arbeidsmobilitet og arbeidsmarkedsjustering i EU

Utgangspunkt og tidligere funn

med begrensede data om arbeidsmobilitet følger standardmetoden i litteraturen metodikken Av Blanchard Og Katz (1992). Blanchard og Katz (1992) avviker fra observasjonen at endringer i relative sysselsettingsnivåer over AMERIKANSKE stater vedvarer over TID, mens relativ arbeidsledighet og aktivitetsrater er stasjonære variabler (dvs. disse variablene visne bort etter en tid). Hovedideen er at dersom asymmetriske sjokk har varig effekt på sysselsettingen, men ikke på arbeidsledighet og aktivitetsnivå, må endringen i sysselsettingen absorberes av endringer i befolkningen i yrkesaktiv alder. Forutsatt at etterspørselssjokk ikke påvirker demografiske trender, må responsen til den relative befolkningen gjenspeile responsen til arbeidsmobilitet.

Blanchard og Katz (1992) finner at i en typisk amerikansk stat øker et 1% forbigående negativt etterspørselssjokk arbeidsledigheten med 0.32 prosentpoeng over landsgjennomsnittet det første året og senker aktivitetsraten med 0,17 prosentpoeng. Effektene på arbeidsledigheten og aktivitetsraten forsvinner etter 5 til 7 år; de på relativ sysselsetting bygger seg gradvis opp, med en topp på -2% etter 4 år. Dette mønsteret innebærer en betydelig rolle mellomstatlig mobilitet i de første årene etter sjokket.

Senere analyser anvendte det samme rammeverket til andre geografiske områder. Tabell 1 oppsummerer empiriske funn fra disse studiene. I hver linje i tabellen er det rapportert hvor mye av det første arbeidsbehovet sjokk absorberes etter 1 år av endringer i ledighet, aktivitetsraten og arbeidsmobilitet, som estimert av de ulike studiene.

Decressin og Fatá (1995) bruker Blanchard-Katz-rammeverket for å undersøke regional arbeidsmobilitet i EU og sammenligne resultatene med de som er oppnådd for DE AMERIKANSKE statene. Utvalget dekker perioden 1975-1987 og omfatter regioner For Frankrike, Tyskland, Italia, STORBRITANNIA Og Spania; Belgia, Danmark, Irland, Hellas, Nederland og Portugal er tatt som enkeltregioner. De finner at arbeidsmarkedstilpasningen i EU er preget av en dempet respons på arbeidsmobilitet sammenlignet med USA, mens responsen på aktivitetsratene virker sterkere. I Europa tar det ca 4 år for effekten på aktivitetsraten og arbeidsledigheten å forsvinne. I USA står netto interstatlig mobilitet innen det første året for 52 % av endringen i relativ sysselsetting og etter 3 år for 70 %. I Europa er det først etter det tredje året at mobilitet står for en andel som ligner den som ble nådd i USA etter bare 1 år.

Bentolila og Jimeno (1998) analyserer responsen fra den typiske spanske regionen til et etterspørselssjokk, og finner at for perioden 1976-1994 bærer arbeidsledigheten en betydelig brøkdel av justeringen, og står for om lag en tredjedel av endringen i sysselsetting etter 3 år.

Dao et al. (2014) revurdere justeringen AV de amerikanske statene som utvider Blanchard og Katz-prøven til 20 ekstra år. Sammenlignet Med Blanchard og Katz finner de at rollen som deltakelse og arbeidsledighet har økt, mens bidraget fra interstatlig mobilitet har gått ned. Ved å bruke metoden Til europeiske regioner finner de at den kortsiktige responsen på arbeidsmobilitet har økt over tid.

Beyer and Smets (2015) revurderer sammenligningen MELLOM AMERIKANSKE og Europeiske arbeidsmarkedstilpasninger Gjort Av Decressin og Fatá. Spesielt vurderer de separat tilpasningen til regionspesifikke sjokk, til vanlige sjokk med asymmetriske effekter og til nasjonale sjokk. De finner at en betydelig forskjell MELLOM EU og USA bare finnes i mobilitetens respons på vanlige støt med asymmetriske effekter. I motsetning til dette spiller mobilitetsresponsen på regionspesifikke sjokk en relativt liten rolle både FOR EU og USA og ser ut til å falle over tid. Til slutt er mobilitet mellom land som svar på landspesifikke støt mindre viktig enn den interregionale mobiliteten som svar på regionspesifikke støt.

de fleste studier av EU fokuserer på regional arbeidsmarkedstilpasning. Bare få har sett på arbeidsmobilitetens rolle for den nasjonale arbeidsmarkedsdynamikken. I en studie om euroområdet som dekker perioden 1970-2005, finner L ‘ Angevin (2007b) at interstatlig mobilitet spiller en mindre rolle i eurolandene, og at det i forhold TIL USA tar mer tid for arbeidsledighet og deltakelse å komme tilbake til en langsiktig likevekt etter sjokket.Fotnote 9 likevel, begrense utvalget til perioden 1990-2005, euroområdet arbeidsmarkedet reagerer på samme måte SOM USA, med et større bidrag av arbeidskraft mobilitet på mellomlang sikt.

Spesifikasjon AV var-rammeverket

den empiriske spesifikasjonen er motivert av et teoretisk rammeverk der produksjonsfaktorene er mobile på tvers av en rekke land (regionale enheter). Hvert land kan tenkes å produsere et gitt bunt av produkter. Dette gjør asymmetriske økonomiske sjokk mulig, det vil si endringer i ekstern etterspørsel som påvirker noen land, men ikke andre. Arbeidsetterspørselsforholdet i land i og år t kan uttrykkes som

hvor w i, t representerer lønnssatsen,n i, t sysselsetting og z i, t etterspørsel etter arbeidskraft. Koeffisient d er positiv som reflekterer en negativt skrånende etterspørsel etter et lands produkter.

alle variabler er i logaritmer for å tillate en enkel lineær formulering. Enda viktigere er alle variabler uttrykt i forhold til (vektet) gjennomsnittet av landene i prøven. Dette fjerner trender som er felles for alle land og tillater fokus på asymmetriske (snarere enn vanlige) sjokk.

Relativ etterspørsel etter arbeidskraft avhenger av relativ lønn og landsspesifikke egenskaper x d som påvirker bedrifters lokasjonsbeslutninger og ikke endres over tid (dvs. er en kilde til permanente forskjeller i sysselsettingsnivå):

hvor \ ({\varepsilon}_{i, t}^d\ ) er et landsspesifikt arbeidsperspektiv sjokk. Endringer i arbeidstilbudet er drevet av den relative lønnsforskjellen, lokale arbeidsmarkedsforhold (arbeidsledigheten u) og andre landsspesifikke egenskaper x s som påvirker arbeidernes lokaliseringspreferanser:

hvor \ ({\varepsilon}_{i, t}^s \) er et landspesifikt arbeidstilbudssjokk. Forholdet mellom lønn og arbeidsledighet er

modellen er lukket med arbeidsledigheten definert som forskjellen mellom arbeidstilbud og etterspørsel etter arbeidskraft:

i det lange løp bestemmes relativ sysselsettingsvekst og relativ arbeidsledighet av følgende ligninger:

Sysselsettingsveksten bestemmes av landsspesifikke faktorer x di og x si . I land som er mer attraktive for bedrifter, fører tilsig av bedrifter til høyere lønninger og lavere arbeidsledighet, noe som stimulerer ankomsten av arbeidstakere som tillater sysselsettingsveksten å være permanent høyere. I land som er mer attraktive for enkeltpersoner, presser tilstrømningen av arbeidere lønningene ned og arbeidsledigheten opp. Arbeidskraft og fast mobilitet sikrer at effekten av etterspørselssjokk på relativ lønn, arbeidsledighet og deltakelse er forbigående.

siden variabler er uttrykt i forhold til deres samlede eu-kolleger, Eq. (3) kan sees på som karakterisering av arbeidstakernes mobilitet på grunnlag av relativ lønn og relativ arbeidsledighet.Fotnote 10 hvis ett land rammes av et negativt asymmetrisk etterspørselssjokk, reduseres lønn og sysselsetting. Lavere lønninger og høyere arbeidsledighet fører til netto utflytting av arbeidstakere, noe som reduserer arbeidsledigheten og lønnseffektene; lavere lønninger tiltrekker også bedrifter, opprettholder jobbskaping og lønn. Den samlede effekten avhenger av elastisiteten i relativ etterspørsel etter arbeidskraft og relativ arbeidstilbud.

EN var-modell kan estimeres for å undersøke responsen fra sysselsetting, arbeidsledighet og deltakelse på et asymmetrisk etterspørselssjokk, dvs. alle variabler uttrykkes som avvik fra DE RESPEKTIVE EU-gjennomsnittene. At asymmetriske sjokk har en varig effekt på sysselsettingsnivået, men ikke på arbeidsledighet og deltakelse, har to konsekvenser. For det første må endringen i sysselsettingsnivået skje gjennom arbeidsmobilitet. For DET andre skal VAR estimeres med relativ sysselsetting i første forskjeller og sysselsettingsraten (definert i denne metoden som 1-arbeidsledighet) og aktivitetsraten i nivåer.

følgende VAR kan dermed estimeres:

Hvor v det er vektoren (Δ det , le det , lp det ); Δ det er den første forskjellen på logaritmen for sysselsetting i land i minus logaritmen til samlet sysselsetting i EU; le det er logaritmen til sysselsettingsraten (1-arbeidsledighet) i land i minus logaritmen til sysselsettingsraten (1 − arbeidsledighet) I EU; og lp det er logaritmen til deltakelsesraten i land i minus logaritmen til deltakelsesraten i EU. En nøkkelidentifiserende hypotese av Blanchard og Katz (1992) rammeverket er at innovasjoner i sysselsettingsvekstligningen er eksogene etterspørselssjokk. Dette er en rimelig hypotese når korrelasjonen mellom arbeidsledighet og sysselsettingsvekst er negativ, mens denne korrelasjonen er positiv hvis veksten hovedsakelig kommer fra arbeidstilbudet. En panelregresjon av arbeidsledighet på sysselsettingsvekst gir en betydelig helling på (-0.56), noe som tyder på at hypotesen om at innovasjoner til sysselsettingsvekst hovedsakelig representerer etterspørselssjokk, gjelder også FOR EU-prøven.

hypotesen om at innovasjoner i sysselsettingsveksten representerer etterspørselssjokk, implementeres gjennom ortogonaliserte (dvs.ukorrelerte) sjokk. Siden varians-kovariansmatrisen til de estimerte feilene ε t er usannsynlig å være diagonal( dvs. feil i ligningen sannsynligvis vil være korrelert), må resterne av ligningene dekomponeres på en slik måte at de blir ortogonale. Cholesky dekomponering representerer standard måte å gjøre dette. I praksis består det i å bestille variablene i VAR slik at sjokk på variablene som kommer tidligere påvirker følgende variabler samtidig, mens de som kom etter påvirker de forrige variablene bare med et lag. Spesielt antas det at sjokk i etterspørselen etter arbeidskraft påvirker ledigheten og deltakelsen samtidig, med en forsinket tilbakemelding på sysselsettingsveksten. Dette innebærer at endringer i den relative sysselsettingsveksten i løpet av året reflekterer landsspesifikke sjokk på etterspørselen etter arbeidskraft. Tilbudssidesjokkeffekter antas å virke gjennom ukorrelerte sjokk på sysselsettingsraten eller deltakelsesraten.

En annen identifiserende antagelse er at landsspesifikke egenskaper skaper konstante forskjeller på tvers av land som kan modelleres som faste effekter f i. Siden de faste effektene er korrelert med regressorene gjennom de forsinkede avhengige variablene, elimineres faste effekter som uttrykker variabler som avvik fra deres landsspesifikke midler. Dermed var et panel av ordre 2 (dvs. to etterslep for hver variabel) er estimert MED OLS pooling EU-landene etter å ha demeaned variablene for å fjerne land faste effekter.

tilgjengeligheten av data om lønn på nasjonalt nivå gjør det mulig å undersøke hvor mye av et etterspørselssjokk som absorberes av endringer i relativ reallønn. Inkluderingen av lønn i noen spesifikasjoner muliggjør en bedre identifisering av etterspørselssjokket, hvor deres svar skal være positivt, fra forsyningssjokk, hvor deres svar skal være negativt. Ved identifisering av sjokkene antas reallønningene å reagere samtidig på sjokk i etterspørselen etter arbeidskraft og samtidig påvirke arbeidstilbudet gjennom endringer i sysselsettingen eller i aktivitetsrenten.Fotnote 11

Til Slutt, merk at, som er standard praksis i litteraturen (f.Eks Blanchard Og Katz 1992; Obstfeld Og Peri 1998; Dao et al. 2014), netto migrasjonsstrømmer bestemmes gjennom aritmetisk kobling av (endringer i) befolkning med (endringer i) sysselsetting, arbeidsledighet og aktiv befolkning. Hvis P er befolkningen i yrkesaktiv alder, L er arbeidsstyrken Og N er sysselsetting, kan denne aritmetikken uttrykkes Som P = N + (L − N) + (P − L) = N + (1 − e)l + (1 − p)P, hvor e er sysselsettingsraten (definert her som 1 − arbeidsledighet) og p er deltakelsesraten. Fra dette følger det at forholdet mellom vekstratene (prosentvise endringer) av disse variablene (omtrent lik endringen av en variabel i logger) er lineær: dlog P = dlog N − dlog e − dlog p.

det er en plausibel antagelse at responsen fra befolkningen i yrkesaktiv alder på sjokk i etterspørselen etter arbeidskraft er drevet av geografisk mobilitet, men ytterligere empiriske argumenter kan bli funnet. Faktisk er korrelasjonen mellom sysselsettingsveksten og serien” råfrekvens for nettoinnvandring og statistisk justering ” 0,42 I EU-15 for perioden 1980-2014 og 0,54 for perioden etter 1998. Korrelasjonen forblir høy og signifikant selv når serien er detrended.

Arbeidsmarkedsjustering: deskriptiv analyse

Før du undersøker arbeidsmobilitetens bidrag til arbeidsmarkedstilpasning, er det nyttig å gjennomgå noen stiliserte fakta om dynamikken i sysselsetting, arbeidsledighet og arbeidsmarkedsdeltakelse på TVERS AV EU-land.

analysen utføres på en årlig paneldatabase som inkluderer DE 15 medlemmene av EU før utvidelsen for perioden 1970-2013. Data er hentet Fra Den Årlige Makroøkonomiske (AMECO) databasen Til Europakommisjonens DG ECFIN. Sysselsetting og kompensasjon per ansatt er fra nasjonalregnskap, arbeidsledighet og aktivitetsraten fra Arbeidskraftundersøkelsen; kompensasjon per ansatt er deflatert med BNP-deflatoren.Fotnote 12

Figur 6 viser, for alle land i utvalget, vekstraten på sysselsettingsnivået, aktivitetsraten og sysselsettingsraten (1 − arbeidsledighet), i forhold TIL EU-gjennomsnittet, siden tidlig PÅ 1970 – tallet. Å Definere variablene som avvik FRA EU-gjennomsnittet gir et fokus på asymmetriske sjokk. Endringer i arbeidsmobilitet er avledet som en rest fra endringer i sysselsetting som ikke kan tilskrives endringer i arbeidsledighet eller aktivitetsraten (se over). I Fig. 6, endringer i mobilitet kan måles ved å trekke både aktivitet og sysselsetting endringer fra sysselsetting vekst langs den vertikale aksen. Den visuelle inspeksjonen av dataene avslører mangfold på tvers av land, men få stiliserte fakta skiller seg ut.

arbeidsmarkedsdynamikken i utvalgte Europeiske land i forhold TIL EU-gjennomsnittet (kumulativ vekst siden 1970). Merk: diagrammet viser vekstrater for nasjonale variabler i forhold TIL eu15 vekstrater. For å fokusere på konjunkturutviklingen uttrykkes hver relativ variabel som et avvik fra gjennomsnittet over hele perioden. Kilde: Eu-Kommisjonen, DG ECFIN AMECO database

Støtte den metodiske gyldigheten Av Blanchard-Katz tilnærming, relativ sysselsetting vekst og relative endringer i aktivitet og arbeidsledighet har en tendens til å svinge rundt konstant gjennomsnitt.

For Noen land (For Eksempel Østerrike, Tyskland og Irland til krisen), avviker nasjonal utvikling bare midlertidig fra EU-gjennomsnittet, noe som tyder på betydningen av vanlige sjokk.

nedgangstidene som fulgte de to oljesjokkene tidlig på 1970-tallet hadde bare en midlertidig effekt på sysselsettingsveksten i flere land. Dette står i sterk kontrast til de vedvarende virkningene av finanskrisene Som rammet Sverige og Finland tidlig på 1990-tallet, eller med virkningene av finanskrisen I Hellas, Portugal og Spania i 2008. For disse landene hadde sjokk på sysselsettingsveksten mer vedvarende effekter på arbeidsledigheten, i samsvar med bevisene Presentert Av Calvo et al. (2012) at arbeidsmarkedstilpasningen er svak, spesielt i nedgangstider forårsaket av forstyrrelser i kredittkanalen.Fotnote 13

Svingninger i sysselsettingsveksten i FORHOLD TIL eu-gjennomsnittet matches av endringer i enten aktiviteten eller ledigheten eller begge deler. For eksempel var svingninger i sysselsettingsveksten ledsaget av endringer i relativ arbeidsledighet I Tyskland, Irland, Italia og Finland, mens i Nederland, Frankrike og Sverige beveger den relative sysselsettingsveksten seg sammen med den relative aktivitetsraten.

som vist ovenfor, må differansen mellom sysselsettingsvekst og summen av prosentvis endring i aktivitet og sysselsettingsgrad tilsvare den prosentvise endringen i befolkningen i yrkesaktiv alder som igjen reflekterer arbeidsmobilitet. En tendens til større indre mobilitet er synlig I Spania, Irland, Luxemburg Og Nederland; ytre mobilitet er observert I Finland, Portugal og Sverige. En vedvarende tilstrømning av arbeidere preget økningen i den spanske og Irske sysselsettingen før krisen i 2008. Krisen reverserte bare delvis denne trenden, med det negative etterspørselssjokket som førte til stor jobbødeleggelse og en begrenset nedgang i veksten i befolkningen i yrkesaktiv alder. Dette mønsteret står i kontrast Til Det I Finland etter lavkonjunkturen på begynnelsen av 1990-tallet, da en sterk økning i arbeidsledigheten ble ledsaget av en vedvarende og betydelig nedgang i aktivitetsraten.

som et neste skritt analyseres det i hvilken grad sysselsettingsvekst, arbeidsledighet og aktivitetsnivå er drevet av felles eller asymmetriske sjokk i Ulike Medlemsstater. Denne analysen er oppsummert I Tabell 2. Etter standard praksis i litteraturen er variasjoner på landnivå i variablene regressert på utviklingen FOR EU-15-aggregatet. Β-koeffisientene angir hvor mye av ENDRINGEN I EU-aggregatet som overføres på nasjonale variabler innen samme år, Mens R 2 måler styrken av forholdet mellom nasjonale og aggregerte variabler. Noen fakta er verdt å nevne.

i gjennomsnitt forklares 40% av svingningene i nasjonal sysselsettingsvekst av utviklingen I EU-15, som er i samsvar Med funnene Fra L ‘ Angevin (2007a, b) i perioden 1973-2005. Dette antyder at vanlige sjokk I EU er mer relevante i landet enn på regionalt nivå, men mindre relevante enn FOR AMERIKANSKE stater.Fotnote 14

Sysselsettingsveksten er sterkt korrelert MED UTVIKLINGEN PÅ eu-nivå for de fleste land; asymmetriske sjokk ser ut til å seire I Østerrike, Danmark, Hellas og Luxembourg.

arbeidsledigheten På landsnivå er generelt generelt sterkere korrelert MED EU-aggregatet enn i tilfelle sysselsettingsvekst. Det samme gjelder for aktivitetsrater, Med unntak Av Danmark, Finland og Sverige.

Justering av asymmetriske etterspørselssjokk: bevis

Resultater fra var-modellestimatene er oppsummert med de tilsvarende impulsresponsfunksjonene, som viser variabelenes respons på et positivt etterspørselssjokk med ett standardavvik. Regresjonsutgangen fra estimeringen av to modellvarianter (unntatt og inkludert lønn) presenteres I Tilleggsfil 2.

Figur 7 viser svar fra sysselsetting, arbeidsledighet, aktivitetsraten og migrasjon til et positivt etterspørselssjokk for hele utvalget (topppanel) og for førkriseperioden (bunnpanel). Resultatene vises separat i parsimonious VAR-spesifikasjonen uten reallønn (venstre paneler) og for spesifikasjonen inkludert en lønnsligning (høyre paneler). Mens grafene viser effekten av et positivt etterspørselssjokk, er responsen på et negativt sjokk symmetrisk. For presentasjonsformål vises ikke konfidensintervaller. Svarene på sysselsettingsraten og aktivitetsraten er signifikante på 5 % i ca 10 år, mens responsen på sysselsettingen alltid er betydelig.Fotnote 15

Svar på et landsspesifikt positivt arbeidsbehov sjokk. Merk: den horisontale aksen representerer år etter sjokket. Den vertikale aksen representerer loggpunkter. Mobilitet er definert som endring i sysselsetting som ikke forklares av endringer i sysselsettingsraten (definert som 1-arbeidsledighet) eller aktivitetsraten. Kilde: egne beregninger

resultatene tyder på at, som forventet, sjokk i etterspørselen etter arbeidskraft resulterer hovedsakelig i en variasjon av arbeidsledighet og aktivitetsrater på innvirkning. Disse effektene forsvinner veldig sakte over tid. I motsetning til dette er effekten på mobilitet og reallønn mindre på påvirkning og bygger seg gradvis opp.

i perioden 1970-2013 er gjennomsnittlig størrelse på de identifiserte etterspørselssjokkene om lag 1,1 %. Effekten på sysselsetting er vedvarende og når et maksimum etter ca 4 år, før den faller til en verdi som er permanent høyere enn opprinnelig nivå. Innen 1 år faller arbeidsledigheten og aktivitetsraten stiger henholdsvis med om lag 0,5 og 0,3 prosentpoeng over EU-gjennomsnittet. Effekten av sjokket på arbeidsledighet og aktivitet er svært vedvarende og varer utover 5 år.

arbeidsmobilitet øker med 0.3 % det første året og topper etter ca 10 år. Dermed, i det første året, ledigheten, aktivitetsraten og arbeidskraft mobilitet absorbere henholdsvis 43, 32 og 25% av den første etterspørselen etter arbeidskraft sjokk. Andelen av det første etterspørselssjokket absorbert av endringer i befolkningen stiger over tid.

alt i alt, i analogi med tidligere studier, tyder resultatene på at det store flertallet av asymmetriske etterspørselssjokk på mellomlang sikt absorberes via en justering i relative aktivitetsrater og mobilitet, den førstnevnte er mer responsiv i de første årene etter sjokket, mens sistnevnte blir dominerende etter noen år.

over prøven før krisen (1970-2007) anslås gjennomsnittlig sjokk å være omtrent like stort, men mer vedvarende. Som svar på sjokket, i løpet av det første året, faller ledigheten med 0.3 prosentpoeng og aktivitetsraten øker med 0,4 prosentpoeng. I løpet av det første året absorberer arbeidsledigheten og aktivitetsraten henholdsvis 34 og 38% av etterspørselen etter arbeidskraft.Fotnote 16 Sammenlignet med hele utvalget er responsen av arbeidsledighet svakere og mer vedvarende; i motsetning til dette er responsen av aktivitetsraten større og mer vedvarende. En viktig forskjell på tvers av de to periodene er funnet i responsen av arbeidskraft mobilitet, som synes mindre mottakelig for sjokk i pre-krise perioden. I hele prøven er svaret omtrent 0.5% etter 5 år, mens den er under 0,4% i førkriseprøven.

på lang sikt står økningen i arbeidstilbudet gjennom høyere aktivitetsnivå og økt arbeidsmobilitet for henholdsvis 40 og 60 % av den samlede økningen i sysselsettingen. Tallene for perioden før krisen er 40 og 50 %. Det fremgår også at mens for hele utvalget på mindre enn 8 år blir mobilitet den fremtredende formen for justering, tar det for mer enn 11 år for mobilitet å overta aktivitetsrater som den mest relevante justeringskanalen.

bevisene tyder på at siden begynnelsen av 2008-krisen har mobilitet spilt en viktigere rolle i justeringen av arbeidsmarkedene enn tidligere; i motsetning til dette var justeringen av arbeidsledighet og aktivitetsrater relativt kortvarig. Dette er i tråd med observasjonen om at aktivitetsratene var motstandsdyktige i EU siden 2008, mens motløsningseffekter ser ut til å ha vært svakere enn i tidligere nedgangstider.Fotnote 17

disse funnene forblir stort sett uendret når reallønn inngår i analysen. For hele utvalget øker den relative reallønnen gradvis som følge av det positive etterspørselssjokket og stabiliseres etter ca. 10 år, om lag parallelt med stabiliseringen av arbeidsledigheten. Som svar på et 1% sjokk, endres relativ lønn med ca 0,5% etter 10 år. Inkludert lønn i modellen ser ikke ut til å ha stor betydning for justeringen av den relative arbeidsledigheten, i samsvar med Funnene Fra Blanchard og Katz (1992) FOR DE AMERIKANSKE statene Og Bayoumi et al. (2006) For Kanadiske provinser.Fotnote 18

når utvalget begrenses til perioden før krisen, ser reallønnsresponsen betydelig mer dempet ut. Siden 2008 har relative lønninger blitt mer reaktive mot landspesifikke sykliske forhold.

er økonomisk justering annerledes under ØMU enn før? Svarene på et asymmetrisk etterspørselssjokk har også blitt beregnet for en prøvesplitt som gjør det mulig å svare på dette spørsmålet: en PRE-EMU og EMU periode. Figur 8 viser at arbeidsmarkedsjusteringen har endret seg i ØMU-perioden på en rekke områder.

Svar på et landsspesifikt positivt arbeidsbehov sjokk. Merk: den horisontale aksen representerer år etter sjokket. Den vertikale aksen representerer loggpunkter. Mobilitet er definert som endring i sysselsetting som ikke forklares av endringer i sysselsettingsraten (definert som 1-arbeidsledighet) eller aktivitetsraten. Kilde: egne beregninger

For det første, til tross for at det estimerte gjennomsnittlige etterspørselssjokket er omtrent like stort over de to periodene (1.1% i den første perioden og 1.0% i den andre), er responsen av arbeidsledighet raskere og mindre vedvarende i ØMU-perioden.Fotnote 19 Sekund, aktivitetsraten viser en mer dempet og kortvarig reaksjon på sjokk. For det tredje ser arbeidsmobilitet ut til å reagere raskere i ØMU-perioden, og absorberer en større brøkdel av sjokket enn aktivitetsraten ved noe lag.Fotnote 20 En mulig forklaring på dette funnet kan knyttes til at aktivitetsratene I EU-landene i større grad har vært drevet av strukturelle faktorer, blant annet knyttet til reformer og politikk som letter arbeidsmarkedsdeltakelsen blant kvinner og eldre, og mindre av sykliske faktorer. Dess, raskere respons av yrkesaktiv alder befolkningen kan gjenspeile mer effekten av utvidelse enn en migrasjon av nasjonale borgere. Endelig ser reallønningene i ØMU-perioden ut til å være mer reaktive mot landspesifikke etterspørselssjokk. FØR EMU er responsen av reallønn til sjokket i utgangspunktet dempet og blir statistisk signifikant etter 5 år. I POST-EMU-perioden er lønnene vesentlig forskjellig fra pre-shock-nivået etter det andre året.Fotnote 21

Tabell 3 gir en måling av bidraget av et asymmetrisk etterspørselssjokk til de sykliske svingningene i hver variabel. For eksempel tilskrives 37% av svingningene i aktivitetsraten ved 5-årshorisonten et etterspørselssjokk. Dekomponeringen av arbeidsledigheten rapporteres ikke fordi trivielt, etterspørselssjokk forklarer i alle horisonter den største andelen av ledighetssvingninger.

før EMU står etterspørselssjokk for en betydelig andel av variansen i aktivitetsraten, mens disse sjokkene er mindre relevante for lønn eller arbeidsmobilitet. Etter monetær forening er det en betydelig endring i den relative betydningen av etterspørselssjokk. Innen 1 år er de fortsatt viktigere for aktivitetsraten enn for arbeidsmobilitet eller reallønnsvekst, men på mellomlang og lang sikt blir etterspørselssjokk relativt viktigere for variansen i arbeidsmobilitet. Disse resultatene understreker den økte rollen som lønn og mobilitet som tilpasningsmekanisme til asymmetriske etterspørselssjokk.