mobilita práce a přizpůsobení trhu práce v EU

výchozí bod a předchozí zjištění

s omezenými údaji o mobilitě práce je standardním přístupem v literatuře postupovat podle metodiky Blanchard and Katz (1992). Blanchard a Katz (1992) se odchylují od pozorování, že změny relativní úrovně zaměstnanosti napříč státy USA přetrvávají v průběhu času, zatímco relativní nezaměstnanost a míra aktivity jsou stacionární proměnné (tj. šoky na tyto proměnné po určité době zmizí). Hlavní myšlenkou je, že pokud mají asymetrické šoky trvalý vliv na zaměstnanost, ale ne na nezaměstnanost a míru aktivity, musí být změna úrovně zaměstnanosti absorbována změnami v populaci v produktivním věku. Za předpokladu, že šoky poptávky po pracovní síle neovlivňují demografické trendy, musí reakce relativní populace odrážet reakci mobility pracovních sil.

Blanchard a Katz (1992) zjistili, že v typickém americkém státě 1% přechodný negativní šok poptávky po práci zvyšuje míru nezaměstnanosti o 0.32 procentních bodů nad celostátním průměrem v prvním roce a snižuje míru aktivity o 0,17 procentního bodu. Účinky na nezaměstnanost a míru aktivity zmizí po 5 až 7 letech; ty na relativní zaměstnanosti se postupně zvyšují a po 4 letech dosahují vrcholu -2%. Tento vzorec znamená podstatnou roli mezistátní mobility v prvních letech po šoku.

následná analýza aplikovala stejný rámec na jiné zeměpisné oblasti. Tabulka 1 shrnuje empirická zjištění těchto studií. V každém řádku tabulky se uvádí, kolik počátečního šoku poptávky po pracovní síle je absorbováno po 1 roce změnami míry nezaměstnanosti, míry aktivity a mobility pracovních sil, jak odhadují různé studie.

Decressin a Fatás (1995) uplatňují rámec Blanchard-Katz, aby prozkoumali regionální mobilitu pracovních sil v EU a porovnali výsledky s výsledky získanými pro státy USA. Jejich vzorek pokrývá období 1975-1987 a zahrnuje regiony pro Francii, Německo, Itálii, Spojené království a Španělsko; Belgie, Dánsko, Irsko, Řecko, Nizozemsko a Portugalsko se považují za jednotlivé regiony. Zjistili, že Přizpůsobení trhu práce v EU je charakterizováno tlumenou reakcí mobility pracovních sil ve srovnání s USA, zatímco reakce míry aktivity se jeví silnější. V Evropě trvá přibližně 4 roky, než zmizí vliv na míru aktivity a míru nezaměstnanosti. V USA představuje čistá mezistátní mobilita během prvního roku 52 % změny relativní zaměstnanosti a po 3 letech 70%. V Evropě představuje mobilita až po třetím roce podíl podobný podílu dosaženému v USA po pouhém 1 roce.

Bentolila a Jimeno (1998) analyzují reakci typického španělského regionu na šok poptávky po pracovní síle a zjistili, že za období 1976-1994 nese nezaměstnanost významný zlomek úpravy, což představuje asi jednu třetinu změny zaměstnanosti po 3 letech.

Dao et al. (2014) přehodnotí úpravu amerických států, která rozšiřuje vzorek Blanchard a Katz na 20 dalších let. Ve srovnání s Blanchardem a Katzem zjistili, že role účasti a nezaměstnanosti se zvýšila, zatímco příspěvek mezistátní mobility se snížil. Při použití metodiky na evropské regiony zjistí, že krátkodobá odezva mobility pracovních sil se v průběhu času zvýšila.

Beyer and Smets (2015) přehodnotí srovnání mezi úpravami amerického a evropského trhu práce provedenými Decressin a Fatás. Zejména posuzují Samostatně přizpůsobení se šokům specifickým pro region, běžným šokům s asymetrickými účinky a národním šokům. Zjistili, že významný rozdíl mezi EU a USA lze nalézt pouze v reakci mobility na běžné šoky s asymetrickými účinky. Naproti tomu reakce mobility na otřesy specifické pro region hraje relativně malou roli jak pro EU, tak pro USA a zdá se, že v průběhu času klesá. Konečně, mobilita mezi zeměmi v reakci na otřesy specifické pro jednotlivé země je méně důležitá než mobilita mezi regiony v reakci na otřesy specifické pro jednotlivé regiony.

většina studií o EU se zaměřuje na regionální Přizpůsobení trhu práce. Jen málokdo se zabýval úlohou mobility pracovních sil pro dynamiku národního trhu práce. Ve studii o eurozóně pokrývající období 1970-2005 l ‘ Angevin (2007b) zjistil, že mezistátní mobilita hraje v zemích eurozóny malou roli a že ve srovnání s USA trvá více času, než se nezaměstnanost a účast po šoku vrátí k dlouhodobé rovnováze.Poznámka pod čarou 9 trh práce v eurozóně, který omezuje vzorek na období 1990-2005, reaguje obdobně jako trh práce v USA, přičemž ve střednědobém horizontu má větší podíl mobility pracovních sil.

SPECIFIKACE rámce VAR

empirická SPECIFIKACE je motivována teoretickým rámcem, ve kterém jsou výrobní faktory mobilní v řadě zemí (regionálních jednotek). Každá země může být myšlenka na výrobu daného svazku produktů. To umožňuje asymetrické ekonomické šoky, to znamená posuny vnější poptávky, které postihují některé země, ale ne jiné. Vztah poptávky po práci v zemi i a rok t lze vyjádřit jako

kde w i, t představuje míru mezd, n i, t zaměstnanost a z i, t poptávka po práci. Koeficient d je pozitivní, což odráží negativně klesající poptávku po produktech dané země.

všechny proměnné jsou v logaritmech, aby umožnily jednoduchou lineární formulaci. Ještě důležitější je, že všechny proměnné jsou vyjádřeny ve vztahu k (váženému) průměru zemí ve vzorku. To odstraňuje trendy, které jsou společné pro všechny země, a umožňuje zaměřit se na asymetrické (spíše než běžné) šoky.

relativní poptávka po pracovní síle závisí na relativních mzdách a charakteristikách specifických pro danou zemi x d, které ovlivňují rozhodování firem v místě a nemění se v průběhu času (tj. jsou zdrojem trvalých rozdílů v úrovni zaměstnanosti):

kde \ ({\varepsilon}_{i, t}^d \) je šok poptávky po pracovní síle specifický pro danou zemi. Změny v nabídce práce jsou způsobeny relativním rozdílem mezd, místními podmínkami na trhu práce (míra nezaměstnanosti u) a dalšími charakteristikami specifickými pro jednotlivé země, které ovlivňují místní preference pracovníků:

kde \ ({\varepsilon}_{i, t}^S\) je šok pro konkrétní zemi. Vztah mezi mzdou a nezaměstnaností je

model je uzavřen nezaměstnaností definovanou jako rozdíl mezi nabídkou práce a poptávkou po práci:

z dlouhodobého hlediska je relativní růst zaměstnanosti a relativní nezaměstnanost určovány následujícími rovnicemi:

růst zaměstnanosti je určen faktory specifickými pro jednotlivé země x di A x si . V zemích atraktivnějších pro firmy vede příliv firem k vyšším mzdám a nižší nezaměstnanosti, což stimuluje příchod pracovníků, kteří umožňují trvale vyšší růst zaměstnanosti. V zemích atraktivnějších pro jednotlivce příliv pracovníků tlačí mzdy dolů a nezaměstnanost nahoru. Mobilita pracovních sil a firem zajišťuje, že vliv šoků poptávky po pracovní síle na relativní mzdy, nezaměstnanost a míru účasti je přechodný.

vzhledem k tomu, že proměnné jsou vyjádřeny ve vztahu k jejich souhrnným protějškům v EU, Eq. (3) lze chápat jako charakterizaci mobility pracovníků na základě relativních mezd a relativní nezaměstnanosti.Poznámka pod čarou 10 pokud je jedna země zasažena negativním Asymetrickým poptávkovým šokem, sníží se mzdy a zaměstnanost. Nižší mzdy a vyšší nezaměstnanost vedou k čisté migraci pracovníků, což zmírňuje dopady nezaměstnanosti a mezd; nižší mzdy také přitahují firmy a udržují tvorbu pracovních míst a mzdy. Celkový efekt závisí na pružnosti relativní poptávky po práci a relativní nabídky práce.

model VAR lze odhadnout, aby zkoumal reakci míry zaměstnanosti, nezaměstnanosti a účasti na asymetrický šok poptávky po pracovní síle, tj. všechny proměnné jsou vyjádřeny jako odchylky od příslušných průměrů EU. Skutečnost, že asymetrické šoky mají trvalý vliv na úroveň zaměstnanosti, ale nikoli na míru nezaměstnanosti a účasti, má dva důsledky. Za prvé, ke změně úrovně zaměstnanosti musí dojít prostřednictvím mobility pracovních sil. Za druhé, VAR by měla být odhadnuta s relativní zaměstnaností v prvních rozdílech a mírou zaměstnanosti (definovanou v této metodice jako 1-míra nezaměstnanosti) a mírou aktivity v úrovních.

lze tedy odhadnout následující VAR:

kde v Je to vektor (Δn it, le it , lp it ); Δn je to první rozdíl logaritmu zaměstnanosti v zemi i mínus logaritmus celkové zaměstnanosti v EU; le je to logaritmus míry zaměstnanosti (1 − míra nezaměstnanosti) v zemi i mínus logaritmus míry zaměstnanosti (1 − míra nezaměstnanosti) v EU; a lp je to logaritmus míry účasti v zemi i mínus logaritmus míry účasti v EU. Klíčovou identifikační hypotézou rámce Blanchard and Katz (1992) je, že inovace rovnice růstu zaměstnanosti jsou exogenní šoky poptávky po práci. Toto je rozumná hypotéza, pokud je korelace mezi mírou nezaměstnanosti a růstem zaměstnanosti negativní, zatímco tato korelace je pozitivní, pokud růst pochází převážně z nabídky práce. Panelová regrese míry nezaměstnanosti na růst zaměstnanosti dává významný sklon (-0,56), což znamená, že hypotéza, že inovace růstu zaměstnanosti většinou představují poptávkové šoky, platí i pro vzorek EU.

hypotéza, že inovace růstu zaměstnanosti představují otřesy poptávky po práci, je realizována prostřednictvím ortogonalizovaných (tj. nekorelovaných) šoků. Vzhledem k tomu, že matice rozptylu-kovariance odhadovaných chyb ε t pravděpodobně nebude diagonální (tj. chyby v rovnici budou pravděpodobně korelovány), musí být zbytky rovnic rozloženy tak, aby se staly ortogonálními. Choleský rozklad představuje standardní způsob, jak toho dosáhnout. V praxi spočívá v uspořádání proměnných ve VAR tak, aby šoky na proměnné, které přicházejí dříve, ovlivňovaly současně následující proměnné, zatímco ty, které přišly poté, ovlivňují předchozí proměnné pouze se zpožděním. Zejména se předpokládá, že šoky poptávky po pracovní síle ovlivňují současně míru nezaměstnanosti a míru účasti, se zpožděnou zpětnou vazbou na růst zaměstnanosti. To znamená, že změny relativního růstu zaměstnanosti v průběhu roku odrážejí otřesy poptávky po pracovní síle v jednotlivých zemích. Předpokládá se, že nárazové účinky na straně nabídky působí prostřednictvím nekorelovaných šoků na míru zaměstnanosti nebo míru účasti.

dalším identifikačním předpokladem je, že charakteristiky specifické pro jednotlivé země vytvářejí konstantní rozdíly mezi zeměmi, které lze modelovat jako fixní efekty f i . Vzhledem k tomu, že fixní efekty jsou korelovány s regresory prostřednictvím zpožděných závislých proměnných, jsou fixní efekty eliminovány vyjadřující proměnné jako odchylku od jejich prostředků specifických pro danou zemi. Tedy panel var řádu 2 (tj. dvě MAS pro každou proměnnou) se odhaduje, že OLS sdružuje země EU poté, co tyto proměnné ponížil, aby odstranil fixní účinky země.

dostupnost údajů o mzdách na národní úrovni umožňuje prozkoumat, kolik šoku poptávky po práci je absorbováno změnami relativních reálných mezd. Zahrnutí mezd do některých specifikací umožňuje lépe identifikovat šok poptávky po práci, kde by jejich reakce měla být pozitivní, od šoku z nabídky práce, kde by jejich reakce měla být negativní. Při identifikaci šoků se předpokládá, že reálné mzdy reagují současně na šoky poptávky po práci a současně ovlivňují nabídku práce prostřednictvím změn v zaměstnání nebo v míře aktivity.Poznámka pod čarou 11

a konečně, všimněte si, že, jak je standardní praxe v literatuře (např. Blanchard and Katz 1992; Obstfeld and Peri 1998; Dao et al. 2014), čisté migrační toky jsou určeny aritmetickým spojením (změn) populace s (změnami) zaměstnaností, nezaměstnaností a aktivní populací. Pokud P je populace v produktivním věku, L je pracovní síla a N je zaměstnanost, pak tato aritmetika může být vyjádřena jako P = n + (L-N) + (P-L) = N +(1-e) L + (1 − p)P, kde e je míra zaměstnanosti (zde definovaná jako 1-míra nezaměstnanosti) a p je míra účasti. Z toho vyplývá, že vztah mezi tempem růstu (procentuální změny) těchto proměnných (přibližně rovna změně proměnné v protokolech) je lineární: dlog P = dlog N − dlog e − dlog p.

je věrohodným předpokladem, že reakce obyvatelstva v produktivním věku na otřesy poptávky po práci jsou poháněny geografickou mobilitou, ale lze nalézt další empirické argumenty. Korelace mezi růstem zaměstnanosti a řadou “hrubá míra čisté migrace a statistické úpravy” je ve skutečnosti 0,42 v EU-15 pro období 1980-2014 A 0,54 pro období po roce 1998. Korelace zůstává vysoká a významná, i když jsou série detrended.

úprava trhu práce: popisná analýza

před zkoumáním přínosu mobility pracovních sil k přizpůsobení se trhu práce je vhodné přezkoumat některá stylizovaná fakta o dynamice zaměstnanosti, nezaměstnanosti a účasti na trhu práce napříč zeměmi EU.

analýza se provádí na každoroční databázi panelů, která zahrnuje 15 členů EU před rozšířením na období 1970-2013. Údaje jsou převzaty z roční makroekonomické databáze (AMECO) generálního ředitelství ECFIN Evropské komise. Zaměstnanost a kompenzace na zaměstnance jsou z národních účtů, nezaměstnanost a míra aktivity z průzkumu pracovních sil; kompenzace na zaměstnance jsou deflovány deflátorem HDP.Poznámka pod čarou 12

obrázek 6 zobrazuje pro všechny země ve vzorku tempo růstu úrovně zaměstnanosti, míry aktivity a míry zaměstnanosti (1 − míra nezaměstnanosti) ve vztahu k průměru EU Od počátku 70. let.definování proměnných jako odchylek od průměru EU umožňuje zaměřit se na asymetrické šoky. Změny v mobilitě pracovních sil jsou odvozeny jako reziduální ze změn v zaměstnání, které nelze přičíst změnám v nezaměstnanosti nebo míře aktivity (viz výše). Na Obr. 6, změny mobility lze měřit odečtením změn aktivity i míry zaměstnanosti od růstu zaměstnanosti podél svislé osy. Vizuální kontrola dat odhaluje rozmanitost napříč zeměmi, ale jen málo stylizovaných faktů vyniká.

dynamika trhu práce ve vybraných evropských zemích vzhledem k průměru EU (kumulativní růst od roku 1970). Poznámka: graf ukazuje tempo růstu národních proměnných ve vztahu k tempu růstu EU15. Pro zaměření na vývoj hospodářského cyklu je každá relativní proměnná vyjádřena jako odchylka od jejího průměru za celé období. Zdroj: Evropská komise, databáze GŘ ECFIN AMECO

podpora metodické platnosti přístupu Blanchard-Katz, relativní růst zaměstnanosti a relativní změny v činnosti a míře nezaměstnanosti mají tendenci oscilovat kolem konstantních průměrů.

u některých zemí (např. Rakousko, Německo a Irsko až do krize) se národní vývoj odchyluje jen dočasně od průměru EU, což svědčí o významu společných šoků.

recese, které následovaly po dvou ropných šocích na počátku 70. let, měly pouze dočasný vliv na růst zaměstnanosti v několika zemích. To výrazně kontrastuje s přetrvávajícími dopady finančních krizí, které postihly Švédsko a Finsko na počátku 90.let, nebo s dopady finanční krize v Řecku, Portugalsku a Španělsku v roce 2008. Pro tyto země, šoky růstu zaměstnanosti měly trvalejší účinky na nezaměstnanost, v souladu s důkazy předloženými Calvo et al. (2012) tato úprava trhu práce je pomalá, zejména v recesích vyvolaných narušením úvěrového kanálu.Poznámka pod čarou 13

kolísání růstu zaměstnanosti ve srovnání s průměrem EU je spojeno se změnami v činnosti, míře nezaměstnanosti nebo obojím. Například výkyvy růstu zaměstnanosti byly doprovázeny změnami relativní nezaměstnanosti v Německu, Irsku, Itálii a Finsku, zatímco v Nizozemsku, Francii a Švédsku se relativní růst zaměstnanosti pohybuje spolu s relativní mírou aktivity.

jak je uvedeno výše, rozdíl mezi růstem zaměstnanosti a součtem procentuální změny aktivity a míry zaměstnanosti se musí rovnat procentuální změně populace v produktivním věku, která zase odráží toky pracovní mobility. Tendence k větší vnitřní mobilitě je patrná ve Španělsku, Irsku, Lucembursku a Nizozemsku; vnější mobilita je pozorována ve Finsku, Portugalsku a Švédsku. Trvalý příliv pracovníků charakterizoval nárůst španělské a irské zaměstnanosti před krizí v roce 2008. Krize tento trend zvrátila jen částečně, negativní šok poptávky po pracovní síle vedl k obrovskému zničení pracovních míst a omezenému poklesu růstu populace v produktivním věku. Tento vzorec kontrastuje s vývojem Finska po recesi na počátku 90.let, kdy silný nárůst nezaměstnanosti byl doprovázen trvalým a značným poklesem míry aktivity.

jako další krok je analyzováno, do jaké míry je růst zaměstnanosti, nezaměstnanost a míra aktivity poháněna běžnými nebo asymetrickými šoky v různých členských státech. Tato analýza je shrnuta v tabulce 2. V návaznosti na standardní praxi v literatuře jsou odchylky proměnných na úrovni jednotlivých zemí ustupovány ve vývoji agregátu EU-15. Β-koeficienty udávají, kolik změn v agregátu EU je převedeno na národní proměnné ve stejném roce, zatímco R 2 měří sílu vztahu mezi národními a agregátními proměnnými. Za zmínku stojí několik faktů.

v průměru 40 % výkyvů růstu zaměstnanosti v jednotlivých zemích je vysvětleno vývojem v EU-15, který je v souladu se zjištěními L ‘ Angevina (2007a, b) v období 1973-2005. To naznačuje, že společné šoky v EU jsou v zemi relevantnější než na regionální úrovni, ale méně relevantní než v případě amerických států.Poznámka pod čarou 14

růst zaměstnanosti ve většině zemí velmi koreluje s vývojem na úrovni EU; zdá se, že v Rakousku, Dánsku, Řecku a Lucembursku převládají asymetrické šoky.

míra nezaměstnanosti na úrovni zemí obecně silněji koreluje se souhrnem EU než v případě růstu zaměstnanosti. Totéž platí pro míru aktivity, s významnými výjimkami Dánska, Finska a Švédska.

přizpůsobení Asymetrickým šokům poptávky po práci: důkaz

výsledky odhadů modelu VAR jsou shrnuty odpovídajícími funkcemi impulsní odezvy, které ukazují odezvu proměnných na pozitivní šok poptávky po práci s jednou směrodatnou odchylkou. Regresní výstup z odhadu dvou modelových variant (s výjimkou a včetně mezd) je uveden v doplňkovém souboru 2.

Obrázek 7 ukazuje reakce zaměstnanosti, míry nezaměstnanosti, míry aktivity a přechodu na pozitivní šok poptávky po práci pro celý vzorek (horní panel) a pro předkrizové období (spodní panel). Výsledky jsou uvedeny samostatně ve specifikaci parsimonious var bez reálné mzdy (levé panely) a pro specifikaci včetně mzdové rovnice (pravé panely). Zatímco grafy ukazují účinky pozitivního šoku poptávky po práci, reakce na negativní šok je symetrická. Pro prezentační účely nejsou intervaly spolehlivosti zobrazeny. Reakce míry zaměstnanosti a míry aktivity jsou významné na 5% po dobu asi 10 let, zatímco odezva zaměstnání je vždy významná.Poznámka Pod Čarou 15

reakce na pozitivní šok poptávky po pracovní síle v dané zemi. Poznámka: vodorovná osa představuje roky po šoku. Svislá osa představuje body protokolu. Mobilita je definována jako změna zaměstnanosti, která není vysvětlena změnami míry zaměstnanosti (definovanými jako 1-míra nezaměstnanosti) nebo mírou aktivity. Zdroj: vlastní výpočty

výsledky naznačují, že podle očekávání mají šoky poptávky po pracovní síle za následek především kolísání míry nezaměstnanosti a míry aktivity. Tyto účinky se v průběhu času velmi pomalu rozptýlí. Naopak vliv na mobilitu a reálné mzdy je při dopadu menší a postupně narůstá.

v období 1970-2013 je průměrná velikost zjištěných šoků poptávky po pracovní síle přibližně 1,1 %. Vliv na zaměstnanost je trvalý a dosahuje maxima přibližně po 4 letech, než klesne na hodnotu trvale vyšší, než je počáteční úroveň. Během 1 roku míra nezaměstnanosti klesá a míra aktivity stoupá přibližně o 0,5 a 0,3 procentního bodu nad průměrem EU. Vliv šoku na míru nezaměstnanosti a aktivity je velmi trvalý a trvá déle než 5 let.

pracovní mobilita se zvyšuje o 0.3 % První rok a vrcholy asi po 10 letech. V prvním roce tedy míra nezaměstnanosti, míra aktivity a mobilita pracovních sil absorbují 43, 32 a 25 % počátečního šoku z poptávky po pracovní síle. Podíl počátečního poptávkového šoku absorbovaného změnami v populaci v průběhu času stoupá.

celkově vzato, analogicky s předchozími studiemi, výsledky naznačují, že ve střednědobém výhledu je velká většina asymetrických poptávkových šoků absorbována úpravou relativní míry aktivity a mobility, přičemž první z nich je citlivější v prvních letech po šoku, zatímco druhý po několika letech převládá.

v předkrizovém vzorku (1970-2007) se odhaduje, že průměrný šok je přibližně stejně velký, ale trvalejší. V reakci na šok, během prvního roku, míra nezaměstnanosti klesá o 0.3 procentní body a míra aktivity se zvyšuje o 0,4 procentního bodu. Během prvního roku míra nezaměstnanosti a míra aktivity absorbují asi 34 a 38 % šoku z poptávky po pracovní síle.Poznámka pod čarou 16 ve srovnání s celým vzorkem je odezva nezaměstnanosti slabší a trvalejší; naproti tomu odezva míry aktivity je větší a trvalejší. Klíčový rozdíl mezi oběma obdobími je zjištěn v reakci na mobilitu pracovních sil, která se zdá být méně citlivá na šok v předkrizovém období. V celém vzorku je odpověď asi 0.5% po 5 letech, zatímco v předkrizovém vzorku je pod 0,4%.

z dlouhodobého hlediska představuje nárůst nabídky práce prostřednictvím vyšší míry aktivity a větší mobility pracovních sil 40 a 60 % celkového nárůstu zaměstnanosti. Údaje za předkrizové období jsou 40 a 50 %. Ukazuje se také, že zatímco pro celý vzorek za méně než 8 let se mobilita stává prominentní formou přizpůsobení, pro předkrizové období trvá více než 11 let, než mobilita předstihne míru aktivity jako nejdůležitější přizpůsobovací kanál.

důkazy naznačují, že od začátku krize v roce 2008 hrála mobilita při úpravě trhů práce důležitější roli než v minulosti; naproti tomu úprava míry nezaměstnanosti a aktivity byla poměrně krátkodobá. To je v souladu se zjištěním, že míra aktivity byla v EU od roku 2008 odolná, zatímco odrazující účinky se zdají být slabší než v předchozích poklesech.Poznámka pod čarou 17

tato zjištění zůstávají do značné míry nezměněna, pokud jsou do analýzy zahrnuty reálné mzdy. Pro celý vzorek se relativní reálné mzdy postupně zvyšují v reakci na pozitivní šok poptávky po pracovní síle a stabilizují se přibližně po 10 letech, zhruba souběžně se stabilizací nezaměstnanosti. V reakci na 1% šok se relativní mzdy po 10 letech mění asi o 0,5%. Zdá se, že zahrnutí mezd do modelu nemá velký význam pro úpravu relativní míry nezaměstnanosti, v souladu se zjištěními Blancharda a Katze (1992) pro americké státy a Bayoumi et al. (2006) pro kanadské provincie.Poznámka pod čarou 18

při omezování vzorku na předkrizové období se zdá, že reakce reálných mezd je podstatně tlumenější. Od roku 2008 se tedy relativní mzdy staly reaktivnějšími na cyklické podmínky specifické pro danou zemi.

je ekonomická úprava v rámci HMU Jiná než dříve? Reakce na asymetrický šok poptávky po pracovní síle byly také vypočteny pro rozdělení vzorku, které umožňuje odpovědět na tuto otázku: období před EMU a EMU. Obrázek 8 ukazuje, že úprava trhu práce se během období HMU v mnoha ohledech změnila.

reakce na pozitivní šok poptávky po pracovní síle v dané zemi. Poznámka: vodorovná osa představuje roky po šoku. Svislá osa představuje body protokolu. Mobilita je definována jako změna zaměstnanosti, která není vysvětlena změnami míry zaměstnanosti (definovanými jako 1-míra nezaměstnanosti) nebo mírou aktivity. Zdroj: vlastní výpočty

Za prvé, navzdory skutečnosti, že odhadovaný průměrný šok poptávky po pracovní síle je v obou obdobích přibližně stejně velký (1.1 % v prvním období a 1,0% ve druhém), reakce nezaměstnanosti je rychlejší a méně perzistentní v období EMU.Poznámka pod čarou 19 za druhé, míra aktivity vykazuje tlumenou a krátkodobou reakci na šok. Zatřetí, zdá se, že mobilita práce reaguje rychleji během období EMU a absorbuje větší část šoku než míra aktivity při jakémkoli zpoždění.Poznámka pod čarou 20 možné vysvětlení tohoto zjištění by mohlo souviset se skutečností, že míra aktivity v zemích EU byla ve větší míře poháněna strukturálními faktory, včetně souvislostí s reformami a politikami usnadňujícími účast žen a starších osob na trhu práce, a méně cyklickými faktory. Navíc rychlejší reakce obyvatelstva v produktivním věku může více odrážet účinek rozšíření než migrace národních občanů. A konečně se zdá, že reálné mzdy v období HMU reagují více na otřesy poptávky po pracovní síle v jednotlivých zemích. Před EMU je reakce reálných mezd na šok zpočátku ztlumena a po 5 letech se stává statisticky významnou. V období po EMU se mzdy výrazně liší od úrovně před šokem po druhém roce.Poznámka pod čarou 21

Tabulka 3 uvádí měření podílu asymetrického šoku poptávky po pracovní síle na cyklických výkyvech každé proměnné. Například 37 % výkyvů v míře aktivity je v horizontu 5 let přičítáno šoku poptávky po pracovní síle. Rozklad nezaměstnanosti není hlášen, protože triviálně otřesy poptávky po práci vysvětlují vůbec největší podíl výkyvů nezaměstnanosti.

před HMU představují šoky poptávky po práci značnou část rozptylu míry aktivity, zatímco tyto šoky jsou méně relevantní pro mzdy nebo pracovní mobilitu. Po měnové unifikaci dochází ke značné změně relativního významu šoků poptávky po pracovní síle. Do 1 roku zůstávají stále důležitější pro míru aktivity než pro mobilitu pracovních sil nebo růst reálných mezd; ve střednědobém až dlouhodobém horizontu se však šoky poptávky po pracovní síle stávají relativně důležitějšími pro rozptyl mobility pracovních sil. Tyto výsledky podtrhují zvýšenou úlohu mezd a mobility jako mechanismu přizpůsobení Asymetrickým šokům poptávky po pracovní síle.