arbeidsmobiliteit en arbeidsmarktaanpassing in de EU

uitgangspunt en eerdere bevindingen

met beperkte gegevens over arbeidsmobiliteit is de standaardbenadering in de literatuur de methodologie van Blanchard en Katz (1992) te volgen. Blanchard en Katz (1992) wijken af van de constatering dat veranderingen in de relatieve werkgelegenheidsniveaus in de VS in de loop van de tijd blijven bestaan, terwijl de relatieve werkloosheid en de participatiegraad stationaire variabelen zijn (d.w.z. schokken aan deze variabelen vervagen na enige tijd). De belangrijkste gedachte is dat als asymmetrische schokken een permanent effect hebben op de werkgelegenheid, maar niet op de werkloosheid en de participatiegraad, de verandering in de werkgelegenheidsniveaus moet worden opgevangen door veranderingen in de bevolking in de arbeidsgeschikte leeftijd. Ervan uitgaande dat schokken in de vraag naar arbeid de demografische trends niet beïnvloeden, moet de reactie van de relatieve bevolking de reactie van de arbeidsmobiliteit weerspiegelen.Blanchard en Katz (1992) stellen vast dat in een typische Amerikaanse staat een tijdelijke negatieve schok van 1% de werkloosheid met 0 verhoogt.32 procentpunten boven het nationale gemiddelde in het eerste jaar en een daling van de participatiegraad met 0,17 procentpunten. De effecten op de werkloosheid en de participatiegraad verdwijnen na 5 tot 7 jaar; de effecten op de relatieve werkgelegenheid nemen geleidelijk toe en bereiken na 4 jaar een piek van -2%. Dit patroon impliceert een belangrijke rol van interstatelijke mobiliteit in de eerste jaren na de schok.

bij de daaropvolgende analyse werd hetzelfde kader toegepast op andere geografische gebieden. Tabel 1 geeft een samenvatting van de empirische bevindingen van deze studies. In elke regel van de tabel wordt vermeld hoeveel van de initiële schok van de vraag naar arbeid na één jaar wordt geabsorbeerd door veranderingen in het werkloosheidspercentage, de participatiegraad en de arbeidsmobiliteit, zoals geraamd door de verschillende studies.

Decressin en Fatás (1995) passen het Blanchard-Katz-kader toe om de regionale arbeidsmobiliteit in de EU te onderzoeken en de resultaten te vergelijken met die van de VS-staten. Hun steekproef bestrijkt de periode 1975-1987 en omvat regio ‘s voor Frankrijk, Duitsland, Italië, het Verenigd Koninkrijk en Spanje; België, Denemarken, Ierland, Griekenland, Nederland en Portugal worden als afzonderlijke regio’ s genomen. Zij stellen vast dat de aanpassing van de arbeidsmarkt in de EU wordt gekenmerkt door een gedempte reactie van arbeidsmobiliteit in vergelijking met de VS, terwijl de respons van de participatiegraad sterker lijkt. In Europa duurt het ongeveer 4 jaar voordat het effect op de participatiegraad en de werkloosheid verdwijnt. In de VS is de netto mobiliteit tussen de staten in het eerste jaar goed voor 52% van de verandering in de relatieve werkgelegenheid en na drie jaar voor 70 %. In Europa is de mobiliteit pas na het derde jaar vergelijkbaar met die in de VS na slechts één jaar.

Bentolila en Jimeno (1998) analyseren de reactie van de typische Spaanse regio op een schok in de vraag naar arbeid en stellen vast dat in de periode 1976-1994 de werkloosheid een aanzienlijk deel van de aanpassing voor zijn rekening neemt en ongeveer een derde van de verandering in de werkgelegenheid na drie jaar voor zijn rekening neemt.

Dao et al. (2014) herbeoordeling van de aanpassing van de VS-staten die de Blanchard-en Katz-steekproef verlengen tot 20 extra jaren. In vergelijking met Blanchard en Katz stellen zij vast dat de rol van participatie en werkloosheid is toegenomen, terwijl de bijdrage van interstatelijke mobiliteit is afgenomen. Door de methodologie toe te passen op Europese regio ‘ s, stellen zij vast dat de korte-termijnrespons van arbeidsmobiliteit in de loop van de tijd is toegenomen.

Beyer en Smets (2015) heroverwegen de vergelijking tussen de door Decressin en Fatás verrichte aanpassingen van de Amerikaanse en Europese arbeidsmarkt. Zij beoordelen met name afzonderlijk de aanpassing aan regiospecifieke schokken, aan gemeenschappelijke schokken met asymmetrische Effecten en aan nationale schokken. Zij stellen vast dat een significant verschil tussen de EU en de VS alleen kan worden gevonden in de reactie van mobiliteit op gemeenschappelijke schokken met asymmetrische effecten. De mobiliteitsreactie op regionale schokken speelt daarentegen een relatief kleine rol voor zowel de EU als de VS en lijkt in de loop van de tijd te dalen. Ten slotte is de interlandmobiliteit als reactie op landspecifieke schokken minder belangrijk dan de interregionale mobiliteit als reactie op regio-specifieke schokken.

de meeste studies over de EU richten zich op regionale arbeidsmarktaanpassing. Slechts weinigen hebben gekeken naar de rol van arbeidsmobiliteit voor de dynamiek van de nationale arbeidsmarkt. In een studie over het eurogebied die de periode 1970-2005 bestrijkt, stelt L ‘ Angevin (2007b) vast dat mobiliteit tussen de staten in de landen van het eurogebied een ondergeschikte rol speelt en dat het, in vergelijking met de VS, meer tijd kost voordat werkloosheid en participatie na de schok terugkeren naar een evenwicht op lange termijn.Hoewel de steekproef beperkt blijft tot de periode 1990-2005, reageert de arbeidsmarkt van het eurogebied op dezelfde wijze als die van de VS, met een grotere bijdrage van de arbeidsmobiliteit op de middellange termijn.

specificatie van het VAR-kader

de empirische specificatie is ingegeven door een theoretisch kader waarin productiefactoren mobiel zijn in een aantal landen (regionale eenheden). Elk land kan worden gedacht aan het produceren van een bepaalde bundel producten. Dit maakt asymmetrische economische schokken mogelijk, dat wil zeggen verschuivingen in de externe vraag die sommige landen treffen, maar andere niet. De verhouding tussen de vraag naar arbeid in land i en jaar t kan worden uitgedrukt als

waar w i, t het loonpercentage,n i,t werkgelegenheid en z i, t vraag naar arbeid vertegenwoordigt. Coëfficiënt d is positief als gevolg van een negatief aflopende vraag naar producten van een land.

alle variabelen zijn in logaritmen om een eenvoudige lineaire formulering mogelijk te maken. Belangrijker is dat alle variabelen worden uitgedrukt in verhouding tot het (gewogen) gemiddelde van de landen in de steekproef. Dit neemt trends weg die in alle landen gemeen zijn en maakt het mogelijk de nadruk te leggen op asymmetrische (in plaats van gemeenschappelijke) schokken.

Relatieve vraag naar arbeid is afhankelijk van de relatieve lonen en land-specifieke kenmerken x d die van invloed zijn op de ondernemingen locatiegebonden beslissingen en niet veranderen in de tijd (d.w.z. zijn een bron van permanente verschillen in arbeidsparticipatie):

waar \( {\varepsilon}_{i,t}^d \) is een land-specifieke vraag op de arbeidsmarkt schok. Veranderingen in het arbeidsaanbod worden gedreven door de relatieve loonverschillen, de lokale arbeidsmarkt (de werkloosheid u) en andere land-specifieke kenmerken x s die van invloed zijn op de werknemers’ locatiegebonden voorkeuren:

waar \( {\varepsilon}_{i,t}^s \) is een land-specifieke arbeidsaanbod schok. De verhouding tussen lonen en werkloosheid is

het model wordt afgesloten met de werkloosheid gedefinieerd als het verschil tussen vraag en aanbod van arbeid:

op lange termijn worden de relatieve werkgelegenheidsgroei en de relatieve werkloosheid bepaald door de volgende vergelijkingen:

de groei van de Werkgelegenheid wordt bepaald door de land-specifieke factoren x-di-en x-si . In landen die aantrekkelijker zijn voor bedrijven, leidt de instroom van bedrijven tot hogere lonen en lagere werkloosheid, wat de komst van werknemers stimuleert die de groei van de werkgelegenheid permanent hoger maken. In landen die aantrekkelijker zijn voor individuen, duwt de instroom van werknemers de lonen naar beneden en de werkloosheid omhoog. De mobiliteit van werknemers en ondernemingen zorgt ervoor dat de effecten van schokken op de vraag naar arbeid op de relatieve lonen, de werkloosheid en de participatiegraad van voorbijgaande aard zijn.

omdat variabelen worden uitgedrukt ten opzichte van hun geaggregeerde EU-tegenhangers, Eq. (3) kan worden beschouwd als een kenmerk van de mobiliteit van werknemers op basis van relatieve lonen en relatieve werkloosheid.Voetnoot 10 als een land wordt getroffen door een negatieve asymmetrische vraagschok, dalen de lonen en de werkgelegenheid. Lagere lonen en hogere werkloosheid leiden tot Netto migratie van werknemers, wat de werkloosheids-en looneffecten verzacht; lagere lonen trekken ook bedrijven aan, waardoor het scheppen van banen en de lonen in stand worden gehouden. Het totale effect hangt af van de elasticiteit van de relatieve vraag naar arbeid en het relatieve arbeidsaanbod.

een VAR-model kan worden geschat om de respons van de werkgelegenheid, de werkloosheid en de participatiegraad op een asymmetrische schok in de vraag naar arbeid te onderzoeken, d.w.z. alle variabelen worden uitgedrukt als afwijkingen van de respectieve EU-gemiddelden. Het feit dat asymmetrische schokken een permanent effect hebben op de werkgelegenheid, maar niet op de werkloosheid en de participatiegraad heeft twee gevolgen. In de eerste plaats moet de verandering in de werkgelegenheid plaatsvinden door arbeidsmobiliteit. Ten tweede moet de VAR worden geschat met de relatieve werkgelegenheid in de eerste verschillen en de arbeidsparticipatie (in deze methodologie gedefinieerd als 1 − werkloosheidspercentage) en de arbeidsparticipatie in niveaus.

de volgende VAR kan dus worden geschat:

waar v is de vector (Δn , le het , lp ); Δn het is het eerste verschil van de logaritme van de werkgelegenheid in land i minus de logaritme van de totale werkgelegenheid in de EU; le het is de logaritme van de werkgelegenheidsgraad (1 − werkloosheidsgraad) in land i minus de logaritme van de werkgelegenheidsgraad (1 − werkloosheidsgraad) in de EU; en lp is de logaritme van de participatie in het land waar ik min de logaritme van de participatiegraad in de EU. Een belangrijke determinerende hypothese van het Blanchard and Katz (1992) raamwerk is dat innovaties in de vergelijking van de werkgelegenheidsgroei exogene schokken op de vraag naar arbeid zijn. Dit is een redelijke hypothese wanneer de correlatie tussen werkloosheidspercentages en groei van de werkgelegenheid negatief is, terwijl deze correlatie positief is wanneer de groei voornamelijk afkomstig is van het arbeidsaanbod. Een regressie van het werkloosheidspercentage ten opzichte van de werkgelegenheidsgroei geeft een significante helling van (-0,56), wat impliceert dat de hypothese dat innovaties voor de werkgelegenheidsgroei voornamelijk vraagschokken vertegenwoordigen, ook voor de EU-steekproef geldt.

de hypothese dat innovaties in de werkgelegenheidsgroei schokken op de vraag naar arbeid vertegenwoordigen, wordt uitgevoerd door middel van orthogonaliseerde (d.w.z. ongecorreleerde) schokken. Aangezien het onwaarschijnlijk is dat de variantie-covariantiematrix van de geschatte fouten ε t diagonaal is (dat wil zeggen dat fouten in de vergelijking waarschijnlijk gecorreleerd zijn), moeten de reststoffen van de vergelijkingen zo worden ontleed dat ze orthogonaal worden. De Cholesky ontleding is de standaard manier om dit te doen. In de praktijk bestaat het uit het ordenen van de variabelen in de VAR zodat schokken naar de variabelen die eerder komen de volgende variabelen gelijktijdig beïnvloeden, terwijl degenen die daarna kwamen de vorige variabelen slechts met een vertraging beïnvloeden. Er wordt met name van uitgegaan dat schokken in de vraag naar arbeid het werkloosheidspercentage en de participatiegraad gelijktijdig beïnvloeden, met een vertraagde feedback over de groei van de werkgelegenheid. Dit houdt in dat veranderingen in de relatieve werkgelegenheidsgroei binnen het jaar een afspiegeling zijn van landenspecifieke schokken in de vraag naar arbeid. Schokeffecten aan de aanbodzijde worden verondersteld te werken als gevolg van schokken die geen verband houden met de arbeidsparticipatie of de participatiegraad.

een andere aanname is dat landspecifieke kenmerken leiden tot constante verschillen tussen landen die kunnen worden gemodelleerd als vaste effecten f i . Aangezien de vaste effecten gecorreleerd zijn met de regressoren door de vertraagde afhankelijke variabelen, worden vaste effecten geëlimineerd waarbij variabelen worden uitgedrukt als afwijking van hun landspecifieke gemiddelden. Dus, een panel VAR van orde 2 (d.w.z. twee LAG ‘ s voor elke variabele) wordt geschat, waarbij OLS de EU-landen samenvoegt na de variabelen te hebben vernederd om vaste effecten per land weg te nemen.

de beschikbaarheid van gegevens over de lonen op nationaal niveau maakt het mogelijk na te gaan hoeveel van een schok in de vraag naar arbeid wordt opgevangen door veranderingen in de relatieve reële lonen. Het opnemen van lonen in sommige specificaties maakt het mogelijk de schok van de vraag naar arbeid beter te identificeren, wanneer hun reactie positief zou moeten zijn, van de schok van het aanbod van arbeid, wanneer hun reactie negatief zou moeten zijn. Bij de vaststelling van de schokken wordt ervan uitgegaan dat de reële lonen gelijktijdig reageren op schokken in de vraag naar arbeid en tegelijkertijd het arbeidsaanbod beïnvloeden door veranderingen in de werkgelegenheid of in de participatiegraad.Voetnoot 11

ten slotte wordt erop gewezen dat, zoals in de literatuur gebruikelijk is (bv. Blanchard en Katz 1992; Obstfeld en Peri 1998; Dao et al. 2014), worden de netto migratiestromen bepaald door de rekenkundige koppeling van (veranderingen in) bevolking met (veranderingen in) werkgelegenheid, werkloosheid en actieve bevolking. Als P de bevolking in de arbeidsgeschikte leeftijd is, L de beroepsbevolking en N de werkgelegenheid, dan kan deze rekenkunde worden uitgedrukt als P = N + (L − N) + (P − L) = N + (1 − e)L + (1 − p)P, waarbij e de arbeidsparticipatie is (hier gedefinieerd als 1 − werkloosheidspercentage) en p de participatiegraad. Hieruit volgt dat de relatie tussen de groeisnelheden (procentuele veranderingen) van deze variabelen (ongeveer gelijk aan de verandering van een variabele in logs) lineair is: dlog P = dlog N − dlog e − dlog p.

het is aannemelijk dat de reacties van de bevolking in de werkende leeftijd op schokken in de vraag naar arbeid worden gedreven door geografische mobiliteit, maar er zijn aanvullende empirische argumenten te vinden. De correlatie tussen de groei van de werkgelegenheid en de reeks “bruto nettomigratie en statistische aanpassing” bedraagt in de EU-15 0,42 voor de periode 1980-2014 en 0,54 voor de periode na 1998. De correlatie blijft hoog en significant, zelfs wanneer de reeksen worden detrended.

aanpassing van de arbeidsmarkt: beschrijvende analyse

alvorens de bijdrage van arbeidsmobiliteit aan de aanpassing van de arbeidsmarkt te onderzoeken, is het nuttig enkele gestileerde feiten over de dynamiek van werkgelegenheid, werkloosheid en arbeidsmarktparticipatie in de EU-landen te bekijken.

de analyse wordt uitgevoerd aan de hand van een jaarlijkse paneldatabank waarin de 15 leden van de EU vóór de uitbreiding voor de periode 1970-2013 zijn opgenomen. De gegevens zijn afkomstig uit de jaarlijkse Macro-economische (AMECO) databank van DG ECFIN van de Europese Commissie. De werkgelegenheid en de beloning per werknemer zijn afkomstig uit de nationale rekeningen, de werkloosheid en de arbeidsparticipatie uit de arbeidskrachtenenquête; de beloning per werknemer wordt gedeflateerd met de BBP-deflator.Voetnoot 12

Figuur 6 geeft voor alle landen in de steekproef het groeipercentage van de werkgelegenheid, de participatiegraad en de participatiegraad (1 − werkloosheidspercentage) ten opzichte van het EU-gemiddelde sinds het begin van de jaren zeventig weer. door de variabelen als afwijkingen van het EU-gemiddelde te definiëren, kan de nadruk worden gelegd op asymmetrische schokken. Veranderingen in de arbeidsmobiliteit worden als restant afgeleid van veranderingen in de werkgelegenheid die niet kunnen worden toegeschreven aan veranderingen in de werkloosheid of de participatiegraad (zie hierboven). In Fig. 6, veranderingen in de mobiliteit kunnen worden gemeten door zowel de veranderingen in de activiteit als de werkgelegenheidsgraad af te trekken van de groei van de werkgelegenheid langs de verticale as. De visuele inspectie van de gegevens toont diversiteit tussen landen, maar weinig gestileerde feiten vallen op.

ter ondersteuning van de methodologische validiteit van de Blanchard-Katz-benadering neigen de relatieve groei van de werkgelegenheid en de relatieve veranderingen in de activiteit-en werkloosheidscijfers rond constante gemiddelden te schommelen.

voor sommige landen (bijv. Oostenrijk, Duitsland en Ierland tot aan de crisis) wijken de nationale ontwikkelingen slechts tijdelijk af van het EU-gemiddelde, hetgeen wijst op het belang van gemeenschappelijke schokken.

de recessies die volgden op de twee olieschokken van het begin van de jaren zeventig hadden slechts een tijdelijk effect op de groei van de werkgelegenheid in verschillende landen. Dit staat in schril contrast met de aanhoudende gevolgen van de financiële crises die Zweden en Finland in het begin van de jaren negentig hebben getroffen of met de gevolgen van de financiële crisis van 2008 in Griekenland, Portugal en Spanje. Voor deze landen hadden schokken in de groei van de werkgelegenheid meer aanhoudende effecten op de werkloosheid, in overeenstemming met de door Calvo et al.gepresenteerde gegevens. (2012) dat de aanpassing van de arbeidsmarkt traag verloopt, met name in recessies ten gevolge van verstoringen van het kredietkanaal.Voetnoot 13

schommelingen in de werkgelegenheidsgroei ten opzichte van het EU-gemiddelde worden gecompenseerd door veranderingen in de activiteit, het werkloosheidspercentage of beide. Zo gingen schommelingen in de werkgelegenheidsgroei gepaard met veranderingen in de relatieve werkloosheid in Duitsland, Ierland, Italië en Finland, terwijl in Nederland, Frankrijk en Zweden de relatieve werkgelegenheidsgroei samen met de relatieve participatiegraad evolueerde.

zoals hierboven is aangegeven, moet het verschil tussen de groei van de werkgelegenheid en de som van de procentuele verandering van de activiteit en de werkgelegenheidsgraad gelijk zijn aan de procentuele verandering van de bevolking in de werkende leeftijd, die op zijn beurt de arbeidsmobiliteitsstromen weerspiegelt. In Spanje, Ierland, Luxemburg en Nederland is een tendens naar een grotere mobiliteit naar binnen zichtbaar; in Finland, Portugal en Zweden wordt een tendens naar buiten waargenomen. Een aanhoudende instroom van werknemers kenmerkte de toename van de werkgelegenheid in Spanje en Ierland vóór de crisis van 2008. De crisis heeft deze trend slechts gedeeltelijk omgedraaid, waarbij de negatieve schok van de vraag naar arbeid leidde tot een enorme banenvernietiging en een beperkte daling van de groei van de bevolking in de werkende leeftijd. Dit patroon contrasteert met dat van Finland na de recessie van het begin van de jaren negentig, toen een sterke stijging van de werkloosheid gepaard ging met een aanhoudende en aanzienlijke daling van de participatiegraad.

als volgende stap wordt geanalyseerd in hoeverre de groei van de werkgelegenheid, de werkloosheid en de participatiegraad worden gedreven door gemeenschappelijke of asymmetrische schokken in verschillende lidstaten. Deze analyse is samengevat in Tabel 2. Volgens de standaardpraktijk in de literatuur worden de verschillen op het niveau van de variabelen per land verminderd op basis van de ontwikkelingen voor het EU-15-aggregaat. De β-coëfficiënten geven aan hoeveel van de verandering in het EU-aggregaat binnen hetzelfde jaar op nationale variabelen wordt overgedragen, terwijl R 2 de sterkte van de relatie tussen nationale en geaggregeerde variabelen meet. Een paar feiten zijn het vermelden waard.

gemiddeld wordt 40 % van de schommelingen in de nationale werkgelegenheidsgroei verklaard door de ontwikkelingen in de EU-15, wat overeenkomt met de bevindingen van L ‘ Angevin (2007a, b) over de periode 1973-2005. Dit wijst erop dat gemeenschappelijke schokken in de EU meer relevant zijn in het land dan op regionaal niveau, maar minder relevant zijn dan in het geval van Amerikaanse staten.Voetnoot 14

de groei van de werkgelegenheid is in hoge mate gecorreleerd met de ontwikkelingen op EU-niveau in de meeste landen; asymmetrische schokken lijken de overhand te hebben in Oostenrijk, Denemarken, Griekenland en Luxemburg.

de werkloosheidscijfers per land zijn over het algemeen sterker gecorreleerd met het EU-totaal dan in het geval van werkgelegenheidsgroei. Hetzelfde geldt voor de participatiegraad, met uitzondering van Denemarken, Finland en Zweden.

aanpassing aan asymmetrische schokken in de vraag naar arbeid: gegevens

resultaten van de VAR-modelschattingen worden samengevat door de overeenkomstige impulsresponsfuncties, waaruit de respons van variabelen op een positieve schok in de vraag naar arbeid met één standaardafwijking blijkt. De regressie-output van de schatting van twee modelvarianten (exclusief en inclusief lonen) wordt gepresenteerd in aanvullend dossier 2.

Figuur 7 toont de antwoorden van de werkgelegenheid, de werkloosheid, de arbeidsparticipatie en de migratie op een positieve schok van de vraag naar arbeid voor de gehele steekproef (bovenpaneel) en voor de periode vóór de crisis (Onderpaneel). De resultaten worden afzonderlijk weergegeven in de spaarzame var-specificatie zonder reële lonen (linkerpanelen) en voor de specificatie met een loonvergelijking (rechterpanelen). Terwijl de grafieken de effecten van een positieve schok op de vraag naar arbeid laten zien, is de reactie op een negatieve schok symmetrisch. Voor presentatiedoeleinden worden betrouwbaarheidsintervallen niet weergegeven. De antwoorden van de arbeidsparticipatie en de arbeidsparticipatie zijn significant met de 5 % gedurende ongeveer 10 jaar, terwijl de respons van de werkgelegenheid altijd significant is.Voetnoot 15

de resultaten wijzen erop dat, zoals verwacht, schokken in de vraag naar arbeid meestal resulteren in een variatie van de werkloosheid en de participatiegraad naar gelang van het effect. Deze effecten verdwijnen zeer langzaam na verloop van tijd. Het effect op de mobiliteit en de reële lonen is daarentegen kleiner op de impact en neemt geleidelijk toe.

Over de periode 1970-2013 bedroeg de gemiddelde omvang van de geconstateerde schokken in de vraag naar arbeid ongeveer 1,1 %. Het effect op de werkgelegenheid is blijvend en bereikt een maximum na ongeveer 4 jaar, alvorens te dalen tot een waarde die permanent hoger is dan het oorspronkelijke niveau. Binnen één jaar daalt de werkloosheid en stijgt de participatiegraad met respectievelijk ongeveer 0,5 en 0,3 procentpunt boven het EU-gemiddelde. Het effect van de schok op de werkloosheid en de participatiegraad is zeer hardnekkig en duurt langer dan vijf jaar.

arbeidsmobiliteit neemt toe met 0.3 % het eerste jaar en pieken na ongeveer 10 jaar. In het eerste jaar absorberen de werkloosheid, de arbeidsparticipatie en de arbeidsmobiliteit respectievelijk 43, 32 en 25% van de initiële schok in de vraag naar arbeid. Het aandeel van de initiële vraagschok dat wordt geabsorbeerd door veranderingen in de bevolking neemt in de loop van de tijd toe.

al met al wijzen de resultaten, naar analogie van eerdere studies, erop dat de grote meerderheid van de asymmetrische vraagschokken op middellange termijn worden opgevangen door een aanpassing van de relatieve activiteitspercentages en mobiliteit, waarbij de eerstgenoemde in de eerste jaren na de schok beter reageren, terwijl de laatstgenoemde na enkele jaren overheersen.

bij de steekproef van vóór de crisis (1970-2007) wordt geschat dat de gemiddelde schok ongeveer even groot is, maar hardnekkiger. Als reactie op de schok daalt de werkloosheid in het eerste jaar met 0.3 procentpunten en de participatiegraad stijgt met 0,4 procentpunten. In het eerste jaar absorberen de werkloosheid en de arbeidsparticipatie respectievelijk ongeveer 34% en 38% van de schok in de vraag naar arbeid.Voetnoot 16 in vergelijking met de gehele steekproef is de respons van de werkloosheid zwakker en hardnekkiger; daarentegen is de respons van de participatiegraad groter en hardnekkiger. Een belangrijk verschil tussen de twee perioden wordt gevonden in de respons van arbeidsmobiliteit, die minder reageert op de schok in de periode vóór de crisis. In het hele monster is de respons ongeveer 0.5% Na 5 jaar, terwijl het in de pre-crisis steekproef onder 0,4% ligt.

op lange termijn is de toename van het arbeidsaanbod door een hogere arbeidsparticipatie en een grotere arbeidsmobiliteit goed voor respectievelijk 40 en 60% van de totale toename van de werkgelegenheid. De cijfers voor de periode vóór de crisis zijn 40 en 50 %. Ook blijkt dat, terwijl mobiliteit voor de gehele steekproef in minder dan acht jaar de prominente vorm van aanpassing wordt, het voor de periode vóór de crisis meer dan elf jaar duurt voordat de mobiliteit de participatiegraad als het meest relevante aanpassingskanaal heeft ingehaald.

uit de gegevens blijkt dat mobiliteit sinds het begin van de crisis van 2008 een belangrijkere rol heeft gespeeld bij de aanpassing van de arbeidsmarkten dan in het verleden; de aanpassing van de werkloosheids-en participatiegraden was daarentegen betrekkelijk kortstondig. Dit is in overeenstemming met de constatering dat de participatiegraad in de EU sinds 2008 veerkrachtig was, terwijl de ontmoedigingseffecten zwakker lijken te zijn geweest dan in eerdere neergang.Voetnoot 17

deze bevindingen blijven grotendeels ongewijzigd wanneer de reële lonen in de analyse worden opgenomen. Voor de gehele steekproef nemen de relatieve reële lonen geleidelijk toe als reactie op de positieve schok van de vraag naar arbeid en stabiliseren zij zich na ongeveer tien jaar, grotendeels parallel met de stabilisering van de werkloosheid. Als reactie op een schok van 1% veranderen de relatieve lonen na 10 jaar met ongeveer 0,5%. Het opnemen van lonen in het model lijkt niet erg belangrijk voor de aanpassing van de relatieve werkloosheid, in overeenstemming met de bevindingen van Blanchard en Katz (1992) voor de VS-staten en Bayoumi et al. (2006) voor Canadese provincies.Voetnoot 18

wanneer de steekproef wordt beperkt tot de periode vóór de crisis, lijkt de respons van de reële lonen aanzienlijk minder duidelijk. Sinds 2008 zijn de relatieve lonen dus meer gaan reageren op de conjunctuur in het land.

is de economische aanpassing in het kader van de EMU anders dan voorheen? De antwoorden op een asymmetrische schok van de vraag naar arbeid zijn ook berekend voor een steekproefopsplitsing die het mogelijk maakt om deze vraag te beantwoorden: een periode vóór de EMU en de EMU. Uit figuur 8 blijkt dat de aanpassing van de arbeidsmarkt in de EMU-periode in een aantal opzichten is veranderd.

Ten eerste, ondanks het feit dat de geschatte gemiddelde schok van de vraag naar arbeid over de twee perioden ongeveer even groot is (1.1 % in de eerste periode en 1,0% in de tweede periode), de reactie van de werkloosheid is sneller en minder hardnekkig in de EMU-periode.Voetnoot 19 Ten tweede vertoont de participatiegraad een meer gedempte en kortstondige reactie op de schok. Ten derde lijkt de arbeidsmobiliteit tijdens de EMU sneller te reageren, waardoor een groter deel van de schok wordt opgevangen dan de participatiegraad bij elke vertraging.Voetnoot 20 een mogelijke verklaring voor deze bevinding zou kunnen worden gekoppeld aan het feit dat de participatiegraad in de EU-landen in grotere mate wordt gedreven door structurele factoren, onder meer in verband met hervormingen en beleidsmaatregelen die de arbeidsmarktparticipatie van vrouwen en ouderen bevorderen, en minder door conjuncturele factoren. Bovendien kan de snellere reactie van de bevolking in de werkende leeftijd meer het effect van de uitbreiding weerspiegelen dan een migratie van nationale Burgers. Ten slotte lijken de reële lonen in de EMU-periode meer te reageren op landspecifieke schokken in de vraag naar arbeid. Vóór de EMU is de reactie van de reële lonen op de schok aanvankelijk gedempt en wordt zij na vijf jaar statistisch significant. In de periode na de EMU verschillen de lonen aanzienlijk van het niveau vóór de schok na het tweede jaar.Voetnoot 21

Tabel 3 geeft een meting van de bijdrage van een asymmetrische schok van de vraag naar arbeid aan de cyclische schommelingen van elke variabele. Zo wordt 37% van de schommelingen in de participatiegraad op de vijfjarige termijn toegeschreven aan een schok in de vraag naar arbeid. De versplintering van de werkloosheid wordt niet gerapporteerd omdat, op triviale wijze, schokken in de vraag naar arbeid op alle horizonten het grootste deel van de werkloosheidsschommelingen verklaren.

vóór de EMU maken schokken in de vraag naar arbeid een aanzienlijk deel uit van de variantie van de participatiegraad, terwijl deze schokken minder relevant zijn voor lonen of arbeidsmobiliteit. Na de monetaire eenwording is er een aanzienlijke verandering in het relatieve belang van schokken in de vraag naar arbeid. Binnen een jaar blijven zij nog steeds belangrijker voor de participatiegraad dan voor arbeidsmobiliteit of reële loongroei; op middellange tot lange termijn worden schokken in de vraag naar arbeid echter relatief belangrijker voor de variatie in arbeidsmobiliteit. Deze resultaten onderstrepen de grotere rol van lonen en mobiliteit als aanpassingsmechanisme voor asymmetrische schokken in de vraag naar arbeid.