mobilność pracowników i dostosowanie rynku pracy w UE

punkt wyjścia i poprzednie ustalenia

przy ograniczonych danych na temat mobilności pracowników, standardowym podejściem w literaturze jest zastosowanie metodologii Blancharda i Katza (1992). Blanchard i Katz (1992) odbiegają od obserwacji, że zmiany względnego poziomu zatrudnienia w Stanach Zjednoczonych utrzymują się w czasie, podczas gdy względne bezrobocie i wskaźniki aktywności zawodowej są zmiennymi stacjonarnymi (tj. wstrząsy tych zmiennych zanikają po pewnym czasie). Główną ideą jest to, że jeśli asymetryczne wstrząsy mają trwały wpływ na zatrudnienie, ale nie na bezrobocie i wskaźniki aktywności zawodowej, zmiana poziomu zatrudnienia musi zostać wchłonięta przez zmiany w populacji w wieku produkcyjnym. Zakładając, że szoki popytu na pracę nie mają wpływu na trendy demograficzne, reakcja względnej populacji musi odzwierciedlać reakcję mobilności pracowników.

Blanchard i Katz (1992) stwierdzają, że w typowym stanie amerykańskim przejściowy, ujemny szok popytu na pracę o 1% podnosi stopę bezrobocia o 0.32 pkt. proc. Powyżej średniej krajowej w pierwszym roku i obniża wskaźnik aktywności o 0,17 pkt. proc. Wpływ na bezrobocie i wskaźniki aktywności zawodowej znikają po 5-7 latach; wskaźniki zatrudnienia względnego stopniowo narastają, osiągając po 4 latach -2%. Ten schemat zakłada istotną rolę mobilności międzypaństwowej w pierwszych latach po wstrząsie.

późniejsza analiza zastosowała te same ramy dla innych obszarów geograficznych. W tabeli 1 podsumowano empiryczne wyniki tych badań. W każdym wierszu tabeli podano, jak duża część początkowego szoku popytu na pracę jest pochłaniana po 1 roku przez zmiany stopy bezrobocia, wskaźnika aktywności zawodowej i mobilności siły roboczej, jak oszacowano w różnych badaniach.

Decressin i Fatás (1995) stosują ramy Blancharda-Katza do badania regionalnej mobilności siły roboczej w UE i porównują wyniki z wynikami uzyskanymi w Stanach Zjednoczonych. Ich próba obejmuje okres 1975-1987 i obejmuje regiony Francji, Niemiec, Włoch, Wielkiej Brytanii i Hiszpanii; Belgia, Dania, Irlandia, Grecja, Niderlandy i Portugalia są traktowane jako pojedyncze regiony. Uważają oni, że dostosowanie rynku pracy w UE charakteryzuje się słabszą reakcją na mobilność pracowników w porównaniu z USA, podczas gdy reakcja na wskaźniki aktywności zawodowej wydaje się silniejsza. W Europie wpływ na wskaźnik aktywności zawodowej i stopę bezrobocia zanika po około 4 latach. W USA mobilność międzypaństwowa netto stanowi w pierwszym roku 52% zmiany zatrudnienia względnego, a po 3 latach 70 %. W Europie mobilność dopiero po trzecim roku stanowi odsetek podobny do tego, jaki osiągnięto w USA po zaledwie 1 roku.

Bentolila i Jimeno (1998) analizują reakcję typowego regionu Hiszpanii na szok popytu na pracę i stwierdzają, że w latach 1976-1994 bezrobocie stanowi znaczną część korekty, stanowiącą około jedną trzecią zmiany zatrudnienia po trzech latach.

(2014) ponowna ocena dostosowania Stanów USA wydłużających próbkę Blancharda i Katza do dodatkowych 20 lat. W porównaniu z Blanchardem i Katzem stwierdzają, że wzrosła rola partycypacji i bezrobocia, a udział mobilności międzypaństwowej zmniejszył się. Stosując tę metodologię w odniesieniu do regionów europejskich, stwierdzają, że krótkoterminowa reakcja na mobilność siły roboczej wzrosła z czasem.

Beyer i Smets (2015) ponownie rozważają porównanie dostosowań na rynku pracy w USA i Europie dokonanych przez Decressin i Fatás. W szczególności oceniają one oddzielnie dostosowanie do wstrząsów specyficznych dla regionu, do wspólnych wstrząsów o skutkach asymetrycznych oraz do wstrząsów krajowych. Uważają, że istotną różnicę między UE a USA można znaleźć jedynie w reakcji mobilności na wspólne wstrząsy o asymetrycznych skutkach. Natomiast reakcja na wstrząsy związane z mobilnością w poszczególnych regionach odgrywa stosunkowo niewielką rolę zarówno w UE, jak i w USA i wydaje się z czasem maleć. Wreszcie mobilność między krajami w odpowiedzi na wstrząsy dla poszczególnych krajów jest mniej ważna niż mobilność międzyregionalna w odpowiedzi na wstrząsy dla poszczególnych regionów.

większość badań dotyczących UE koncentruje się na dostosowaniu regionalnego rynku pracy. Tylko niewielu przyjrzało się roli mobilności pracowników dla dynamiki krajowego rynku pracy. W badaniu dotyczącym strefy euro obejmującym lata 1970-2005 L ‘ Angevin (2007b) stwierdza, że mobilność międzypaństwowa odgrywa niewielką rolę w krajach strefy euro i że w porównaniu z USA potrzeba więcej czasu, aby bezrobocie i udział w rynku powróciły do długoterminowej równowagi po wstrząsie.Przypis 9 mimo to, ograniczając próbę do okresu 1990-2005, rynek pracy strefy euro reaguje podobnie jak rynek USA, z większym udziałem mobilności siły roboczej w średnim okresie.

Specyfikacja RAM VAR

Specyfikacja empiryczna jest motywowana teoretycznymi ramami, w których czynniki produkcji są mobilne w wielu krajach (jednostkach regionalnych). Każdy kraj można myśleć o produkcji danego pakietu produktów. Dzięki temu możliwe są asymetryczne wstrząsy gospodarcze, czyli zmiany popytu zewnętrznego, które wpływają na niektóre kraje, ale nie na inne. Stosunek popytu na pracę w kraju i I roku t można wyrazić jako

gdzie w i, T oznacza stawkę płac, N I, T zatrudnienie i z I,T popyt na pracę. Współczynnik D jest dodatni, co odzwierciedla ujemny spadek popytu na produkty danego kraju.

wszystkie zmienne są w logarytmach, aby umożliwić proste sformułowanie liniowe. Co ważniejsze, wszystkie zmienne są wyrażone w stosunku do (ważonej) średniej krajów objętych próbą. Eliminuje to tendencje wspólne dla wszystkich krajów i pozwala skupić się na asymetrycznych (a nie powszechnych) wstrząsach.

względny popyt na pracę zależy od względnych płac i specyfiki kraju x d, które wpływają na decyzje lokalizacyjne firm i nie zmieniają się w czasie (tj. są źródłem trwałych różnic w poziomie zatrudnienia):

gdzie \ ({\varepsilon} _ {i,t}^D\) jest specyficznym dla kraju szokiem popytu na pracę. Zmiany podaży pracy wynikają ze względnej różnicy płac, lokalnych warunków na rynku pracy (stopa bezrobocia u) i innych specyficznych dla danego kraju cech x s, które wpływają na preferencje lokalizacyjne pracowników:

gdzie \( {\varepsilon} _ {i,t}^S\) jest specyficznym dla kraju szokiem podaży pracy. Stosunek płac do bezrobocia jest

model zamknięty jest bezrobociem definiowanym jako różnica między podażą pracy a popytem na pracę:

w dłuższej perspektywie względny wzrost zatrudnienia i względne bezrobocie określa się za pomocą następujących równań:

wzrost zatrudnienia determinowany jest przez czynniki specyficzne dla danego kraju x di i X si . W krajach bardziej atrakcyjnych dla firm napływ firm prowadzi do wyższych płac i niższego bezrobocia, co stymuluje napływ pracowników, co pozwala na stały wzrost zatrudnienia. W krajach bardziej atrakcyjnych dla osób fizycznych napływ pracowników obniża płace, a bezrobocie rośnie. Mobilność pracowników i przedsiębiorstw zapewnia, że wpływ szoków popytu na pracę na względne płace, bezrobocie i wskaźniki uczestnictwa są przemijające.

ponieważ zmienne są wyrażone w stosunku do ich zagregowanych odpowiedników w UE, Eq. (3) może być postrzegana jako charakteryzująca mobilność pracowników na podstawie względnych płac i względnego bezrobocia.Przypis 10 W przypadku negatywnego asymetrycznego szoku popytowego w jednym kraju spadek płac i zatrudnienia. Niższe płace i wyższe bezrobocie prowadzą do migracji netto pracowników, co łagodzi skutki bezrobocia i płac; niższe płace przyciągają również firmy, podtrzymując tworzenie miejsc pracy i płace. Ogólny efekt zależy od elastyczności względnego popytu na pracę i względnej podaży pracy.

można oszacować model VAR w celu zbadania reakcji zatrudnienia, bezrobocia i wskaźnika aktywności zawodowej na asymetryczny szok popytu na pracę, tzn. wszystkie zmienne są wyrażone jako odchylenia od odpowiednich średnich UE. Fakt, że asymetryczne wstrząsy mają trwały wpływ na poziom zatrudnienia, ale nie na bezrobocie i wskaźniki uczestnictwa, ma dwa konsekwencje. Po pierwsze, zmiana poziomu zatrudnienia musi nastąpić poprzez mobilność pracowników. Po drugie, VAR należy oszacować z uwzględnieniem względnego zatrudnienia w pierwszych różnicach i stopy zatrudnienia (zdefiniowanej w tej metodologii jako 1-stopa bezrobocia) oraz wskaźnika aktywności w poziomach.

można zatem oszacować następujące wartości VAR:

gdzie v jest wektorem (Δn it , le it , lp it ); Δn jest pierwszą różnicą logarytmu zatrudnienia w kraju i minus logarytm zagregowanego zatrudnienia w UE; le jest to logarytm stopy zatrudnienia (1 − stopa bezrobocia) w kraju i minus logarytm stopy zatrudnienia (1 − stopa bezrobocia) w UE; i lp jest to logarytm stopy uczestnictwa w kraju i minus logarytm stopy uczestnictwa w UE. Kluczową hipotezą określającą ramy Blancharda i Katza (1992) jest to, że innowacje w równaniu wzrostu zatrudnienia są egzogennymi wstrząsami popytu na pracę. Jest to uzasadniona hipoteza, gdy korelacja między stopą bezrobocia a wzrostem zatrudnienia jest ujemna, podczas gdy korelacja ta jest dodatnia, jeśli wzrost wynika głównie z podaży pracy. Panel regresji stopy bezrobocia w stosunku do wzrostu zatrudnienia daje znaczne nachylenie (-0,56), co sugeruje, że hipoteza, że innowacje we wzroście zatrudnienia stanowią głównie szok popytowy, jest ważna również dla próby UE.

hipoteza, że innowacje we wzroście zatrudnienia stanowią szoki popytu na pracę, jest realizowana poprzez ortogonalizowane (tj. nieskorelowane) szoki. Ponieważ macierz wariancji-kowariancji oszacowanych błędów ε T jest mało prawdopodobna jako przekątna (tzn. błędy w równaniu mogą być skorelowane), pozostałości równań muszą zostać rozłożone w taki sposób, aby stały się ortogonalne. Rozkład Cholesky ‘ ego jest standardowym sposobem na to. W praktyce polega ona na uporządkowaniu zmiennych w VAR tak, aby zmienne, które przyszły wcześniej, wpływały jednocześnie na następujące zmienne, podczas gdy te, które przyszły później, wpływały na poprzednie zmienne tylko z opóźnieniem. W szczególności zakłada się, że szoki popytu na pracę wpływają jednocześnie na stopę bezrobocia i wskaźnik uczestnictwa, z opóźnieniem informującym o wzroście zatrudnienia. Oznacza to, że zmiany względnego wzrostu zatrudnienia w ciągu roku odzwierciedlają specyficzne dla danego kraju szoki popytu na pracę. Zakłada się, że skutki szoku po stronie podaży są związane z nieskorelowanymi wstrząsami stopy zatrudnienia lub wskaźnika uczestnictwa.

innym ustalonym założeniem jest to, że specyficzne dla danego kraju cechy tworzą stałe różnice między krajami, które można modelować jako stałe efekty f i . Ponieważ efekty stałe są skorelowane z regresorami poprzez opóźnione zmienne zależne, efekty stałe są eliminowane, wyrażając zmienne jako odchylenie od ich specyficznych dla danego kraju środków. Tak więc, zmienna Panelowa rzędu 2 (tj. dwa LGD dla każdej zmiennej) szacuje się, że OLS połączy kraje UE po pomniejszeniu zmiennych w celu usunięcia stałych skutków dla danego kraju.

dostępność danych dotyczących płac na poziomie krajowym pozwala zbadać, w jakim stopniu szok popytu na pracę jest pochłaniany przez zmiany względnych płac realnych. Uwzględnienie płac w niektórych specyfikacjach pozwala lepiej zidentyfikować szok popytu na pracę, w którym ich reakcja powinna być pozytywna, od szoku podaży pracy, w którym ich reakcja powinna być negatywna. Przy określaniu szoków zakłada się, że płace realne reagują jednocześnie na szoki popytu na pracę i wpływają jednocześnie na podaż pracy poprzez zmiany zatrudnienia lub wskaźnika aktywności zawodowej.Przypis 11

wreszcie należy zauważyć, że, jak to jest standardową praktyką w literaturze (np. Blanchard and Katz 1992; Obstfeld and Peri 1998; Dao et al. 2014), przepływy migracyjne netto są ustalane poprzez arytmetyczne powiązanie (zmian) populacji z (zmianami) zatrudnieniem, bezrobociem i aktywną populacją. Jeśli P oznacza ludność w wieku produkcyjnym, L oznacza siłę roboczą, a N-zatrudnienie, to arytmetyka ta może być wyrażona jako P = N + (L − N) + (P − L) = N + (1 − e)L + (1 − p)P, Gdzie e oznacza stopę zatrudnienia (zdefiniowaną tutaj jako 1 − stopa bezrobocia), A p-wskaźnik uczestnictwa. Z tego wynika, że zależność między stopniami wzrostu (zmianami procentowymi) tych zmiennych (w przybliżeniu równymi zmianie zmiennej w logach) jest liniowa: dlog p = dlog N − dlog e − dlog p.

prawdopodobne jest założenie, że odpowiedź ludności w wieku produkcyjnym na wstrząsy popytu na pracę wynika z mobilności geograficznej, ale można znaleźć dodatkowe argumenty empiryczne. W rzeczywistości korelacja między wzrostem zatrudnienia a szeregiem “surowych wskaźników migracji netto i korekty statystycznej” wynosi 0,42 w UE-15 W latach 1980-2014 i 0,54 w okresie po 1998 r. Korelacja pozostaje wysoka i znacząca nawet wtedy, gdy serie są odseparowane.

korekta rynku pracy: analiza opisowa

przed zbadaniem wkładu mobilności siły roboczej w dostosowanie rynku pracy, należy dokonać przeglądu niektórych stylizowanych faktów na temat dynamiki zatrudnienia, bezrobocia i udziału w rynku pracy w poszczególnych krajach UE.

analiza jest przeprowadzana na podstawie corocznej bazy danych paneli, która obejmuje 15 członków UE przed rozszerzeniem za lata 1970-2013. Dane pochodzą z rocznej bazy danych makroekonomicznej (AMECO) DG ECFIN Komisji Europejskiej. Zatrudnienie i wynagrodzenie na pracownika pochodzą z rachunków narodowych, bezrobocia i wskaźnika aktywności z badania siły roboczej; wynagrodzenie na pracownika jest deflowane deflatorem PKB.Przypis 12

Rysunek 6 przedstawia, dla wszystkich krajów objętych próbą, tempo wzrostu poziomu zatrudnienia, wskaźnik aktywności zawodowej i wskaźnik zatrudnienia (1 − stopa bezrobocia), w stosunku do średniej UE, od początku lat 70. XX wieku.określenie zmiennych jako odchyleń od średniej UE pozwala skupić się na wstrząsach asymetrycznych. Zmiany w mobilności pracowników wynikają ze zmian w zatrudnieniu, których nie można przypisać zmianom bezrobocia lub wskaźnika aktywności zawodowej (zob. powyżej). Na Rys. 6, zmiany w mobilności można ocenić, odejmując zarówno zmiany aktywności, jak i stopy zatrudnienia od wzrostu zatrudnienia wzdłuż osi pionowej. Wizualna kontrola danych ujawnia różnorodność w różnych krajach, ale niewiele stylizowanych faktów wyróżnia się.

biorąc pod uwagę metodologiczną słuszność podejścia Blancharda-Katza, względny wzrost zatrudnienia oraz względne zmiany aktywności zawodowej i stopy bezrobocia oscylują wokół średnich stałych.

w przypadku niektórych krajów (np. Austrii, Niemiec i Irlandii do czasu kryzysu) rozwój sytuacji w poszczególnych krajach jedynie tymczasowo odbiega od średniej UE, co wskazuje na znaczenie wspólnych wstrząsów.

recesje, które nastąpiły po dwóch wstrząsach naftowych z początku lat 70., miały jedynie tymczasowy wpływ na wzrost zatrudnienia w kilku krajach. Wyraźnie kontrastuje to z utrzymującymi się skutkami kryzysów finansowych, które dotknęły Szwecję i Finlandię na początku lat 90., lub ze skutkami kryzysu finansowego w Grecji, Portugalii i Hiszpanii z 2008 r. W przypadku tych krajów szoki wzrostu zatrudnienia miały bardziej trwały wpływ na bezrobocie, zgodnie z dowodami przedstawionymi przez Calvo et al. (2012) dostosowanie rynku pracy jest powolne, szczególnie w przypadku recesji wywołanych zakłóceniami kanału kredytowego.Przypis 13

wahaniom wzrostu zatrudnienia w stosunku do średniej UE towarzyszą zmiany w działalności lub stopy bezrobocia lub obu tych zmian. Na przykład wahaniom wzrostu zatrudnienia towarzyszyły zmiany względnego bezrobocia w Niemczech, Irlandii, Włoszech i Finlandii, podczas gdy w Niderlandach, Francji i Szwecji względny wzrost zatrudnienia zmienia się wraz ze względnym wskaźnikiem aktywności zawodowej.

jak pokazano powyżej, różnica między wzrostem zatrudnienia a sumą procentowej zmiany aktywności zawodowej i wskaźników zatrudnienia musi być równa procentowej zmianie w populacji w wieku produkcyjnym, która z kolei odzwierciedla przepływy mobilności pracowników. W Hiszpanii, Irlandii, Luksemburgu i Holandii widoczna jest tendencja do większej mobilności wewnętrznej; w Finlandii, Portugalii i Szwecji obserwuje się mobilność zewnętrzną. Stały napływ pracowników charakteryzował wzrost zatrudnienia w Hiszpanii i Irlandii przed kryzysem z 2008 r. Kryzys tylko częściowo odwrócił tę tendencję, a negatywny szok popytu na pracę doprowadził do ogromnego zniszczenia miejsc pracy i ograniczonego spadku wzrostu liczby ludności w wieku produkcyjnym. Model ten kontrastuje z Modelem Finlandii po recesji z początku lat 90., kiedy silnemu wzrostowi bezrobocia towarzyszył utrzymujący się i znaczny spadek wskaźnika aktywności zawodowej.

w kolejnym kroku analizuje się, w jakim stopniu wzrost zatrudnienia, stopa bezrobocia i stopa aktywności zawodowej są napędzane przez wspólne lub asymetryczne wstrząsy w różnych Państwach Członkowskich. Analizę tę podsumowano w tabeli 2. Zgodnie ze standardową praktyką stosowaną w literaturze, różnice w zmiennych na poziomie krajowym ulegają regresji w odniesieniu do rozwoju agregatu UE-15. Współczynniki β wskazują, jak duża część zmiany agregatu UE jest przenoszona na zmienne krajowe w tym samym roku, podczas gdy R 2 mierzy siłę zależności między zmiennymi krajowymi i zagregowanymi. Warto wspomnieć o kilku faktach.

średnio 40% wahań wzrostu zatrudnienia w poszczególnych krajach wynika z rozwoju sytuacji w UE-15, co jest zgodne z ustaleniami L ‘ Angevina (2007a, b) w okresie 1973-2005. Sugeruje to, że wspólne wstrząsy w UE są bardziej istotne w danym kraju niż na poziomie regionalnym, ale mniej istotne niż w przypadku państw amerykańskich.Przypis 14

wzrost zatrudnienia jest silnie skorelowany z rozwojem sytuacji na poziomie UE w większości krajów; wydaje się, że w Austrii, Danii, Grecji i Luksemburgu przeważają asymetryczne wstrząsy.

wskaźniki bezrobocia na poziomie krajowym są ogólnie bardziej skorelowane z agregatem UE niż w przypadku wzrostu zatrudnienia. To samo dotyczy wskaźników aktywności, z wyjątkiem Danii, Finlandii i Szwecji.

dostosowanie do asymetrycznych szoków popytu na pracę: dowody

wyniki estymacji modelu VAR są podsumowane za pomocą odpowiednich funkcji odpowiedzi impulsowej, pokazujących odpowiedź zmiennych na dodatni szok popytu na pracę z jednym odchyleniem standardowym. Wyniki regresji z estymacji dwóch wariantów modelu (z wyłączeniem płac i włącznie) przedstawiono w dodatkowym pliku 2.

Wykres 7 przedstawia reakcje zatrudnienia, stopę bezrobocia, wskaźnik aktywności zawodowej i migrację na pozytywny szok popytu na pracę w całej próbie (Panel górny) i w okresie przedkryzysowym (panel dolny). Wyniki są pokazane oddzielnie w specyfikacji parsimonious VAR bez płac realnych (lewe panele) oraz dla specyfikacji zawierającej równanie płacowe (prawe panele). Podczas gdy wykresy pokazują skutki dodatniego szoku popytu na pracę, reakcja na szok ujemny jest symetryczna. Dla celów prezentacyjnych przedziały ufności nie są pokazywane. Wskaźnik zatrudnienia i wskaźnik aktywności zawodowej są znaczące na poziomie 5 % przez około 10 lat, podczas gdy wskaźnik zatrudnienia jest zawsze znaczący.Przypisy 15

wyniki sugerują, że zgodnie z oczekiwaniami szoki popytu na pracę skutkują głównie zmiennością stopy bezrobocia i stopy aktywności zawodowej w zależności od ich wpływu. Efekty te rozpraszają się bardzo powoli w czasie. Natomiast wpływ na mobilność i płace realne jest mniejszy i narasta stopniowo.

w latach 1970-2013 średnia wielkość stwierdzonych wstrząsów popytu na pracę wynosi około 1,1 %. Wpływ na zatrudnienie jest trwały i osiąga maksimum po około 4 latach, zanim spadnie do wartości trwale wyższej niż poziom początkowy. W ciągu 1 roku stopa bezrobocia spada, a stopa aktywności wzrasta odpowiednio o około 0,5 i 0,3 punktu procentowego Powyżej średniej UE. Wpływ szoku na bezrobocie i wskaźniki aktywności zawodowej jest bardzo trwały i trwa dłużej niż 5 lat.

mobilność pracowników wzrasta o 0.3 % w pierwszym roku i szczyty po około 10 latach. Tak więc w pierwszym roku stopa bezrobocia, wskaźnik aktywności zawodowej i mobilność pracowników pochłaniają odpowiednio 43, 32 i 25% początkowego szoku popytu na pracę. Odsetek początkowego szoku popytowego wchłoniętego przez zmiany w populacji wzrasta z czasem.

podsumowując, analogicznie do poprzednich badań, wyniki wskazują, że w perspektywie średnioterminowej zdecydowana większość asymetrycznych wstrząsów popytowych jest pochłaniana poprzez dostosowanie względnych wskaźników aktywności i mobilności, przy czym te pierwsze reagują lepiej w pierwszych latach po wstrząsie, podczas gdy te drugie stają się dominujące po kilku latach.

w odniesieniu do próby sprzed kryzysu (1970-2007) szacuje się, że średni wstrząs jest mniej więcej równy, ale bardziej trwały. W odpowiedzi na szok, w ciągu pierwszego roku stopa bezrobocia spada o 0.3 pkt proc., a wskaźnik aktywności wzrasta o 0,4 pkt proc. W ciągu pierwszego roku stopa bezrobocia i wskaźnik aktywności zawodowej pochłaniają odpowiednio około 34 i 38% szoku popytu na pracę.Przypis 16 w porównaniu z całą próbą reakcja na bezrobocie jest słabsza i bardziej trwała, natomiast reakcja na wskaźnik aktywności zawodowej jest większa i bardziej trwała. Zasadnicza różnica między tymi dwoma okresami znajduje się w reakcji na mobilność siły roboczej, która wydaje się mniej reagować na szok w okresie przedkryzysowym. W całej próbce odpowiedź wynosi około 0.5 % Po 5 latach, podczas gdy w próbie sprzed kryzysu wynosi ona poniżej 0,4%.

w dłuższej perspektywie wzrost podaży siły roboczej poprzez wyższy wskaźnik aktywności zawodowej i większą mobilność siły roboczej stanowi odpowiednio 40 i 60% ogólnego wzrostu zatrudnienia. Dane liczbowe za okres przedkryzysowy wynoszą 40 i 50 %. Okazuje się również, że chociaż w przypadku całej próby w okresie krótszym niż 8 lat mobilność staje się główną formą dostosowania, w okresie przedkryzysowym potrzeba ponad 11 lat, aby mobilność wyprzedziła wskaźniki aktywności jako najbardziej odpowiedni kanał dostosowania.

dowody wskazują, że od początku kryzysu w 2008 r.mobilność odgrywała ważniejszą rolę w dostosowaniu rynków pracy niż w przeszłości; natomiast dostosowanie stopy bezrobocia i stopy aktywności zawodowej było stosunkowo krótkotrwałe. Jest to zgodne z obserwacją, że wskaźniki aktywności w UE były odporne od 2008 r., podczas gdy skutki zniechęcenia wydają się być słabsze niż w poprzednich spadkach.Przypis 17

ustalenia te pozostają w dużej mierze niezmienione, jeżeli w analizie uwzględniono płace realne. W przypadku całej próby względne płace realne stopniowo rosną w odpowiedzi na pozytywny szok popytu na pracę i stabilizują się po około 10 latach, zasadniczo równolegle ze stabilizacją bezrobocia. W odpowiedzi na 1% szok, płace względne zmieniają się o około 0,5% po 10 latach. Włączenie płac do modelu nie wydaje się mieć większego znaczenia dla dostosowania względnej stopy bezrobocia, zgodnie z ustaleniami Blancharda i Katza (1992) dla Stanów Zjednoczonych i Bayoumi et al. (2006) dla prowincji Kanadyjskich.Przypis 18

ograniczając próbę do okresu sprzed kryzysu, reakcja płac realnych wydaje się znacznie bardziej stonowana. Tak więc od 2008 r. płace względne stały się bardziej reaktywne w stosunku do specyficznych dla danego kraju warunków cyklicznych.

czy dostosowanie gospodarcze w ramach UGW jest INNE niż wcześniej? Odpowiedzi na asymetryczny szok popytu na pracę obliczono również dla podziału próby, który pozwala odpowiedzieć na to pytanie: okres przed UGW i UGW. Wykres 8 pokazuje, że dostosowanie rynku pracy zmieniło się w okresie UGW pod wieloma względami.

po pierwsze, pomimo faktu, że szacowany średni szok popytu na pracę jest mniej więcej równy w obu okresach (1.1 % w pierwszym okresie i 1,0% W drugim), reakcja na bezrobocie jest szybsza i mniej trwała w okresie UGW.Przypis 19 Po Drugie, wskaźnik aktywności wykazuje bardziej cichą i krótkotrwałą reakcję na wstrząs. Po trzecie, wydaje się, że mobilność siły roboczej reaguje szybciej w okresie UGW, pochłaniając większą część wstrząsu niż wskaźnik aktywności zawodowej przy jakimkolwiek opóźnieniu.Przypis 20 możliwe wyjaśnienie tego ustalenia mogłoby być związane z faktem, że wskaźniki aktywności zawodowej w krajach UE były w większym stopniu napędzane przez czynniki strukturalne, w tym związane z reformami i politykami ułatwiającymi udział kobiet i osób starszych w rynku pracy, a w mniejszym-przez czynniki cykliczne. Ponadto szybsza reakcja ludności w wieku produkcyjnym może bardziej odzwierciedlać skutki rozszerzenia niż migrację obywateli krajowych. Wreszcie, płace realne w okresie UGW wydają się bardziej reagować na szoki popytu na pracę w poszczególnych krajach. Przed przystąpieniem do UNII GOSPODARCZEJ I WALUTOWEJ reakcja płac realnych na szok jest początkowo wyciszona i po 5 latach staje się statystycznie istotna. W okresie po UGW płace znacznie różnią się od poziomu sprzed wstrząsu po drugim roku.Przypis 21

Tabela 3 zawiera pomiar udziału asymetrycznego szoku popytu na pracę w cyklicznych wahaniach każdej zmiennej. Na przykład 37 % wahań wskaźnika aktywności zawodowej przypisuje się w horyzoncie pięcioletnim szokowi popytowemu. Rozkład bezrobocia nie jest odnotowywany, ponieważ trywialnie szoki popytu na pracę wyjaśniają we wszystkich kierunkach największy udział wahań bezrobocia.

przed UGW szoki popytu na pracę stanowią znaczną część wariancji wskaźnika aktywności zawodowej, podczas gdy szoki te są mniej istotne dla płac lub mobilności pracowników. Po zjednoczeniu monetarnym następuje znaczna zmiana względnego znaczenia szoków popytu na pracę. W ciągu jednego roku nadal mają one większe znaczenie dla wskaźnika aktywności zawodowej niż dla mobilności siły roboczej czy realnego wzrostu płac; jednak w perspektywie średnio-i długoterminowej szoki popytu na pracę stają się stosunkowo ważniejsze dla zmienności mobilności siły roboczej. Wyniki te podkreślają zwiększoną rolę płac i mobilności jako mechanizmu dostosowania do asymetrycznych wstrząsów popytu na pracę.