mobilitatea forței de muncă și ajustarea pieței forței de muncă în UE

punct de plecare și constatări anterioare

cu date limitate privind mobilitatea forței de muncă, abordarea standard din literatură este de a urma metodologia elaborată de Blanchard și Katz (1992). Blanchard și Katz (1992) se îndepărtează de observația că schimbările nivelurilor relative de ocupare a forței de muncă în statele americane persistă în timp, în timp ce rata relativă a șomajului și a activității sunt variabile staționare (adică. șocurile la aceste variabile se estompează după ceva timp). Ideea principală este că, dacă șocurile asimetrice au un efect permanent asupra ocupării forței de muncă, dar nu și asupra ratei șomajului și a ratei de activitate, schimbarea nivelurilor de ocupare a forței de muncă trebuie să fie absorbită de modificările populației în vârstă de muncă. Presupunând că șocurile cererii de forță de muncă nu influențează tendințele demografice, răspunsul populației relative trebuie să reflecte răspunsul mobilității forței de muncă.

Blanchard și Katz (1992) constată că, într-un stat tipic american, un șoc tranzitoriu negativ al cererii de forță de muncă de 1% crește rata șomajului cu 0.32 puncte procentuale peste media națională în primul an și scade rata de activitate cu 0.17 puncte procentuale. Efectele asupra ratei șomajului și a activității dispar după 5-7 ani; cele privind ocuparea relativă a forței de muncă se acumulează treptat, atingând un maxim de -2% după 4 ani. Acest model implică un rol substanțial al mobilității interstatale în primii ani de după șoc.

analiza ulterioară a aplicat același cadru și altor zone geografice. Tabelul 1 rezumă constatările empirice ale acestor studii. În fiecare rând al tabelului, este raportat cât de mult din șocul inițial al cererii de forță de muncă este absorbit după 1 an de modificările ratei șomajului, ratei de activitate și mobilității forței de muncă, estimate de diferitele studii.

Decressin și Fat (1995) aplică cadrul Blanchard-Katz pentru a investiga mobilitatea regională a forței de muncă în UE și pentru a compara rezultatele cu cele obținute pentru statele americane. Eșantionul acestora acoperă perioada 1975-1987 și cuprinde regiuni pentru Franța, Germania, Italia, Regatul Unit și Spania; Belgia, Danemarca, Irlanda, Grecia, țările de jos și Portugalia sunt considerate regiuni unice. Ei constată că ajustarea pieței forței de muncă în UE se caracterizează printr-un răspuns redus al mobilității forței de muncă în comparație cu SUA, în timp ce răspunsul ratelor de activitate pare mai puternic. În Europa, este nevoie de aproximativ 4 ani pentru ca efectul asupra ratei de activitate și a ratei șomajului să dispară. În SUA, mobilitatea interstatală netă reprezintă în primul an 52% din variația ocupării relative și după 3 ani 70%. În Europa, abia după al treilea an mobilitatea reprezintă o proporție similară cu cea atinsă în SUA după doar 1 an.

Bentolila și Jimeno (1998) analizează răspunsul regiunii tipice spaniole la un șoc al cererii de forță de muncă și constată că, pentru perioada 1976-1994, șomajul suportă o fracțiune semnificativă din ajustare, reprezentând aproximativ o treime din schimbarea ocupării forței de muncă după 3 ani.

Dao și colab. (2014) reevaluează ajustarea Statelor Americane extinzând eșantionul Blanchard și Katz la 20 de ani suplimentari. În comparație cu Blanchard și Katz, aceștia constată că rolul participării și al șomajului a crescut, în timp ce contribuția mobilității interstatale a scăzut. Aplicând metodologia în regiunile europene, acestea constată că răspunsul pe termen scurt al mobilității forței de muncă a crescut în timp.

Beyer și Smets (2015) reconsideră comparația dintre ajustările pieței forței de muncă din SUA și Europa efectuate de Decressin și Fat-uri. În special, acestea evaluează separat ajustarea la șocurile specifice regiunii, la șocurile comune cu efecte asimetrice și la șocurile naționale. Ei consideră că o diferență semnificativă între UE și SUA poate fi găsită doar în răspunsul mobilității la șocurile comune cu efecte asimetrice. În schimb, răspunsul mobilității la șocurile specifice regiunii joacă un rol relativ minor atât pentru UE, cât și pentru SUA și pare să scadă în timp. În cele din urmă, mobilitatea inter-națională ca răspuns la șocurile specifice fiecărei țări este mai puțin importantă decât mobilitatea inter-regională ca răspuns la șocurile specifice fiecărei regiuni.

majoritatea studiilor privind UE se concentrează pe ajustarea regională a pieței forței de muncă. Doar puțini au analizat rolul mobilității forței de muncă pentru dinamica Națională a pieței forței de muncă. Într-un studiu privind zona euro care acoperă perioada 1970-2005, l ‘ Angevin (2007b) constată că mobilitatea interstatală joacă un rol minor în țările din zona euro și că, în comparație cu SUA, este nevoie de mai mult timp pentru ca șomajul și participarea să revină la un echilibru pe termen lung după șoc.Nota de subsol 9 cu toate acestea, limitând eșantionul la perioada 1990-2005, piața muncii din zona euro răspunde în mod similar celei din SUA, cu o contribuție mai mare a mobilității forței de muncă pe termen mediu.

specificația cadrului VAR

specificația empirică este motivată de un cadru teoretic în care factorii de producție sunt mobili într-un număr de țări (unități regionale). Fiecare țară poate fi gândită să producă un anumit pachet de produse. Acest lucru face posibile șocuri economice asimetrice, adică schimbări ale cererii externe care afectează unele țări, dar nu și altele. Relația cererii de forță de muncă în țara i și Anul t poate fi exprimată ca

unde w I, T reprezintă rata salarială, n i,t ocuparea forței de muncă și z i,t cererea de muncă. Coeficientul d este pozitiv reflectând o cerere negativă înclinată pentru produsele unei țări.

toate variabilele sunt în logaritmi pentru a permite o formulare liniară simplă. Mai important, toate variabilele sunt exprimate în raport cu media (ponderată) a țărilor din eșantion. Acest lucru elimină tendințele comune tuturor țărilor și permite concentrarea asupra șocurilor asimetrice (mai degrabă decât comune).

cererea relativă de forță de muncă depinde de salariile relative și de caracteristicile specifice fiecărei țări x d care afectează deciziile de localizare ale firmelor și nu se modifică în timp (adică sunt o sursă de diferențe permanente în ceea ce privește nivelurile de ocupare a forței de muncă):

unde \ ({\varepsilon} _ {i, t}^d\) este un șoc al cererii de muncă specific țării. Modificările ofertei de forță de muncă sunt determinate de diferența relativă a salariilor, de condițiile locale de pe piața muncii (rata șomajului u) și de alte caracteristici specifice fiecărei țări x S care afectează preferințele de localizare ale lucrătorilor:

unde \ ({\varepsilon} _ {i, t}^s\) este un șoc specific ofertei de forță de muncă. Relația dintre salarii și șomaj este

modelul este închis cu șomajul definit ca diferența dintre oferta de muncă și cererea de muncă:

pe termen lung, creșterea relativă a ocupării forței de muncă și șomajul relativ sunt determinate de următoarele ecuații:

creșterea ocupării forței de muncă este determinată de factorii specifici fiecărei țări x di și x si . În țările mai atractive pentru companii, fluxul de firme duce la salarii mai mari și șomaj mai mic, ceea ce stimulează sosirea lucrătorilor care permit creșterea permanentă a ocupării forței de muncă. În țările mai atractive pentru indivizi, fluxul de lucrători împinge salariile în jos și șomajul în sus. Mobilitatea forței de muncă și a întreprinderilor asigură faptul că efectele șocurilor cererii de forță de muncă asupra salariilor relative, a șomajului și a ratelor de participare sunt tranzitorii.

deoarece variabilele sunt exprimate în raport cu omologii lor agregați din UE, Eq. (3) poate fi văzută ca o caracteristică a mobilității lucrătorilor pe baza salariilor relative și a șomajului relativ.Nota de subsol 10 dacă o țară este afectată de un șoc negativ asimetric al cererii, salariile și ocuparea forței de muncă scad. Salariile mai mici și șomajul mai mare conduc la migrația netă a lucrătorilor, ceea ce atenuează șomajul și efectele salariale; salariile mai mici atrag, de asemenea, firmele, susținând crearea de locuri de muncă și salariile. Efectul global depinde de elasticitatea cererii relative de forță de muncă și a ofertei relative de forță de muncă.

un model VAR poate fi estimat pentru a investiga răspunsul ocupării forței de muncă, al șomajului și al ratei de participare la un șoc asimetric al cererii de forță de muncă, adică toate variabilele sunt exprimate ca abateri de la mediile UE respective. Faptul că șocurile asimetrice au un efect permanent asupra nivelurilor de ocupare a forței de muncă, dar nu și asupra ratei șomajului și a participării, are două consecințe. În primul rând, schimbarea nivelurilor de ocupare a forței de muncă trebuie să aibă loc prin mobilitatea forței de muncă. În al doilea rând, VAR ar trebui estimat cu ocuparea relativă în primele diferențe și rata de ocupare (definită în această metodologie ca 1 − Rata șomajului) și rata de activitate în niveluri.

următoarele VAR pot fi astfel estimate:

în cazul în care v este Vectorul (It , le it , lp it ); Lequxn este prima diferență a logaritmului ocupării forței de muncă în țara I minus logaritmul ocupării totale în UE; le este logaritmul ratei ocupării forței de muncă (1 − Rata șomajului) în țara I minus logaritmul ratei ocupării forței de muncă (1 − Rata șomajului) în UE; și lp este logaritmul ratei de participare în țara I minus logaritmul ratei de participare în UE. O ipoteză cheie de identificare a cadrului Blanchard și Katz (1992) este că inovațiile în ecuația creșterii ocupării forței de muncă sunt șocuri exogene ale cererii de forță de muncă. Aceasta este o ipoteză rezonabilă atunci când corelația dintre ratele șomajului și creșterea ocupării forței de muncă este negativă, în timp ce această corelație este pozitivă dacă creșterea derivă în principal din oferta de forță de muncă. O regresie a ratei șomajului în ceea ce privește creșterea ocupării forței de muncă oferă o pantă semnificativă de (-0,56), ceea ce înseamnă că ipoteza conform căreia inovațiile în ceea ce privește creșterea ocupării forței de muncă reprezintă în mare parte șocuri ale cererii este valabilă și pentru eșantionul UE.

ipoteza că inovațiile pentru creșterea ocupării forței de muncă reprezintă șocuri ale cererii de forță de muncă este implementată prin șocuri ortogonalizate (adică necorelate). Din moment ce matricea varianță-covarianță a erorilor estimate este puțin probabil să fie diagonală (adică erorile din ecuație sunt susceptibile de a fi corelate), reziduurile ecuațiilor trebuie descompuse în așa fel încât să devină ortogonale. Descompunerea Cholesky reprezintă modul standard de a face acest lucru. În practică, constă în ordonarea variabilelor din VAR astfel încât șocurile variabilelor care vin mai devreme să afecteze simultan următoarele variabile, în timp ce cele care au venit după afectează variabilele anterioare doar cu un decalaj. În special, se presupune că șocurile cererii de forță de muncă afectează simultan rata șomajului și rata de participare, cu un feedback întârziat cu privire la creșterea ocupării forței de muncă. Acest lucru implică faptul că modificările creșterii relative a ocupării forței de muncă în cursul anului reflectă șocurile specifice cererii de forță de muncă specifice fiecărei țări. Se presupune că efectele șocului din partea ofertei funcționează prin șocuri necorelate cu rata de ocupare sau cu rata de participare.

o altă ipoteză de identificare este că caracteristicile specifice fiecărei țări creează diferențe constante între țări care pot fi modelate ca efecte fixe f i . Deoarece efectele fixe sunt corelate cu regresorii prin variabilele dependente întârziate, efectele fixe sunt eliminate exprimând variabilele ca abatere de la mijloacele lor specifice țării. Astfel, un panou VAR de ordinul 2 (adică. două GAL-uri pentru fiecare variabilă) este estimată cu OLS care pune în comun țările UE după ce au înjosit variabilele pentru a elimina efectele fixe ale țării.

disponibilitatea datelor privind salariile la nivel național permite explorarea cantității de șoc a cererii de forță de muncă absorbită de modificările salariilor reale relative. Includerea salariilor în anumite specificații permite o mai bună identificare a șocului cererii de forță de muncă, în cazul în care răspunsul lor ar trebui să fie pozitiv, din șocul ofertei de forță de muncă, în cazul în care răspunsul lor ar trebui să fie negativ. În identificarea șocurilor, se presupune că salariile reale răspund simultan șocurilor cererii de forță de muncă și afectează simultan oferta de forță de muncă prin modificări ale ocupării forței de muncă sau ale ratei de activitate.Nota de subsol 11

în cele din urmă, rețineți că, așa cum este practica standard în literatura de specialitate (de exemplu, Blanchard și Katz 1992; Obstfeld și Peri 1998; Dao și colab. 2014), fluxurile migratorii nete sunt determinate prin corelarea aritmetică a (modificărilor) populației cu (modificărilor) ocupării forței de muncă, șomajului și populației active. Dacă P este populația în vârstă de muncă, L este forța de muncă și N este ocuparea forței de muncă, atunci această aritmetică poate fi exprimată ca P = N + (L − N) + (P − L) = N + (1 − e)L + (1 − p)P, unde e este rata de ocupare (definită aici ca 1 − Rata șomajului) și p este rata de participare. Din aceasta rezultă că relația dintre ratele de creștere (modificări procentuale) ale acestor variabile (aproximativ egale cu schimbarea unei variabile în jurnale) este liniară: dlog P = dlog N − dlog e − dlog p.

este o presupunere plauzibilă că răspunsurile populației în vârstă de muncă la șocurile cererii de forță de muncă sunt determinate de mobilitatea geografică, dar pot fi găsite argumente empirice suplimentare. Într-adevăr, corelația dintre creșterea ocupării forței de muncă și seria “rata brută a migrației nete și ajustarea statistică” este de 0,42 în UE-15 pentru perioada 1980-2014 și de 0,54 pentru perioada de după 1998. Corelația rămâne ridicată și semnificativă chiar și atunci când seriile sunt diminuate.

ajustarea pieței muncii: analiză descriptivă

înainte de a explora contribuția mobilității forței de muncă la ajustarea pieței forței de muncă, este util să se revizuiască unele date stilizate privind dinamica ocupării forței de muncă, a șomajului și a participării pe piața forței de muncă în țările UE.

analiza este realizată pe o bază de date anuală a grupului care include cei 15 membri ai UE înainte de extindere pentru perioada 1970-2013. Datele sunt preluate din Baza de date macroeconomică anuală (Ameco) a DG ECFIN a Comisiei Europene. Ocuparea forței de muncă și compensația pe angajat provin din conturile naționale, șomajul și rata de activitate din Ancheta Forței de muncă; compensația pe angajat este dezumflată cu deflatorul PIB.Nota de subsol 12

Figura 6 descrie, pentru toate țările din eșantion, rata de creștere a nivelului de ocupare a forței de muncă, rata de activitate și rata de ocupare a forței de muncă (1 − Rata șomajului), în raport cu media UE, de la începutul anilor 1970. definirea variabilelor ca abateri de la media UE permite concentrarea asupra șocurilor asimetrice. Schimbările în mobilitatea forței de muncă sunt derivate ca un reziduu din modificările ocupării forței de muncă care nu pot fi atribuite modificărilor șomajului sau ratei de activitate (a se vedea mai sus). În Fig. 6, modificările mobilității pot fi măsurate prin scăderea atât a activității, cât și a ratei de ocupare a forței de muncă din creșterea ocupării forței de muncă de-a lungul axei verticale. Inspecția vizuală a datelor relevă diversitatea între țări, dar puține fapte stilizate ies în evidență.

dinamica pieței forței de muncă în țările europene selectate în raport cu media UE (creștere cumulativă din 1970). Notă: graficul prezintă ratele de creștere ale variabilelor naționale în raport cu ratele de creștere ale UE15. Pentru a se concentra asupra evoluției ciclului de afaceri, fiecare variabilă relativă este exprimată ca o abatere de la media sa pe întreaga perioadă. Sursa: Comisia Europeană, DG ECFIN AMECO database

susținând validitatea metodologică a abordării Blanchard-Katz, creșterea relativă a ocupării forței de muncă și modificările relative ale activității și ratele șomajului tind să oscileze în jurul mediilor constante.

pentru unele țări (de exemplu, Austria, Germania și Irlanda până la criză), evoluțiile naționale diferă doar temporar de media UE, ceea ce sugerează importanța șocurilor comune.

recesiunile care au urmat celor două șocuri petroliere de la începutul anilor 1970 au avut doar un efect temporar asupra creșterii ocupării forței de muncă în mai multe țări. Acest lucru contrastează semnificativ cu efectele persistente ale crizelor financiare care au lovit Suedia și Finlanda la începutul anilor 1990 sau cu efectele crizei financiare din 2008 din Grecia, Portugalia și Spania. Pentru aceste țări, șocurile privind creșterea ocupării forței de muncă au avut efecte mai persistente asupra șomajului, în concordanță cu dovezile prezentate de Calvo și colab. (2012) că ajustarea pieței forței de muncă este lentă, în special în recesiunile induse de perturbările canalului de credit.Nota de subsol 13

fluctuațiile creșterii ocupării forței de muncă în raport cu media UE sunt însoțite de modificări ale activității, ale ratei șomajului sau ale ambelor. De exemplu, fluctuațiile creșterii ocupării forței de muncă au fost însoțite de modificări ale șomajului relativ în Germania, Irlanda, Italia și Finlanda, în timp ce în țările de Jos, Franța și Suedia, creșterea relativă a ocupării forței de muncă se mută împreună cu rata relativă a activității.

după cum s-a arătat mai sus, diferența dintre creșterea ocupării forței de muncă și suma variației procentuale a activității și a ratelor de ocupare a forței de muncă trebuie să fie egală cu variația procentuală a populației în vârstă de muncă, care, la rândul său, reflectă fluxurile de mobilitate a forței de muncă. O tendință spre o mobilitate interioară mai mare este vizibilă în Spania, Irlanda, Luxemburg și țările de jos; mobilitatea exterioară este observată în Finlanda, Portugalia și Suedia. Un flux susținut de lucrători a caracterizat creșterea ocupării forței de muncă în Spania și Irlanda înainte de criza din 2008. Criza a inversat doar parțial această tendință, șocul negativ al cererii de forță de muncă ducând la distrugerea masivă a locurilor de muncă și la o scădere limitată a creșterii populației în vârstă de muncă. Acest model contrastează cu cel al Finlandei în urma recesiunii de la începutul anilor 1990, când o creștere puternică a șomajului a fost însoțită de o scădere persistentă și considerabilă a ratei de activitate.

ca etapă următoare, se analizează în ce măsură creșterea ocupării forței de muncă, rata șomajului și rata activității sunt determinate de șocuri comune sau asimetrice în diferite state membre. Această analiză este rezumată în tabelul 2. În urma practicii standard din literatura de specialitate, variațiile variabilelor la nivel de țară sunt regresate pe baza evoluțiilor pentru agregatul UE-15. Coeficienții de la al-VIII-lea indică cât de mult din variația agregatului UE este transferată variabilelor naționale în același an, în timp ce R 2 măsoară puterea relației dintre variabilele naționale și cele agregate. Câteva fapte merită menționate.

în medie, 40% din fluctuațiile creșterii ocupării forței de muncă la nivel național se explică prin evoluțiile din UE-15, ceea ce este în concordanță cu constatările L ‘ Angevin (2007a, b) în perioada 1973-2005. Acest lucru sugerează că șocurile comune din UE sunt mai relevante la nivel național decât la nivel regional, dar mai puțin relevante decât în cazul statelor americane.Nota de subsol 14

creșterea ocupării forței de muncă este puternic corelată cu evoluțiile la nivelul UE pentru majoritatea țărilor; șocurile asimetrice par să prevaleze în Austria, Danemarca, Grecia și Luxemburg.

ratele șomajului la nivel de țară sunt, în general, mai puternic corelate cu agregatul UE decât în cazul creșterii ocupării forței de muncă. Același lucru este valabil și pentru ratele de activitate, cu excepțiile notabile ale Danemarcei, Finlandei și Suediei.

ajustarea la șocurile asimetrice ale cererii de forță de muncă: dovezi

rezultatele estimărilor modelului VAR sunt rezumate prin funcțiile corespunzătoare de răspuns la impuls, arătând răspunsul variabilelor la un șoc pozitiv al cererii de forță de muncă cu o singură abatere standard. Rezultatul regresiei din estimarea a două variante de model (excluzând și incluzând salariile) este prezentat în dosarul suplimentar 2.

Figura 7 prezintă răspunsurile ocupării forței de muncă, rata șomajului, rata activității și migrația la un șoc pozitiv al cererii de forță de muncă pentru întregul eșantion (panoul superior) și pentru perioada anterioară crizei (panoul inferior). Rezultatele sunt prezentate separat în caietul de sarcini var parsimonious fără salarii reale (panouri din stânga) și pentru CAIETUL DE SARCINI, inclusiv o ecuație salarială (panouri din dreapta). În timp ce graficele arată efectele unui șoc pozitiv al cererii de muncă, răspunsul la un șoc negativ este simetric. În scopuri de prezentare, intervalele de încredere nu sunt afișate. Răspunsurile ratei de ocupare și rata de activitate sunt semnificative la 5% pentru aproximativ 10 ani, în timp ce răspunsul ocupării forței de muncă este întotdeauna semnificativ.Notă De Subsol 15

răspunsurile la un șoc pozitiv al cererii de forță de muncă specific fiecărei țări. Notă: axa orizontală reprezintă ani după șoc. Axa verticală reprezintă punctele de jurnal. Mobilitatea este definită ca schimbarea ocupării forței de muncă care nu se explică prin modificări ale ratei de ocupare a forței de muncă (definită ca 1 − Rata șomajului) sau rata de activitate. Sursa: calcule proprii

rezultatele sugerează că, așa cum era de așteptat, șocurile cererii de forță de muncă au ca rezultat în principal o variație a șomajului și a ratelor de activitate la impact. Aceste efecte se disipează foarte încet în timp. În schimb, efectul asupra mobilității și a salariilor reale este mai mic în ceea ce privește impactul și se acumulează treptat.

în perioada 1970-2013, dimensiunea medie a șocurilor cererii de forță de muncă identificate este de aproximativ 1,1 %. Efectul asupra ocupării forței de muncă este persistent și atinge un maxim după aproximativ 4 ani, înainte de a scădea la o valoare permanent mai mare decât nivelul inițial. În termen de 1 an, rata șomajului scade, iar rata activității crește cu aproximativ 0,5 și, respectiv, 0,3 puncte procentuale peste media UE. Efectul șocului asupra ratei șomajului și a activității este foarte persistent și durează peste 5 ani.

mobilitatea forței de muncă crește cu 0.3% primul an și vârfuri după aproximativ 10 ani. Astfel, în primul an, rata șomajului, rata de activitate și mobilitatea forței de muncă absorb, respectiv, 43, 32 și 25% din șocul inițial al cererii de forță de muncă. Proporția șocului cererii inițiale absorbită de schimbările populației crește în timp.

în ansamblu, în analogie cu studiile anterioare, rezultatele indică faptul că, pe termen mediu, marea majoritate a șocurilor asimetrice ale cererii sunt absorbite printr-o ajustare a ratelor relative de activitate și a mobilității, primele fiind mai receptive în primii ani după șoc, în timp ce cele din urmă devin predominante după câțiva ani.

pe eșantionul de dinainte de criză (1970-2007), șocul mediu este estimat a fi aproximativ egal, dar mai persistent. Ca răspuns la șoc, în primul an, rata șomajului scade cu 0.3 puncte procentuale, iar rata de activitate crește cu 0,4 puncte procentuale. În primul an, rata șomajului și rata de activitate absorb circa 34 și, respectiv, 38% din șocul cererii de forță de muncă.Nota de subsol 16 comparativ cu întregul eșantion, răspunsul șomajului este mai slab și mai persistent; în schimb, răspunsul ratei de activitate este mai mare și mai persistent. O diferență esențială între cele două perioade se regăsește în răspunsul mobilității forței de muncă, care pare mai puțin receptiv la șocul din perioada anterioară crizei. În întregul eșantion, răspunsul este de aproximativ 0.5% după 5 ani, în timp ce este sub 0,4% în eșantionul pre-criză.

pe termen lung, creșterea ofertei de forță de muncă prin creșterea ratei de activitate și creșterea mobilității forței de muncă reprezintă 40% și, respectiv, 60% din creșterea globală a ocupării forței de muncă. Cifrele pentru perioada anterioară crizei sunt de 40 și 50 %. De asemenea, rezultă că, în timp ce pentru întregul eșantion, în mai puțin de 8 ani, mobilitatea devine forma proeminentă de ajustare, pentru perioada anterioară crizei, este nevoie de mai mult de 11 ani pentru ca mobilitatea să depășească ratele de activitate ca cel mai relevant canal de ajustare.

dovezile sugerează că, de la începutul crizei din 2008, mobilitatea a jucat un rol mai important în ajustarea piețelor forței de muncă decât în trecut; în schimb, ajustarea ratei șomajului și a ratei activității a fost relativ scurtă. Acest lucru este în concordanță cu observația că ratele de activitate au fost reziliente în UE din 2008, în timp ce efectele de descurajare par să fi fost mai slabe decât în perioadele anterioare de recesiune.Nota de subsol 17

aceste constatări rămân în mare parte neschimbate atunci când salariile reale sunt incluse în analiză. Pentru întregul eșantion, salariile reale relative cresc treptat ca răspuns la șocul pozitiv al cererii de forță de muncă și se stabilizează după aproximativ 10 ani, în general în paralel cu stabilizarea șomajului. Ca răspuns la un șoc de 1%, salariile relative se modifică cu aproximativ 0,5% după 10 ani. Includerea salariilor în model nu pare să conteze foarte mult pentru ajustarea ratei relative a șomajului, în concordanță cu constatările lui Blanchard și Katz (1992) pentru statele americane și Bayoumi și colab. (2006) pentru provinciile canadiene.Nota de subsol 18

când se limitează eșantionul la perioada anterioară crizei, răspunsul salariilor reale pare considerabil mai redus. Astfel, din 2008, salariile relative au devenit mai reactive la condițiile ciclice specifice țării.

ajustarea economică este diferită în cadrul UEM decât înainte? Răspunsurile la un șoc asimetric al cererii de forță de muncă au fost, de asemenea, calculate pentru o împărțire a eșantionului care permite răspunsul la această întrebare: o perioadă pre-UEM și UEM. Figura 8 arată că ajustarea pieței forței de muncă s-a modificat în cursul perioadei UEM din mai multe puncte de vedere.

răspunsurile la un șoc pozitiv al cererii de forță de muncă specific fiecărei țări. Notă: axa orizontală reprezintă ani după șoc. Axa verticală reprezintă punctele de jurnal. Mobilitatea este definită ca schimbarea ocupării forței de muncă care nu se explică prin modificări ale ratei de ocupare a forței de muncă (definită ca 1 − Rata șomajului) sau rata de activitate. Sursa: calcule proprii

în primul rând, în ciuda faptului că șocul mediu estimat al cererii de forță de muncă este aproximativ egal în cele două perioade (1.1% în prima perioadă și 1,0% în a doua perioadă), răspunsul șomajului este mai rapid și mai puțin persistent în perioada UEM.Nota de subsol 19 În al doilea rând, rata de activitate prezintă o reacție mai silențioasă și de scurtă durată la șoc. În al treilea rând, mobilitatea forței de muncă pare să răspundă mai rapid în perioada UEM, absorbind o fracțiune mai mare din șoc decât rata de activitate la orice întârziere.Nota de subsol 20 o posibilă explicație pentru această constatare ar putea fi legată de faptul că ratele de activitate din țările UE au fost determinate într-o măsură mai mare de factori structurali, inclusiv de reforme și politici care facilitează participarea femeilor și a persoanelor în vârstă pe piața forței de muncă, și mai puțin de factori ciclici. În plus, reacția mai rapidă a populației în vârstă de muncă poate reflecta mai mult efectul extinderii decât migrația cetățenilor naționali. În cele din urmă, salariile reale din perioada UEM par să fie mai reactive la șocurile specifice cererii de forță de muncă specifice fiecărei țări. Înainte de UEM, răspunsul salariilor reale la șoc este inițial dezactivat și devine semnificativ statistic după 5 ani. În perioada post-UEM, salariile sunt semnificativ diferite de nivelul pre-șoc după al doilea an.Nota de subsol 21

Tabelul 3 oferă o măsurare a contribuției unui șoc asimetric al cererii de forță de muncă la fluctuațiile ciclice ale fiecărei variabile. De exemplu, 37% din fluctuațiile ratei de activitate sunt atribuite la orizontul de 5 ani unui șoc al cererii de forță de muncă. Descompunerea șomajului nu este raportată deoarece, în mod banal, șocurile cererii de forță de muncă explică la toate orizonturile cea mai mare proporție a fluctuațiilor șomajului.

înainte de UEM, șocurile cererii de forță de muncă reprezintă o proporție considerabilă din variația ratei de activitate, în timp ce aceste șocuri sunt mai puțin relevante pentru salarii sau mobilitatea forței de muncă. După unificarea monetară, există o schimbare considerabilă a importanței relative a șocurilor cererii de forță de muncă. În termen de 1 an, acestea rămân în continuare mai importante pentru rata de activitate decât pentru mobilitatea forței de muncă sau creșterea salariilor reale; cu toate acestea, pe termen mediu și lung, șocurile cererii de forță de muncă devin relativ mai importante pentru variația mobilității forței de muncă. Aceste rezultate subliniază rolul sporit al salariilor și al mobilității ca mecanism de ajustare la șocurile asimetrice ale cererii de forță de muncă.