego  popyt. Zatrzymajmy si  nad najwa niejszymi z nich.   

 

Wiele  przedsi biorstw  dotkni tych  zostało  spadkiem  zamówie   rz dowych. 

Szczególnie  dotkliwie  odczuł  to  sektor  przemysłu  zbrojeniowego  a  po rednio 

przedsi biorstwa  pracuj ce  na  rzecz  tego   sektora.  Ponadto,  co  było  zgodne  z  duchem 

wprowadzanej reformy, praktycznie rzecz bior c zrezygnowano z inwestycji centralnych. 

 

3 

 

Dla  wielu  przedsi biorstw  zamkn ł  si   rynek    krajów  byłej  RWPG,  szczególnie 

rynek krajów obecnej Wspólnoty Pa stw Niepodległych. Tym samym w wielu przypadkach 

zerwane  zostały  wi zi  kooperacyjne  mi dzy  przedsi biorstwami    powi zanymi  ze  sob  

przez  szereg  długich  lat.  Przyczyny  były  ró ne.  Jedn   z  nich  była  dekoniunktura  w  tych 

krajach i nieudane próby przeprowadzenia w nich reform. Odej cie od produkcji niektórych 

wyrobów z uwagi na ich nienowoczesno  lub olbrzymi  kosztochłonno  stanowiło inn  z 

przyczyn. W przypadku Rosji, przyczyn  gwałtownego spadku eksportu do tego kraju były 

problemy  zwi zane  z  wzajemnymi  rozliczeniami  a  ponadto  zbyt  gwałtowne  przej cie  na 

rozliczenia dewizowe. 

 

Inn   z  przyczyn  spadku  popytu  globalnego  była  ostra  konkurencja  na  rynku 

wewn trznym w warunkach liberalizacji handlu zagranicznego. Wzrost poda y produktów z 

importu,  o  czym  wspominali my  wcze niej,  zmniejszył  popyt  na  produkty  krajowe.  Po 

pewnym jednak czasie odpowiedzi  gospodarki polskiej był bardzo szybki wzrost eksportu, 

głównie  nieewidencjonowanego  eksportu  przygranicznego.  Znajduje  to  swój  wyraz  w 

dodatnim  bilansie  płatniczym.  wiadczy  to  jednocze nie  o  odwróceniu  si   trendu  w 

kształtowaniu si  popytu globalnego. 

 

Musimy  jednocze nie  uzna ,  e  bezrobocie  w  Polsce  ma  nie  tylko  charakter 

koniunkturalny,  ale  równie  

strukturalny.  Jest  wi c  ono  po  cz ci  wynikiem 

niedopasowania wyuczonych i posiadanych kwalifikacji po stronie poda y z kwalifikacjami 

zgłaszanymi  po  stronie  popytu  na  rynku  pracy.  Zwykle  jako  objaw  tego  typu  bezrobocia 

przyjmuje  si   ró nice  w  dynamice  zmian  ró nych  działów  gospodarki.  Ró nice  te  w  

ostatnich  latach  s   ewidentnie  widoczne  b d c  wyrazem  dokonuj cej  si   restrukturyzacji  

gospodarki. Jednocze nie obserwuje si ,  e najwi kszy stopie  bezrobocia wyst puje w ród 

osób  z  wykształceniem  zasadniczym  zawodowym  (około  40%  ogółu  bezrobotnych), 

podstawowym  (ponad  30%)    i  rednim  zawodowym  (ponad  20%).  Bezrobocie  osób  z 

wykształceniem wy szym stanowi około 2% ogółu bezrobotnych.  

 

Cz

  bezrobocia  ma  charakter 

frykcyjny.  Jest  wi c  wynikiem  zmiany  miejsca 

pracy, zamieszkania jak równie  przechodzenia z jednej fazy cyklu  ycia do innej. Niekiedy 

do  tego  typu  bezrobocia  wlicza  si   osoby  o  ułomno ciach  fizycznych  wzgl dnie 

psychicznych maj cych z tego tytułu trudno ci ze znalezieniem pracy. Nale y s dzi ,  e w 

warunkach du ego obecnie bezrobocia, osoby aktualnie zatrudnione obawiaj  si  zwalnia  

celem  poszukania  lepszej  w  ich  opini  pracy.  Z  drugiej  strony  problemy  mieszkaniowe  i 

zwi zane  z  tym  koszty  s   powa nym  hamulcem  przed  przemieszczaniem  si   ludno ci  na 

przykład  z  regionów  o  du ym  bezrobociu  do  regionów,  gdzie  istniej   mo liwo ci  ich 

zatrudnienia.  W  warunkach  Polski,  je li  chodzi  o  bezrobocie  frykcyjne,  najistotniejszy 

wydaje  si   problem  z  zatrudnieniem  absolwentów  szkół    zasadniczych  zawodowych  i 

rednich.  Tradycyjnie  w  miesi cu  czerwcu  i  lipcu  zgłaszaj   si   oni  w  Urz dach 

Zatrudnienia. Jedynie cz

 z nich otrzymuje oferty pracy. Pozostali, z uwagi na posiadane 

kwalifikacje  niekoresponduj ce  z  potrzebami  rynku,  staj   si   bezrobotnymi 

długookresowymi.  W  tej  sytuacji  nale ałoby  sklasyfikowa   ich  w  grupie  bezrobocia 

strukturalnego. 

 

Bardzo istotne w naszych warunkach jest bezrobocie zwane 

klasycznym. Jest to typ 

bezrobocia  wynikaj cy  z  ustalenia  minimalnego  poziomu  płac  ponad  płac   równowa c  

popyt  pracy  z  jej  poda .  W  rezultacie  powstaje  ró nica  pomi dzy  poda   i  popytem 

zgłaszanym  przez  rynek.  Ró nica  ta  zwana  jest 

bezrobociem  przymusowym.  Mimo,  i  

płaca  minimalna  wydaje  nam  si   niska,  to  dla  przedsi biorcy  jest  ona  znacznie  wy sza  z 

uwagi  na  koszty  jakie  musi  on  ponie   z  tytułu  odprowadzania  mi dzy  innymi  bardzo 

wysokich  składek  ubezpieczeniowych.  O  fakcie,  i   popyt  na  prac   przy  ni szych  płacach 

 

4 

(czytaj:  wy szych  płacach  ale  ni szych  składkach  ubezpieczeniowych  i  podatkach)  byłby 

wy szy  wiadczy „szary” rynek pracy, a faktycznie jego rozmiar. Ocenia si ,  e w obecnych 

warunkach  wiele  osób  zatrudnionych  jest  bez  zawarcia  jakiejkolwiek  oficjalnej  umowy. 

Bardzo cz sto zawiera si  jedynie umowy-zlecenia na wykonanie okre lonej pracy, mimo i  

pracownik wykonuje obowi zki charakterystyczne dla zatrudnionych na stałe. Jest to metoda 

obni enia kosztów miejsca pracy.  

 

Obok wyró nionych powy ej przyczyn a tym samym typów bezrobocia, wyodr bni  

winni my przyczyny specyficzne dla okresu transformacji. Za stosunkowo wa n  przyczyn  

nale y  uzna   ujawnienie  si   tzw.  „ukrytego”  bezrobocia.  Mówi c  „ukryte”  bezrobocie 

mamy  na  my li  zatrudnienie  zb dne,  nadmierne,  które  charakteryzowało  gospodark  

centralnie sterowan  a wi c ograniczon  przez wielko  zasobów. To wła nie w ramach tej 

gospodarki,  zdaniem  J  Kornai’a,  kierownictwo  przedsi biorstw,  celem  unikni cia 

przestojów  i  zrealizowania  planu  produkcyjnego  gromadziło  nakłady  ponad  potrzeb . 

Mie cił  si   w  tym  oczywi cie  czynnik  pracy.  Urynkowienie  gospodarki  a  tym  samym 

podporz dkowanie  decyzji  potrzebom  rynku  spowodowało  uwalnianie  si   podmiotów 

gospodarczych  od  nadmiernie  zgromadzonych  czynników  produkcji.  Efektem  tego  było 

ujawnienie wspomnianego bezrobocia „ukrytego” a wi c zatrudnienia zb dnego. Wielko  

powstałego tak bezrobocia jest trudna do zidentyfikowania. Je li jednak uznamy, i  proces 

uwalniania  si   z  zatrudnienia  zb dnego  nie  ujawniał  aktywno ci  gospodarczej 

przedsi biorstw  i  nie  miał  zwi zków  z  t   aktywno ci ,  wówczas  mo emy  uzna ,  i  

szczególne nasilenie powstawania  tego typu bezrobocia miało miejsce w 1990 i 1991 roku. 

Wynika  to  z  faktu,  i   narastaj ce  wówczas  bezrobocie  nie  wykazywało  adnych  zmian 

sezonowych. Natomiast produkcja przez cały okres transformacji - zarówno w fazie recesji 

jak i o ywienia - charakteryzowała si  tego rodzaju efektami. Wyra ne efekty sezonowe w 

bezrobociu pojawiły si  w 1992 roku. Jednak mniej wyra ne zmiany tego typu mo na ju  

dostrzec  w  1991  roku.  Fakt  ten  umo liwia,  jak  nale y  s dzi ,  przeprowadzenie  próby 

okre lenia  zwi zków  pomi dzy  bezrobociem  a  aktywno ci   gospodarcz   kraju  ju   dla  lat 

1991 1995.  

 

2. Zało enia do modelu bezrobocia 

 

 

Na wst pie uznajmy,  e rozpatrywana gospodarka w kolejnych latach charakteryzuje 

si : 

1

o

 jednakowo wielkim napływem i odpływem siły roboczej na rynku pracy, 

2

o

 ustabilizowanym na jednakowym poziomie produktem krajowym brutto (PKB), 

3

o

 stabilnym poziomem cen, płac, podatków, ceł, stopy procentowej (brakiem inflacji i   

     równowag  na rynku towarowo-pieni nym), 

4

o

 ustabilizowanym bud etem pa stwa (bez deficytu),   

5

o

 ustabilizowanym poziomem eksportu i importu, 

6

o

 ustabilizowanym poziomem technologii produkcji. 

 

Je li  uznamy,  i   poziom  płacy  minimalnej  jest  wy szy  od  poziomu  płacy 

równowa cej  popyt  pracy  z  jej  poda ,  to  poziom  zatrudnienia  a  tym  samym  poziom 

bezrobocia  ustabilizuj   si   osi gaj c  wielko ci  równowagi  wynosz ce  odpowiednio  L

e

  i 

BO

e

. Powstałe w ten sposób bezrobocie w kategoriach klasycznych nazwiemy 

bezrobociem 

przymusowym. Je li obecnie zało ymy,  e z jakiego  powodu ( na przykład z tytułu zmiany 

wielko ci  zasiłku  rodzinnego)  ulegn   zmianie  warunki  poda y  pracy,  wówczas  nale y  

liczy  si , i  funkcja tej e poda y  zmierza  zacznie do nowego poło enia. Z drugiej strony 

zmiana  zasiłków  rodzinnych  w  warunkach  braku deficytu  bud etowego,  ustabilizowanego 

 

5 

poziomu PKB przy braku inflacji wymaga  b dzie zmiany którego  z innych warunków, na 

przykład zmiany podatków. To z kolei prowadzi  b dzie do zmiany kosztów miejsca pracy  

a  tym  samym  funkcja  popytu  na  prac   zacznie  zmierza   do  nowego  poło enia.  Aby PKB 

pozostał niezmieniony  płaca minimalna musi dostosowywa  si  do zmian popytu i poda y 

pracy.  W rezultacie poziom bezrobocia ulegał b dzie zmianie tak długo, jak długo funkcje 

popytu i poda y pracy oraz płaca minimalna nie osi gn  ostatecznego poło enia. Uznajmy, 

e  do  nowego  poziomu  bezrobocia  zmierza   b dzie  ono  zgodnie  z  reguł   modelu 

dynamicznego o postaci:           

 

(1)                                                 

1

t

t

aBO

A

BO

−−−−

++++

====

 

 

 

gdzie:                                           

0< a <1 , 

 

                                                                

t=1,2,...,n - numer okresów. 

 

 

Oznacza to, i  przy innych niezmienionych warunkach bezrobocie ustabilizuje si  na 

nast puj cym poziomie: 

 

(2)                                                        

a

1

A

BO

e

−−−−

====

 

 

 

W  praktyce  musimy  uzna   ci gł   zmian   aktywno ci  gospodarczej  pa stwa 

mierzon   wielko ci   Produktu  Krajowego  Brutto.  Zmiana  ta  zwi zana  b dzie  ze  zmian  

zatrudnienia  a  tym  samym  wpływa   b dzie  na  wielko   bezrobocia.  Przyczyny  zmian 

aktywno ci  gospodarczej  mog   by   ró ne.  Na  przykład  wzrost  płacy  minimalnej,  przy 

innych niezmienionych warunkach, prowadzi  b dzie do spadku zatrudnienia i w rezultacie 

do  spadku  produktu  krajowego  brutto  (PKB).  Oznacza  to,  i     wzrasta   b dzie  bezrobocie 

przymusowe.  Z  kolei  w  przypadku  wzrosu  stopy  procentowej,  nast pi  z  jednej  strony 

zmniejszenie  skłonno ci  do  inwestowania  z  drugiej  strony  wzrost  skłonno ci  do 

oszcz dzania przy jednoczesnym spadku skłonno ci  konsumpcji. Mo na si  wi c liczy  ze 

spadkiem  popytu  globalnego  i  w  rezultacie  ze  spadkiem  produktu  krajowego  brutto.  To 

oczywi cie  prowadzi   b dzie  do  spadku  zatrudnienia  i  w  konsekwencji  do  wzrostu 

bezrobocia. Mo emy wi c powiedzie ,  e niezale nie od przyczyn zmiana PKB prowadzi  

b dzie  do  zmiany  bezrobocia.  Pozwala  to  przedstawi   model  (1)  w  zmienionej  wersji 

uwzgl dniaj cej zmian  aktywno ci  gospodarczej kraju: 

 

(3)                                               

BOt = A + aBOt-1 - bPKBt 

,  

 

gdzie krótkookresowy ( w tym wypadku natychmiastowy) efekt zmian bezrobocia z tytułu 

zmiany produkcji  okre limy nast puj co: 

 

(4)                                                            

0

b

PKB

BO

t

t

−−−−

====

∂∂∂∂

∂∂∂∂

 . 

 

 

Oczywi cie kazda zmiana wielko ci produkcji prowadzi  b dzie do zmiany poziomu 

równowagi bezrobocia w my l reguły: 

 

(5)                                                           

.

0

a

1

b

dPKB

dBO

t

e

−−−−

−−−−

====

 

 

 

Jest to tak zwany efekt długookresowy. 

 

6 

 

Utrzymanie zało enia o jednakowo wielkim i równomiernym napływie siły roboczej 

w  praktyce  jest  zbyt  daleko  id cym  uproszczeniem  szczególnie  wtedy  gdy  w  badaniach 

opieramy si  na danych miesi cznych lub kwartalnych. Je li chodzi o odpływ siły roboczej, 

tzn.  przechodzenie  mi dzy  innymi  na  emerytury,  zało enie  to  wydaje  si   mo liwe  do 

utrzymania  z  dokładno ci   do  składnika  losowego.  Napływ  jednak,  szczególnie 

absolwentów  zasilaj cych  zasób  siły  roboczej,  uzna   musimy  za  mało  przypadkowy  i 

nierównomierny w ci gu roku kalendarzowego. Zwi zane jest to z jednakowym terminem 

ko czenia  nauki  w  szkołach.  W  rezultacie  w  miesi cach  letnich  gwałtownie  zwi ksza  si  

wielko  sily roboczej. Jedynie cz

 absolwentów decyduje si  na kontynuowanie dalszej 

nauki. Poniewa  gospodarka nie jest w stanie w sposób natychmiastowy zaabsorbowa  tej 

nadzwyczajnej nadwy ki, pojawia si  sezonowy efekt zwi kszonego bezrobocia. Bezrobocie 

wywołane  t  przyczyn   w miar  upływu czasu, mi dzy  innymi  w  zwi zku z uwalnianiem 

miejsc  pracy  przez  emerytów  jak  i  na  skutek  zmian  aktywno ci  gospodarczej  kraju  traci 

swój sezonowy wymiar. Obserwowane przejawy sezonowo ci w innych okresach przypisa  

nale ałoby  sezonowo  zmieniaj cej  si   koniunkturze  gospodarczej.  W  rezultacie  model  (3) 

mo emy  zmodyfikowa   uwzgl dniaj c  w  nim  nadzwyczajne  efekty  sezonowe  z  tytułu 

wej cia  na  rynek  pracy  absolwentów  z  kolejnych  lat.  Najprostsza  wersja  tego  modelu  ma 

posta : 

 

(6)                               

ti

T

1

i

i

t

1

t

t

x

c

bPKB

aBO

A

BO

====

−−−−

++++

−−−−

++++

====

 , 

gdzie:     i - rocznik absolwentów, 

 

 x

ti

  jest  zmienn   zero-jedynkow   przyjmuj co  warto   zero  w  kolejnych  okresach 

obserwacji  (t)  do  momentu  pojawienia  si   na  rynku  i-tego  rocznika  absolwentów  oraz 

warto  jeden w nast pnych okresach obserwacji.        

 

Oznacza  to,  i   parametr  c

i

  jest  miar   natychmiastowego  wpływu  pojawienia  si   i-

tego  rocznika  absolwentów  na  wielko   bezrobocia  w  okresie  ti.  Pojawienie  si   nowego 

rocznika  absolwentów  wywołuje  jednocze nie  wpływ  na  poziom  bezrobocia  w  stanie 

równowagi.  Poziom  ten  ostatecznie  zmieni  si   o  wielko   c

i

/(1-a)  przy  zało eniu 

niezmienno ci  produktu  krajowego  brutto.  Zauwa my,  e  je li  parametr  c

i

  dla  kolejnych 

roczników  (i)  b dzie  ulegał  spadkowi,  wiadczy   to  b dzie  o  zwi kszaniu    zdolno ci 

gospodarki kraju do absorbowania bezrobocia.   

 

 

3. Wyniki oszacowa  dynamicznego modelu bezrobocia 

 

 

Model  (6)  stanowił  punkt  wyj cia  przy  okre laniu  zwi zków  aktywno ci 

gospodarczej kraju z wielko ci  bezrobocia. W trakcie weryfikacji empirycznej, przy której 

wykorzystano    miesi czne  szeregi  czasowe z okresu  od  stycznia 1991 roku do maja 1995 

roku, dokonano kilku modyfikacji modelu wyj ciowego. 

 

Po pierwsze, ze wzgl du na trudno ci z okre leniem miesi cznej wielko ci produktu 

krajowego  brutto  (PKB

t

),  jako  zmienn   zast pcz   wprowadzono  produkcj   sprzedan  

przemysłu    (YS

t

)      w  wyra eniu  procentowym  (przeci tna  miesi czna  1992  r.=100). 

Decyduj c  si   na  ten  krok  uznano,  i   produkcja  sprzedana  przemysłu  jest  stosunkowo 

dobrym  symptomem  aktywno ci  gospodarczej  z  uwagi  na  zwi zki  przemysłu  z  innymi  

dziedzinami  ycia  gospodarczego  kraju.  Ponadto  w  sektorze  przedsi biorstw  to  wła nie 

przemysł  zatrudnia  najwi ksz   liczb   pracowników  i  jednocze nie  skupiona  jest  na  nim 

 

7 

du a  uwaga  rz du.  Uznano  wi c,  e  ogniskuje  on  na  sobie  wi kszo   pozytywnych  i 

negatywnych zjawisk zachodzacych w  yciu gospodarczym kraju. 

 

Modyfikacja  druga  polegała  na  uwzgl dnieniu  przesuni   czasowych  w  zwi zkach 

pomi dzy produkcj  sprzedan  a wielko ci  bezrobocia. Bezpo rednio wynikało to z faktu, 

i  posługiwano si  danymi miesi cznymi. Nale ało wi c sprawdzi  hipotez  w my l której, 

zmiana  zatrudnienia  w  danym  miesi cu  prowadzi  do  efektu      produkcyjnego  w  tym  jak  i 

nast pnym miesi cu. W rezultacie spadek bezrobocia w danym miesi cu mógł by  wyrazem 

wzrostu produkcji w danym i (lub) przyszłym miesi cu; i odwrotnie wzrost bezrobocia mógł 

by  wyrazem spadku produkcji w danym i (lub) przyszłym miesi cu.   

 

Ponadto  rozwa ano  jednocze nie  wersj   liniow   oraz  multyplikatywn   badanego 

zwi zku. Bardziej zadawalaj ce okazało si  rozwiazanie nieliniowe.  

 

 W  rezultacie  w  fazie  ko cowej  bada     uwag   skoncentrowano  na  modelu  o 

nast puj cej postaci: 

 

(7)                                      

t

4

t

x

4

c

3

t

x

3

c

2

t

x

1

c

1

t

x

1

c

1

b

1

t

0

b

t

a

1

t

0

t

e

YS

YS

BO

A

BO

ξξξξ

++++

++++

++++

++++

++++

−−−−

====

  

 

gdzie: 

                                   

t=1,2,3,...,53 dla okresu od stycznia 1991r. maja 1995r. 

 

W trakcie analizy modelu (7) stwierdzono, i  w ka dym z analizowanych lat impuls 

sezonowy  zmiany  bezrobocia  wynikaj cy  z  pojawienia  si   nowego  rocznika  absolwentów 

ujawnia si  w miesi cu czerwcu nie zanikaj c w nast pnych okresach. W rezultacie zmienne 

x

ti

  (  gdzie  i=1,2,3,4  dla  kolejnych  lat  1991,...,  1994)    przyjmuj c  warto ci    równe  jeden 

dopiero  od  miesi ca  czerwca,  w  którym  pojawia  si   dany  rocznik  absolwentów.  Do  tego 

momentu zmienne te s  równe zeru. Oznacza to,  e: 

 

           

====

====

====

53

,...,

7

,

6

t

dla

1

5

,...,

2

,

1

t

dla

0

x

1

t

,             

====

====

====

53

,...,

19

,

18

t

dla

1

17

,...,

2

,

1

t

dla

0

x

2

t

, 

 

           

====

====

====

53

,...,

31

,

30

t

dla

1

29

,...,

2

,

1

t

dla

0

x

3

t

,         

====

====

====

53

,...,

43

,

42

t

dla

1

41

,...,

2

,

1

t

dla

0

x

4

t

. 

 

 

Model  (7)  po  uprzednim  obustronnym  zlogarytmowaniu  oszacowano  we  wst pnej 

fazie metod  najmniejszych kwadratów. Wyniki oszcowa  przedstawiaj  si  nast puj co: 

 

(8)                    

++++

−−−−

−−−−

++++

====

++++

−−−−

1

t

)

73

,

2

(

t

)

8

,

3

(

1

t

)

75

,

37

(

)

48

,

11

(

t

YS

ln

088

,

0

YS

ln

117

,

0

BO

ln

801

,

0

41

,

2

BO

ln

 

                                         

t

4

t

)

34

,

2

(

3

t

)

72

,

5

(

2

t

)

36

,

5

(

1

t

)

74

,

5

(

ˆ

x

016

,

0

x

033

,

0

x

037

,

0

x

068

,

0

ξξξξ

++++

++++

++++

++++

++++

 

 

                  

R2 = 0,998 ;     DW = 1,466  ;  h = 1,9497 [0,051]

  ;     

0116

,

0

ˆ

±±±±

====

σσσσ

ξξξξ

 

 

 

Z  uwagi  na  fakt,  i   analizowany  model  jest  dynamicznym  ocena  autokorelacji  

pierwszego  rz du  dokonana  została  na  podstawie  statystyki  h  Durbina.  Weryfikuj c 

Hipotez   zerow  

0

:

H

1

0

====

ρρρρ

  wobec  hipotezy  alternatywnej 

0

:

H

1

1

ρρρρ

  z  mo liwo ci  

popełnienia bł du  w 5 przypadkach na 100 winni my przychyli  si  w kierunku hipotezy 

zakładaj cej dodatni  autokorelacj   składników losowych. Nale y doda , i  wersja liniowa 

charakteryzowała  si   nieco  gorszymi  wynikami  bior c  pod  uwag   mi dzy  innymi  to 

kryterium  weryfikacji.  W  rezultacie  pozostaj c  przy  rozpatrywanych  zmiennych  i 

zaproponowanej postaci analitycznej, oszacowano  rozpatrywany model za pomoc  metody 

 

8 

Cochrane’a-Orcutta  przy  wykorzystaniu  autokorelacji  reszt  pierwszego  rz du.  Zbie no  

oszacowa   osi gni ta  została  przy  trzeciej  iteracji.  Wyniki  oszacowa   przedstawiaj   si  

nast puj co: 

 

(9)                    

++++

−−−−

−−−−

++++

====

++++

−−−−

1

t

)

15

,

3

(

t

)

83

,

3

(

1

t

)

78

,

31

(

)

91

,

9

(

t

YS

ln

097

,

0

YS

ln

124

,

0

BO

ln

812

,

0

41

,

2

BO

ln

 

                                         

t

4

t

)

38

,

2

(

3

t

)

51

,

4

(

2

t

)

19

,

4

(

1

t

)

97

,

4

(

ˆ

x

019

,

0

x

032

,

0

x

036

,

0

x

064

,

0

ξξξξ

++++

++++

++++

++++

++++

 

   

                                     

R2 = 0,998 ;     DW = 1,961   ;     

0116

,

0

ˆ

±±±±

====

σσσσ

ξξξξ

 

 

  

Nie trudno jest zauwa y ,  e oszacowania modelu (9) w porównaniu z modelem (8) 

uległy jedynie nieznacznym zmianom. Współczynnik determinacji wskazuje,  e zmienno  

teoretyczna  zlinearyzowanej  postaci  modelu  stanowi  99,8%  zmienno ci  empirycznej  tej 

postaci.  Z  kolei  odchylenie  standardowe  pozwala  nam  stwierdzi ,  i   przybli ona  rednia 

warto   udziału  reszt  w  warto ciach  teoretycznych  zdelogarytmowanej  postaci  modelu 

stanowi  około  1,16  %.  Mimo,  i   model  jest  dynamiczny,  warto   statystyki  Durbina-

Watsona  bliska  wielko ci  równej  dwa,  wskazuje  na  du e  prawdopodobie stwo  usuni cia 

skutków  autokorelacji  w  wyniku  zastosowanej  procedury  estymacyjnej.  Pozwala  to  z 

wi kszym  zaufaniem  odnie   si   do  ocen  parametrów  i  obliczonych  warto ci  statystyk  t-

Studenta  umieszczonych  w  nawiasach  pod  ocenami.  Z  uwagi  na    wielko   obliczonych 

statystyk  mo emy  uzna ,  i   parametry  rozpatrywanego  modelu  w  sensie  statystycznym 

istotnie ró ni  si  od zera. Tym samym ze stosunkowo du ym zaufaniem rozwa y  mo emy 

badane za pomoc  modelu relacje mi dzy zmiennymi.  

 

4. Krótko i długookresowa analiza otrzymanych wyników 

 

 

Analiz   rozpocznijmy  od  zbadania  wpływu  pojawienia  si   i-tego  rocznika 

absolwentów  na  wielko   bezrobocia.  W  tym  celu  dokonajmy  segmentacji  rocznikowej 

zaakceptowanej  pod  wzgl dem    statystycznym  wersji  modelu  bezrobocia.  Uwzgl dniaj c 

wła ciwo ci  zmiennych  zero-jedynkowych 

x

ti

  dla  kolejnych  okresów  w  których  pojawiaj  

si  nowe roczniki absolwentów otrzymujemy nast pujace wyra enia:  

 

(10.0)         

lnBOt(0) = lnAt                                                              (i=0 dla t=1,2...,5 ), 

 

(10.1)         

lnBOt(1) = lnAt + 0,064                                                 (i=1 dla t=6,7,...,17),

  

 

(10.2)         

lnBOt(2) = lnAt + 0,064 + 0,036                                    (i=2 dla t=18,19,...,29),

 

 

(10.3)         

lnBOt(3) = lnAt + 0,064 + 0,036 +0,032                        (i=3 dla t=30,31,...,41),

 

 

(10.4)         

lnBOt(4) = lnAt + 0,064 + 0,036 +0,032 + 0,019           (i=4 dla t=42,43,...,53),

 

 

 

gdzie: 

 

(11)                    

1

t

t

1

t

t

YS

ln

097

,

0

YS

ln

124

,

0

BO

ln

812

,

0

41

,

2

A

ln

++++

−−−−

−−−−

−−−−

++++

====

. 

 

 

 

 

9 

 

Z powy szych relacji wynika, i  

 

(12.1)             

,

064

,

0

BO

BO

BO

BO

BO

BO

ln

BO

ln

BO

ln

)

0

(

t

)

0

(

t

)

1

(

t

)

0

(

t

1

)

0

(

t

)

1

(

t

1

====

−−−−

====

∆∆∆∆

≅≅≅≅

−−−−

====

∆∆∆∆

 

 

(12.2)             

,

036

,

0

BO

BO

BO

BO

BO

BO

ln

BO

ln

BO

ln

)

1

(

t

)

1

(

t

)

2

(

t

)

1

(

t

2

)

1

(

t

)

2

(

t

2

====

−−−−

====

∆∆∆∆

≅≅≅≅

−−−−

====

∆∆∆∆

 

 

(12.3)             

,

032

,

0

BO

BO

BO

BO

BO

BO

ln

BO

ln

BO

ln

)

2

(

t

)

2

(

t

)

3

(

t

)

2

(

t

3

)

2

(

t

)

3

(

t

3

====

−−−−

====

∆∆∆∆

≅≅≅≅

−−−−

====

∆∆∆∆

 

 

(12.4)             

,

019

,

0

BO

BO

BO

BO

BO

BO

ln

BO

ln

BO

ln

)

3

(

t

)

3

(

t

)

4

(

t

)

3

(

t

4

)

3

(

t

)

4

(

t

4

====

−−−−

====

∆∆∆∆

≅≅≅≅

−−−−

====

∆∆∆∆

 

 

 

Na podstawie (12.1) powiemy, i  w warunkach niezmienno ci produkcji sprzedanej 

(tzn. YS

t

=const. ) pojawienie si  na rynku pracy absolwentów szkół  rednich i zasadniczych 

zawodowych  w  miesi cu  czerwcu   1991  roku spowodowało natychmiastowy  przybli ony 

wzrost  bezrobocia  o  około  6,4  %.  Przy  wi kszej  precyzji  oblicze     wykaza   mo emy,  i  

przyrost ten wyniesie [(exp0,064)-1]100=6,61% bez uwzgl dnienia poprawki wynikaj cej z 

bł du szacunku. Gdyby, produkcja sprzedana nie uległa zmianie prowadziłoby to w długim 

okresie  do  wzrostu  bezrobocia  o  około    [0,064/(1-0,812)]100=34,04%  (przy  wi kszej 

precyzji  oblicze   -  o  około  40,55%).  Z  kolei  na  podstawie  (12.2)  powiemy,  e 

spowodowany  podobnymi  przyczynami  przybli ony  efekt  kótkookresowy  w  1992  roku 

wyniósł  3,6%  prowadz c  do  długookresowego  wzrostu  bezrobocia  rz du  19,15%.  W 

nast pnym roku efekty te zmniejszyły si  odpowiednio do poziomów 3,2% oraz 17,02%. W 

ostatnim badanym roku wyniosły one ju  odpowiednio 1,9% i  10,11%. Fakt , i   efekty te 

malej  dla kolejnych lat wskazuje na zwi kszanie si  zdolno ci gospodarki do absorbowania 

bezrobocia. 

 

Zastanówmy  si   obecnie  nad  zmianami  bezrobocia  wynikaj cymi  z  przyczyn 

koninkturalnych.  Przy  czym  wnioski  nasze  opiera   b dziemy  na  symptomie  produktu 

krajowego  brutto,  to  znaczy  na  produkcji  sprzedanej  przemysłu. Z  modelu (9)  wynika,  e 

wzrost  produkcji  sprzedanej    w  okresie  t  o  1%,  przy  niezmienno ci  innych  warunków, 

prowadzi   b dzie  do  spadku  bezrobocia  w  tym  samym  okresie  o  około  0,124%.  Mówi c 

niezmienno  innych warunków mamy na my li  mi dzy innymi sytuacj  w której produkt 

sprzedany  w  okresie  t+1  pozostanie  na  poziomie  produktu  z  okresu  t.  Przybli ony 

długookresowy  efekt    wspomnianej  zmiany  wyniesie  0,66%.  Gdyby  natomiast  produkcja 

sprzedana przemysłu w okresie t+1  w  stosunku do produkcji sprzedanej z okresu t miała 

wzrosn   o  1%  wywołałoby  to  spadek  bezrobocia  ju   w  okresie  t  o  około  0,097%,  co 

prowadziłoby do długookresowego spadku tego  bezrobocia o około 0,52%.  

 

Zastanówmy  si   obecnie  jakich  zmian  mo na  si   spodziewa   w  zakresie  spadku 

bezrobocia  z  przyczyn  koniunkturalnych,  je li  produkcja  sprzedana  zmienia   si  b dzie w 

tempie  z  ostatnich  dwu  i  pół  lat.  W  tym  celu  oszacowany  został  wykładniczy  model 

tendencji  rozwojowej  po  uprzednim  wyeliminowaniu  z  wielko ci  obserwowalnych 

produkcji  sprzedanej    efektów  sezonowych.  Wyniki  oszacowa   zlinearyzowanej  postaci 

modelu przedstawiaj  si  nast puj co: 

 

 

10 

(13)                                             

)

93

,

15

(

t

)

4

,

105

(

t

,

ˆ

t

00979

,

0

117

,

4

OYS

ln

ξξξξ

++++

++++

====

       

 

                                        

R2=0,904  ;       DW=2,172

    ;     

0277

,

0

ˆ

±±±±

====

σσσσ

ξξξξ

,       

 

gdzie  zmienna  OYS

t

    reprezentuje  warto ci  empiryczne  produkcji  sprzedanej  przemysłu 

oczyszczone  z  efektów  sezonowych  w  okresie od stycznia 1993r do maja 1995 roku. Pod 

wzgl dem  statystycznym  model  ocenimy  jako  poprawny.  Na  jego  podstawie  okre li  

mo emy  przeci tn   miesi czn   dynamik   zmian  produkcji  sprzedanej  w  analizowanym 

okresie.  Poniewa   [(exp0,00979)-1]100=0,984%,  powiemy  e  przeci tny  miesi czny 

przyrost produkcji sprzedanej wynosił 0,984%. Prowadzi to do przeci tnej rocznej dynamiki 

tej produkcji równej [(1+0,00984)

12

-1]100=12,47%.  

 

Z drugiej strony model (7), abstrahuj c od efektów sezonowych z tytułu pojawienia 

si   na  rynku  pracy  absolwentów  szkół  rednich  oraz  składnika  losowego,  przedstawi  

mo emy w nast puj cej równowa nej dla niego postaci: 

 

(14)                                      

,

YS

YS

BO

A

BO

a

1

)

t

a

1

(

1

b

1

t

a

1

)

t

a

1

(

0

b

t

t

a

0

a

1

t

a

1

0

t

−−−−

−−−−

++++

−−−−

−−−−

−−−−

−−−−

====

  

 

gdzie BO

0

 jest warto ci  inicjuj c  (bazow ) bezrobocia dla okresu t. 

 

Poniewa   zakładamy  stałe  miesi czne  tempo  wzrostu  produkcji  sprzedanej 

wynosz ce r100=0,984%, wi c model (14) zapisa  mo emy nast puj co: 

 

(15)                                      

a

1

)

t

a

1

(

1

b

t

a

1

)

t

a

1

(

0

b

t

t

a

0

a

1

t

a

1

0

t

)]

r

1

(

YS

[

YS

BO

A

BO

−−−−

−−−−

−−−−

−−−−

−−−−

−−−−

++++

====

, 

 

lub w innej nieco formie:  

(16)                                      

a

1

)

t

a

1

(

1

b

a

1

)

t

a

1

)(

1

b

0

b

(

t

t

a

0

a

1

t

a

1

0

t

)

r

1

(

YS

BO

A

BO

−−−−

−−−−

−−−−

−−−−

++++

−−−−

−−−−

++++

====

. 

 

 

Ostatecznie otrzymujemy: 

 

(17)                                      

a

1

)

t

a

1

)(

1

b

2

0

b

(

a

1

)

t

a

1

)(

1

b

0

b

(

)

t

(

0

t

a

0

a

1

t

a

1

0

t

)

r

1

(

YS

BO

A

BO

−−−−

−−−−

++++

−−−−

−−−−

++++

−−−−

−−−−

++++

====

. 

 

gdzie YS

0(t) 

 jest warto ci  bazow  produkcji sprzedanej dla okresu t co oznacza,  e 

 

(18)                                                              

Yt = Y0(t)(1+r).  

 

 

Zauwa my,  e parametr:  

 

(19)                                                     

)

a

1

(

a

1

b

2

b

E

t

1

0

t

)

YS

/

BO

(

−−−−

−−−−

++++

====

 

 

pozwala  okre li     miesi czne  tempo  zmian  bezrobocia  z  tytułu  stałego  tempa  wzrostu 

produkcji  sprzedanej.  Warto   ta  zmierza  do  wielko ci 

(b

0

+2b)/(1-a),  gdy  t  zmierza  do 

niesko czono ci.  

 

 

11

Mo emy wykaza ,  e 

 

                                     

dla t=30 ( czerwiec 1993)   E

(BO/YS)30 

=  -1,688, 

 

                                     dla t=42 ( czerwiec 1994)   E

(BO/YS)42 

=  -1,691

 

, 

 

                                     dla t=54 ( czerwiec 1995)   E

(BO/YS)54 

=  -1,691 . 

 

 

Tempo  spadku  bezrobocia  spowodowane  utrzymaniem  si   wzrostu  produkcji 

sprzedanej  przemysłu  na  poziomie 

0,984  %  miesi cznie  w  kolejnych  latach  miesi ca 

czerwca oceni  mo emy na nast puj cym poziomie: 

 

                                          

%

639

,

1

100

]

1

)

00984

,

0

1

[(

V

688

,

1

30

t

−−−−

====

−−−−

++++

====

−−−−

====

 

 

                                          

%

642

,

1

100

]

1

)

00984

,

0

1

[(

V

691

,

1

42

t

−−−−

====

−−−−

++++

====

−−−−

====

 

 

                                          

%

642

,

1

100

]

1

)

00984

,

0

1

[(

V

691

,

1

54

t

−−−−

====

−−−−

++++

====

−−−−

====

 

 

 

Oznacza  to,  e  roczne  tempo  spadku  bezrobocia  wywołane  omawian   przyczyn  

obliczone według nast puj cej formuły  

 

V=[(1+0,00984)

12 E(BO/YS)

 - 1]100%  

 

w  przybli eniu  wynosi 

18%.  Aby  wi c  zlikwidowa   długookresowe  skutki  wzrostu 

bezrobocia wynikaj ce z pojawienia absolwentów na rynku, które były szczególnie silne w 

latach  1991-1993,  obserwowana  w  dwu  ostatnich  latach  dynamika  wzrostu  produkcji 

powinna si  utrzyma  przez dłu szy okres. 

 

 

LITERATURA 

 

[1] Begg D.,Fischer S.,Dornbusch R.: Ekonomia t.2, PWE, Warszawa 1992 

[2] Bezrobocie w Polsce I-III kwartał 1994, GUS, Warszawa 

[3] Biuletyny Statystyczne z lat 1991-1995, GUS, Warszawa 

[4] McKenzie R.B., Kamersschen B, Nardinelli Z.: Ekonomia, Fundacja Gospodarcza    

     „Solidarno ”, Gda sk 1991 

[5] Samuelson P.A., Nordhaus S.: Ekonomia t.1, PWE, Warszawa 1995 

[6] Stewart M.B., Wallis K.F.: Introductory Econometrics,Basil Blackwel  Oxford,1981 

[7] Strzała K.: Ekonometria inaczej, Wydawnictwo UG, Gda sk 1994 

[8] Tu P.N.V.: Dynamical systems, Springer-Verlag , Berlin -Heidelberg 1992