Determinanty aktywnościekonomicznej ludności

wiejskiej w Polsce

Determinanty aktywnościekonomicznej ludności

wiejskiej w Polsce

Włodzimierz KołodziejczakFeliks Wysocki

WYDAWNICTWO UNIWERSYTETU PRZYRODNICZEGO W POZNANIU

KOMITET REDAKCYJNYAnna Golcz, Roman Jaszczak, Małgorzata Klimko, Jolanta Komisarek, Andrzej Krauss, Andrzej Mocek, Walenty Poczta, Julita Reguła, Waldemar Uchman (przewodniczący), Jacek Wójtowski

Redaktor Działuprof. dr hab. Walenty Poczta

Recenzentprof. dr hab. Grzegorz Spychalski, Politechnika Koszalińska

Praca naukowa została sfi nansowana ze środków na naukę Ministerstwa Nauki i Szkolnictwa Wyższego w latach 2009-2012, w ramach projektu badawczego nr NN112050737, nt.: „Determinanty aktywności ekonomicznej ludności wiejskiej w Polsce. Możliwości pozyskiwania pozarolniczych źródeł dochodów”.

Książkę w wersji elektronicznej można pobrać bezpłatnie ze strony www.kolodziejczak.eu

© Copyright by Wydawnictwo Uniwersytetu Przyrodniczego w PoznaniuPoznań 2015, Poland

© Włodzimierz Kołodziejczak, Feliks Wysocki

Utwór w całości ani we fragmentach nie może być powielany ani rozpowszechniany za pomocą urządzeń elektronicznych, kopiujących, nagrywających i innych bez pisemnej zgody posiadacza praw autorskich

ISBN 978-83-7160-751-6

RedakcjaAnna Tuchołka

Skład i łamanieStanisław Tuchołka

Projekt okładkiExemplum

WYDAWNICTWO UNIWERSYTETU PRZYRODNICZEGO W POZNANIUul. Witosa 45, 61-693 Poznańtel./faks 61 848 78 08, e-mail: wydawnictwo@up.poznan.plhttp://www.wydawnictwo.up-poznan.net

Nakład 100 egz. Wydanie I. Ark. wyd. 19,5. Ark. druk. 12,4.

Wydrukowano w Zakładzie Grafi cznym Uniwersytetu Przyrodniczego w Poznaniuul. Wojska Polskiego 67, 60-625 Poznańe-mail: zakgraf@up.poznan.pl

5

SPIS TREŚCI

WPROWADZENIE . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 7

1. ZAGADNIENIA WSTĘPNE . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 9

1.1. Cel badań . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 9

1.2. Zakres pracy . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 11

1.3. Materiały źródłowe i założenia metodyczne . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 12

2. AKTYWNOŚĆ EKONOMICZNA, MECHANIZM RYNKU PRACY I BEZROBOCIE – TEORETYCZNE PODSTAWY ANALIZY . . . . . . . . . . . . 20

2.1. Aktywność ekonomiczna ludności wiejskiej – kryteria identyfi kacji . . . . . 20

2.2. Mechanizm rynku pracy oraz podstawowe rodzaje bezrobocia . . . . . . . . . 25

2.3. Bezrobocie strukturalne i koniunkturalne . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 30

2.4. Płacowe i pozapłacowe determinanty bezrobocia . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 382.4.1. Czynniki kształtujące bezrobocie rzeczywiste . . . . . . . . . . . . . . . . . 382.4.2. Płacowe determinanty bezrobocia . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 382.4.3. Pozapłacowe determinanty bezrobocia . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 45

3. ZASOBY PRACY W POLSCE OGÓŁEM I NA WSI ORAZ ICH WYKORZYSTANIE – AKTYWNOŚĆ EKONOMICZNA LUDNOŚCI . . . . . 49

3.1. Przemiany demografi czno-społeczne w Polsce i na wsi . . . . . . . . . . . . . . . 49

3.2. Zasoby pracy w Polsce i na wsi w latach 2002-2012 . . . . . . . . . . . . . . . . . 543.2.1. Potencjalne i rzeczywiste zasoby pracy w Polsce ogółem i na wsi 543.2.2. Ludność aktywna zawodowo według grup wieku i wykształcenia 573.2.3. Pracujący według grup wieku i wykształcenia . . . . . . . . . . . . . . . . . 633.2.4. Bezrobotni według grup wieku i wykształcenia . . . . . . . . . . . . . . . . 69

3.2.5. Bezrobocie długookresowe . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 753.2.6. Bierni zawodowo według wieku i wykształcenia . . . . . . . . . . . . . . . 773.2.7. Regionalne zróżnicowanie zasobów pracy . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 82

3.3. Zróżnicowanie sytuacji zawodowej ludności rolniczej i bezrolnej . . . . . . . 87

3.4. Bezrobocie ukryte na wsi polskiej – próba oszacowania skali zjawiska . . 96

4. PRZEPŁYWY NA RYNKU PRACY I BEZROBOCIE RÓWNOWAGI . . . . . 106

4.1. Metoda przepływów na rynku pracy i szacowanie bezrobocia równowagi 1064.1.1. Metoda przepływów na rynku pracy (IOA) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 1064.1.2. Metody szacowania poziomu bezrobocia równowagi . . . . . . . . . . . 110

4.2. Zmiany aktywności ekonomicznej ludności w latach 2002-2009 . . . . . . . . 113

4.3. Aktywność ekonomiczna ludności w Polsce i na wsi ze względu na jej wybrane cechy . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 122

4.4. Aktywność ekonomiczna ludności w Polsce i na wsi ze względu na województwo zamieszkania . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 138

5. WIELOMIANOWE MODELE LOGITOWE PRZEPŁYWÓW NA RYNKU PRACY W POLSCE I NA WSI . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 145

5.1. Założenia metodyczne i materiały źródłowe . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 145

5.2. Analiza ilorazów szans (ryzyka) zmiany stanu aktywności ekonomicznej według wybranych cech ludności . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 154

5.3. Analiza prawdopodobieństwa zmiany stanu aktywności ekonomicznej według wybranych cech ludności . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 172

PODSUMOWANIE . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 183

LITERATURA . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 193

7

WPROWADZENIE

Reformy społeczno-gospodarcze, jakie wprowadzono w Polsce w latach dziewięć-dziesiątych XX wieku, oprócz oczekiwanych i społecznie aprobowanych rezultatów, przyczyniły się do wystąpienia wielu niekorzystnych zjawisk, do których należy zali-czyć bezrobocie (jako jedno z najbardziej groźnych) oraz zwiększenie skali dezakty-wizacji zawodowej społeczeństwa. Racjonalizacji zatrudnienia i upadkowi wielu branż towarzyszyło wejście na rynek pracy wyżu demografi cznego z lat siedemdziesiątych i osiemdziesiątych XX wieku. Na początku lat dziewięćdziesiątych gospodarka polska znajdowała się w stanie głębokiego kryzysu i hiperinfl acji. Kryzys gospodarczy, w po-łączeniu ze splotem specyfi cznych uwarunkowań społeczno-politycznych występują-cych w skali kraju i międzynarodowej, stał się przyczynkiem do rozpoczęcia procesu pokojowych przemian ustrojowych, które były niemożliwe kilka lat wcześniej. Podczas obrad Okrągłego Stołu podjęto wiele ustaleń dotyczących przyszłego ustroju politycz-nego i społeczno-gospodarczego, przyjmując między innymi, że celem zmian będzie zbudowanie społecznej gospodarki rynkowej i dążenie do pełnego zatrudnienia. Jednak stosunkowo szybko wdrożono doktrynę „terapii szokowej” i stopniowej liberalizacji go-spodarki (Baka 2004). Ocena celowości i skuteczności tej terapii wykracza poza zakres niniejszego opracowania, jednak należy stwierdzić, że w jej wyniku wystąpiło wiele niekorzystnych zjawisk społecznych i gospodarczych, w tym likwidacja całych gałęzi gospodarki narodowej oraz wykluczenie zawodowe i społeczne wielu grup ludności – zwłaszcza gorzej wykształconych i zamieszkujących na obszarach najbardziej dotknię-tych transformacją (Kabaj 2003).

Transformacja ustrojowa, urynkowienie gospodarki i prywatyzacja zostały w zasa-dzie zakończone do 2002 roku. Pośrednio może o tym świadczyć pojawienie się w Pol-sce, po raz pierwszy po II wojnie światowej, ujemnej zależności pomiędzy infl acją a stopą bezrobocia (Wysocki i Kołodziejczak 2007 a). Wyjście z okresu transformacji umożliwiło dobór nowych narzędzi oddziaływania na gospodarkę i uzasadniło rozwa-żanie możliwości zastosowania polityki propopytowej w rozumieniu keynesowskim. Równocześnie jednak zmieniały się uwarunkowania międzynarodowe, zwłaszcza wzro-sło znaczenie rynków fi nansowych, których wadliwe działanie doprowadziło do kryzysu w 2007 roku. Coraz większe uzależnienie gospodarki polskiej od inwestycji portfelo-wych (Czyżewski 2003) oraz nie do końca rzetelne oceny polskiej wypłacalności do-konywane przez agencje ratingowe oddziaływały niekorzystanie na polską gospodarkę w czasie kryzysu. Na szczęście, nie nastąpiło załamanie charakterystyczne dla państw strefy euro, a wzrost gospodarczy, pomimo pewnego spowolnienia, utrzymywał warto-ści dodatnie. Bezrobocie, chociaż wzrastało, nie osiągnęło takiego poziomu, jak w naj-bardziej dotkniętych kryzysem państwach strefy euro. Niestety, można przypuszczać,

8

że częściowo na skutek zjawiska histerezy, relatywnie wysoki wzrost gospodarczy w Polsce miał w drugiej połowie pierwszej dekady XXI wieku głównie charakter bez-zatrudnieniowy. Przedsiębiorstwa inwestowały w zwiększanie wydajności i niechętnie zwiększały zatrudnienie. Zmieniały się również uwarunkowania demografi czne. Przyrost naturalny w Polsce zaczął się zmniejszać, pomimo relatywnego wzrostu poziomu życia w porównaniu z latami dziewięćdziesiątymi XX wieku, przez pewien czas osiągając nawet wartości ujemne. Wzrastała średnia wieku społeczeństwa, lecz równocześnie utrzymywał się silny napływ absolwentów pokolenia wyżu demografi cznego przełomu lat siedemdziesiątych i osiemdziesiątych minionego wieku.

Przemiany społeczne i gospodarcze dotyczyły w szczególny sposób wsi. Zmieniał się jej charakter, a dofi nansowanie pochodzące z programów pomocowych, również w ramach Wspólnej Polityki Rolnej Unii Europejskiej, pomagało w unowocześnianiu infrastruktury na obszarach wiejskich i w gospodarstwach rolnych oraz poprawiało sytuację dochodową rolników. Jednak nie zniknęło stosunkowo silne zróżnicowanie regionalne, będące w znacz-nej mierze konsekwencją transformacji politycznej i gospodarczej prowadzonej w latach dziewięćdziesiątych XX wieku. Aktualny pozostał problem nadwyżek siły roboczej zwią-zanych z gospodarstwami indywidualnymi, z przyczyn obiektywnych nie mogących pra-cować efektywnie. Wcześniejsze badania wykazały, że – ze względu na uwarunkowania instytucjonalne, ekonomiczne i przyrodnicze – w zasadzie nie ma możliwości znaczącego wzrostu produkcji w tych gospodarstwach oraz podniesienia ich dochodów (Kołodziej-czak i Wysocki 2012 a, b). Należy więc szukać możliwości uwolnienia nadwyżek zatrud-nienia z gospodarstw, poprzez tworzenie miejsc pracy poza rolnictwem i poprawę sytuacji konkurencyjnej ludności wiejskiej na rynku pracy w stosunku do pozostałych mieszkań-ców kraju. Takie działania muszą jednak być właściwie ukierunkowane i podejmowane z uwzględnieniem specyfi ki zarówno wsi jako całości, jak i poszczególnych grup jej mieszkańców. Dlatego jest konieczne zbadanie determinantów aktywności ekonomicznej ludności wiejskiej w podziale na grupy wyodrębnione ze względu na wybrane cechy de-mografi czno-społeczne, określające ich aktywność ekonomiczną i szanse na rynku pracy.

Praca składa się ze wstępu, pięciu rozdziałów i podsumowania. W rozdziale pierw-szym omówiono postawione cele badawcze, zakres pracy oraz materiały źródłowe i za-łożenia metodyczne. W rozdziale drugim przedstawiono najważniejsze pojęcia dotyczące aktywności ekonomicznej ludności i wybrane teorie ekonomiczne, wyjaśniające kształ-towanie się zasobów pracujących, bezrobotnych i biernych zawodowo oraz przyczyny zmian stanów tej aktywności. Rozdział trzeci zawiera omówienie sytuacji demografi cz-nej ludności Polski, analizę zasobów pracy i ich zmian, a także prezentację wyników szacowania poziomu bezrobocia ukrytego w rolnictwie dla Polski ogółem oraz w ukła-dzie województw. Rozdział czwarty stanowi prezentację przeprowadzonego badania przepływów na rynku pracy i szacunków bezrobocia równowagi. W rozdziale piątym przedstawiono wyniki estymacji modeli logitowych polskiego rynku pracy dotyczące ob-liczonych ilorazów szans i prawdopodobieństwa zmiany stanu aktywności ekonomicznej w grupach ludności, wyodrębnionych ze względu na jej wybrane cechy demografi czne i społeczne. Na końcu pracy zamieszczono podsumowanie, zawierające syntetyczne zestawienie obserwacji i wniosków sformułowanych na podstawie badań empirycznych.

Praca naukowa została sfi nansowana ze środków na naukę Ministerstwa Na-uki i Szkolnictwa Wyższego w latach 2009-2012, w ramach projektu badawczego nr NN112050737, nt.: „Determinanty aktywności ekonomicznej ludności wiejskiej w Polsce. Możliwości pozyskiwania pozarolniczych źródeł dochodów”.

9

1. ZAGADNIENIA WSTĘPNE

1.1. Cel badań

Głównym celem badań była identyfi kacja strukturalnych i koniunkturalnych deter-minant zmian stanu aktywności ekonomicznej ludności w Polsce i na wsi, w grupach wyodrębnionych na podstawie wybranych cech demografi czno-społecznych, w latach 2002-2012.

Sformułowano również następujące zadania badawcze, konieczne do osiągnięcia celu głównego:

1) scharakteryzowanie wybranych aspektów sytuacji demografi cznej w Polsce w czasie umożliwiającym przedstawienie zaszłości oddziałujących na sytuację w zakresie aktywności ekonomicznej ludności wiejskiej w przeszłości oraz prze-widywanych zmian w przyszłości,

2) przeprowadzenie analizy zasobów pracy w Polsce ogółem i na wsi od zakoń-czenia transformacji gospodarczej (umownie przyjęto 2002 rok) do 2012 roku (najnowsze dane dostępne w czasie przygotowywania opracowania),

3) oszacowanie poziomu bezrobocia ukrytego w rolnictwie w układzie województw,4) zbadanie przepływów między stanami aktywności ekonomicznej ludności i osza-

cowanie poziomu bezrobocia równowagi (jako najbliższego przybliżenia poziomu bezrobocia strukturalnego) oraz dekompozycja bezrobocia według czynników mających znaczenie ekonomiczne w grupach ludności aktywnej ekonomicznie, wyodrębnionych ze względu na wybrane cechy społeczno-demografi czne,

5) oszacowanie ilorazów szans (ryzyka) zmiany stanu aktywności ekonomicznej oraz prawdopodobieństw zmiany stanu aktywności ekonomicznej, w grupach ludności aktywnej ekonomicznie, wyodrębnionych ze względu na wybrane cechy społeczno-demografi czne,

6) identyfi kacja determinantów określających możliwości polepszenia sytuacji ma-terialnej polskiej ludności wiejskiej (rolniczej i nierolniczej) poprzez zwiększenie jej zatrudnienia poza rolnictwem,

7) wskazanie kierunków działań mających na celu zwiększenie efektywności do-chodowej rolnictwa przez zmniejszenie nakładów pracy zaangażowanych w tra-dycyjną produkcję rolniczą oraz pozarolnicze zatrudnienie wiejskiej ludności nierolniczej.

Prz

edm

ioto

wy

Cza

sow

y i t

eryt

oria

lny

ME

TOD

Y B

AD

AW

CZE

ZAK

RE

S P

RA

CY

(Inflo

w-O

utflo

w A

naly

sis

Lata

:

stat

ysty

ki o

piso

we

Rys

. 1. Z

akre

s pr

acy

i zas

toso

wan

e m

etod

y ba

daw

cze

Źródło

: opr

acow

anie

wła

sne.

11

1.2. Zakres pracy

Realizacja postawionych celów badania zależy w dużej mierze od właściwego ustalenia obiektu badań oraz zakresu przedmiotowego i terytorialnego. Ponieważ ba-danie dotyczy identyfi kacji determinant aktywności ekonomicznej przede wszystkim ludności wiejskiej, pierwszą nasuwającą się myślą jest ograniczenie zakresu badania do tej ludności i do obszarów wiejskich. Jednak, zdaniem autorów, takie podejście jest niewystarczające.

Wielu badaczy używa określenia „wiejski rynek pracy”1. Trzeba jednak pamiętać, że ograniczenie terytorialne odgrywa coraz mniejszą rolę w kształtowaniu aktywno-ści ekonomicznej ludności wiejskiej. Ludność ta migruje na terenie kraju i za granicę, dojeżdża do pracy do miejscowości oddalonych często o wiele kilometrów i w coraz większym stopniu korzysta ze środków komunikacji elektronicznej, dzięki czemu może wykonywać pracę poza siedzibą pracodawcy. Ponadto zjawisko suburbanizacji w otocze-niu dużych ośrodków miejskich, zmiana miejsca stałego zameldowania części ludności miejskiej z miasta na podmiejską wieś, powodują głębokie przemiany jakościowe tych obszarów. Migranci z miast z reguły kontynuują pracę na ich terenie, a miejsce za-mieszkania wybierają ze względów środowiskowych i ekonomicznych. Dlatego wydaje się, że pojęcie „wiejski rynek pracy” utraciło swoje pierwotne znaczenie i należałoby raczej używać pojęcia „rynek pracy dostępny dla ludności wiejskiej”. Ludność wiejska, pomimo związku z lokalnym rynkiem pracy, funkcjonuje na tym samym ogólnokrajo-wym, a często również międzynarodowym rynku pracy, co ludność miejska i często konkuruje z nią o miejsca pracy. Zatem należy uznać za celowe badanie aktywności ekonomicznej i sytuacji zawodowej ludności wiejskiej w szerokim kontekście terytorial-nym, z uwzględnieniem sytuacji mieszkańców miast i miasteczek (Kołodziejczak 2013).

Ponieważ, jak wspomniano wcześniej, badanie aktywności ekonomicznej ludno-ści wiejskiej w oderwaniu od pozostałych mieszkańców kraju nie jest wystarczające, obiektem badań jest ludność wiejska na tle ludności w Polsce ogółem i miejskiej oraz ich otoczenia społecznego, ekonomicznego i politycznego (rys. 1). W ujęciu przedmioto-wym, badanie dotyczy: przemian demografi cznych i społecznych w Polsce i na wsi, ak-tywności ekonomicznej ludności oraz zasobów pracy, identyfi kacji charakteru bezrobocia rzeczywistego poprzez określenie wielkości strukturalnego i koniunkturalnego składnika bezrobocia w Polsce i na wsi, w poszczególnych grupach ludności wyodrębnionych według wybranych cech społeczno-ekonomicznych oraz przepływów ludności pomiędzy poszczególnymi stanami jej aktywności ekonomicznej, a także identyfi kacji determinant demografi cznych i społecznych zmiany stanu aktywności ekonomicznej ludności.

Badanie obejmuje, w odniesieniu do przemian demografi cznych, lata 1946-2035 (prognoza), dzięki czemu możliwe było uchwycenie długookresowych tendencji zmian i wnioskowanie o ich oddziaływaniu na ilościowe i jakościowe zmiany zasobów siły roboczej (rys. 1). W zakresie dotyczącym aktywności ekonomicznej ludności i zasobów pracy badanie przeprowadzono dla lat 2002 i 2012. Ponieważ dane dotyczące aktywności

1 Zob.: Frenkel i Rosner (2001), Sosnowska (2002), Witkowski (2004), Malina (2008), Zgil-czyński (2010).

12

ekonomicznej ludności wiejskiej rolniczej i bezrolnej w podziale na województwa nie są publikowane w opracowaniach kwartalnych i rocznych GUS, w tej części badania zdecydowano się wykorzystać niepublikowane, indywidualne dane surowe BAEL. Ostat-nie udostępnione autorom opracowania dane indywidualne BAEL pochodziły z 2009 roku, co wymusiło zakończenie analizy na tym okresie. Podobnie, ze względu na ogra-niczoną dostępność danych indywidualnych BAEL, obliczenia dotyczące przepływów między stanami aktywności ekonomicznej, badanie poziomu bezrobocia równowagi oraz konstrukcję wielomianowych modeli logitowych wykonano na podstawie danych z lat 2002-2009.

1.3. Materiały źródłowe i założenia metodyczne

Ponieważ opracowanie dotyczy ludności wiejskiej, wyjaśnienia wymaga sposób jej identyfi kacji wśród ogółu ludności Polski. Jako kryterium wyodrębnienia wsi jako miej-sca badań w warunkach polskich można przyjąć miejsce zameldowania ludności (gminy wiejskie, w odróżnieniu od państw „starej” Unii Europejskiej, gdzie przyjmuje się kryte-rium gęstości zaludnienia). Natomiast badanie rynku pracy dostępnego dla ludności wiej-skiej można prowadzić (poza tradycyjną analizą wskaźników podawanych w statystyce publicznej i samodzielnych badań ankietowych) na podstawie indywidualnych danych BAEL dotyczących przepływów ludności wiejskiej pomiędzy trzema stanami aktywności ekonomicznej (zatrudnieniem, bezrobociem i biernością zawodową). Poznanie wielkości i struktury przepływów umożliwia wnioskowanie o zmianach zachodzących na rynku pracy oraz o ich przyczynach strukturalnych i koniunkturalnych2.

Złożoność przedmiotu analiz wymagała wykorzystania wielu źródeł informacji oraz zróżnicowanych technik badawczych. Każde z zadań badawczych wymagało adekwat-nych danych. Wykorzystano informacje pochodzące z:

• danych statystycznych GUS (roczniki statystyczne, Internet),• danych z Badania Aktywności Ekonomicznej Ludności (BAEL); wykorzystano

niepublikowane dane surowe z lat 2002-2009 oraz przetworzone z lat 2002-2012,• raportów opracowanych na podstawie wyników Narodowego Spisu Powszech-

nego Ludności i Mieszkań 2002 oraz Powszechnego Spisu Rolnego z 2010 roku,• prognozy demografi cznej,• literatury przedmiotu.Badania oparto na połączeniu tradycyjnej analizy opisowej, symulacyjno-po-

równawczej metody szacowania poziomu bezrobocia ukrytego, dynamicznej analizy przepływów metodą Infl ow-Outfl ow Analysis (IOA) (Unemployment... 1995), metody szacowania poziomu bezrobocia równowagi na podstawie wielkości przepływów pomię-dzy zatrudnieniem, bezrobociem i biernością zawodową (CEPR) (Unemployment... 1995) i wielomianowej analizy logitowej. Takie podejście umożliwia połączenie doświadczeń

2 Szersze objaśnienie znajduje się w rozdziale 4.

13

analizy dynamicznej aktywności ekonomicznej ludności z problematyką nadmiernego zatrudnienia w rolnictwie polskim w ujęciu województw, co pozwala na dość precyzyjną identyfi kację czynników ograniczających uwalnianie nadwyżek siły roboczej z rolnic-twa oraz na określenie przewidywanych tendencji i szans na zwiększenie zatrudnienia ludności związanej z tradycyjnie rozumianym rolnictwem poza tą gałęzią gospodarki. Ponadto, dla danych z 2010 roku, oszacowano poziom bezrobocia ukrytego w rolnictwie. W tym celu posłużono się metodą symulacyjno-porównawczą. Wielkość bezrobocia ukrytego w rolnictwie polskim oszacowano na podstawie wyników symulacji różnych wielkości udziału pracujących w tym dziale w ogólnej liczbie pracujących w gospodarce narodowej. Przyjęto założenie, że w rolnictwie polskim pracowałoby 5% lub 10% ogółu pracujących w gospodarce narodowej.

Powyższe wielkości udziału pracujących w rolnictwie w ogólnej liczbie pracujących stanowiły przybliżenie do warunków występujących w państwach Unii Europejskiej o różnym poziomie nakładów pracy w rolnictwie. Poziom 5% umożliwia porównanie z gospodarkami: Wielkiej Brytanii, Belgii, Holandii, Luksemburga i Niemiec, a 10% jest wielkością zbliżoną do tej, jaka występuje w Portugalii i Grecji. Przystępując do symulacji przyjęto założenie, że zmniejszeniu liczby pracujących w rolnictwie nie to-warzyszyłoby powstawanie pozarolniczych miejsc pracy, a ogólny zasób aktywnej siły roboczej w skali kraju pozostałby stały.

Obliczenia dotyczące przepływów między stanami aktywności ekonomicznej, ba-danie poziomu bezrobocia równowagi oraz estymację wielomianowych modeli logito-wych przeprowadzono na podstawie indywidualnych, surowych, nieważonych danych pochodzących z Badania Aktywności Ekonomicznej Ludności z lat 2002-2009 (rys. 2). W związku z konstrukcją ankiety BAEL i jej zmianą w 2006 roku, przyjęto dwa podej-ścia. W przypadku badania metodą przepływów na rynku pracy (Infl ow-Outfl ow Analysis – IOA) oraz do oszacowania poziomu bezrobocia równowagi posłużono się:

I. Danymi kwartalnymi BAEL, dotyczącymi zmian stanu aktywności ekonomicznej respondentów BAEL zgodnie z kryteriami identyfi kacji stanu aktywności ekonomicznej ludności przyjętymi przez GUS (podejście „obiektywne”).

W tym ujęciu do pracujących zaliczono osoby w wieku 15 lat i więcej, które w ty-godniu badania (Aktywność ekonomiczna... 2013 a):

1) wykonywały przez co najmniej jedną godzinę pracę przynoszącą zarobek lub dochód, tzn. były zatrudnione w charakterze pracownika najemnego, pracowały we własnym (lub dzierżawionym) gospodarstwie rolnym lub prowadziły wła-sną działalność gospodarczą poza rolnictwem, pomagały (bez wynagrodzenia) w prowadzeniu rodzinnego gospodarstwa rolnego lub rodzinnej działalności go-spodarczej poza rolnictwem,

2) miały pracę, ale jej nie wykonywały:a) z powodu choroby, urlopu macierzyńskiego lub wypoczynkowego,b) z innych powodów, przy czym długość przerwy w pracy wynosiła: do trzech

miesięcy, powyżej trzech miesięcy, ale osoby te były pracownikami najem-nymi i w tym czasie otrzymywały co najmniej 50% dotychczasowego wy-nagrodzenia; do pracujących byli zaliczani również uczniowie, z którymi zakłady pracy lub osoby fi zyczne zawarły umowę o naukę zawodu lub przy-uczenie do określonej pracy, jeżeli otrzymują wynagrodzenie.

14

Do bezrobotnych zaliczono osoby w wieku 15-74 lat, które spełniały jednocześnie trzy warunki (Aktywność ekonomiczna... 2013 a):

1) w tygodniu badania nie były osobami pracującymi,2) aktywnie poszukiwały pracy, tzn. podjęły konkretne działania w ciągu czterech

tygodni (wliczając jako ostatni – tydzień badany), aby znaleźć pracę,3) były gotowe (zdolne) podjąć pracę w ciągu dwóch tygodni następujących po

tygodniu badanym.Do bezrobotnych zaliczono także osoby, które nie poszukiwały pracy, ponieważ

miały pracę załatwioną i oczekiwały na jej rozpoczęcie przez okres nie dłuższy niż trzy miesiące oraz dodatkowy warunek w BAEL – były gotowe ją podjąć.

Do biernych zawodowo zaliczono osoby w wieku 15 lat i więcej, które w tygodniu badania (Aktywność ekonomiczna... 2013 a):

1) nie pracowały, nie miały pracy i jej nie poszukiwały,2) nie pracowały, poszukiwały pracy, ale nie były gotowe do jej podjęcia w okresie:

w ciągu dwóch tygodni następujących po tygodniu badanym,3) nie pracowały i nie poszukiwały pracy, ponieważ miały pracę załatwioną i ocze-

kiwały na jej rozpoczęcie w okresie dłuższym niż trzy miesiące lub do trzech miesięcy, ale nie były gotowe tej pracy podjąć.

Aby zbadać zmiany stanu aktywności ekonomicznej ludności w czasie, było ko-nieczne stworzenie paneli składających się z osób ankietowanych co najmniej w dwóch kwartałach. Do obliczeń dotyczących okresu obejmującego lata 2002-2009 przyjęto następujący schemat budowy paneli: I i II kwartał, II i III kwartał, III i IV kwartał, IV kwartał i I kwartał kolejnego roku (rys. 2). Układ utworzonych paneli umożliwił zbadanie przepływów kwartalnych. Wadą tego podejścia jest przede wszystkim reduk-cja liczebności próby do około 2/3 oraz niedoskonałość kryteriów identyfi kacji stanu aktywności ekonomicznej stosowanych przez GUS (zostało to omówione dokładniej w rozdziale dotyczącym badania przepływów).

Dane kwartalne w ujęciu „obiektywnym” stały się podstawą do przeprowadzenia obliczeń metodą przepływów na rynku pracy (IOA) i szacowania bezrobocia równowagi metodą CEPR w latach 2002-2009 i odrębnie w latach 2006-2009 oraz bazą do budowy wielomianowych modeli logitowych dla lat 2002-2005 i 2006-2009 (rys. 2).

II. Danymi kwartalnymi BAEL, dotyczącymi zmian stanu aktywności ekonomicz-nej określanego samodzielnie przez respondentów BAEL (rys. 2).

Począwszy od roku 2006 respondenci BAEL mogli samodzielnie identyfi kować swój stan aktywności ekonomicznej, dzięki czemu stało się możliwe badanie zmian stanu ak-tywności ekonomicznej na podstawie klasyfi kacji poszczególnych osób, dokonanej przez GUS (podejście „obiektywne”), lub na podstawie subiektywnej oceny respondentów, dotyczącej ich stanu aktywności ekonomicznej (podejście „subiektywne”). W związku z tym, dla lat 2006-2009, badanie zostało przeprowadzone również na podstawie ze-stawu danych obejmującego subiektywne odpowiedzi wszystkich respondentów ankiety BAEL, ze wszystkich 16 kwartałów okresu obejmującego lata 2006-2009, na pytania: „Jak Pan(i) ocenia swoją obecną sytuację na rynku pracy?” oraz: „Jaka była Pana(i) sytuacja rok temu?”. W badaniu BAEL przeprowadzonym w 2006 roku została zawarta informacja o sytuacji zawodowej respondentów w 2005 i 2006 roku; w badaniu z 2007 roku – o sytuacji w latach 2006 i 2007; w 2008 roku – w latach 2007 i 2008, a w 2009 roku – w latach 2008 i 2009. Na pytania dotyczące sytuacji zawodowej w momencie

15

badania i rok wcześniej respondenci mogli udzielić następujących odpowiedzi: praca, bezrobocie oraz nauka/szkolenie, emerytura, wcześniejsza emerytura, niepełnospraw-ność, obowiązki rodzinne, inna forma bierności zawodowej. Osoby, które udzieliły od-powiedzi „praca” zostały zakwalifi kowane do grupy pracujących, natomiast respondenci, którzy określili swoją sytuację zawodową jako „bezrobotni” zostali przyporządkowani

z lat 2002-2009

Rys. 2. Schemat doboru próby do badań empirycznych: metoda przepływów na rynku pracy (IOA), metoda szacowania bezrobocia równowagi (CEPR) i wielomianowa analiza logitowaŹródło: opracowanie własne.

16

do grupy bezrobotnych, natomiast wszyscy, którzy udzielili innych odpowiedzi zostali zaliczeni do biernych zawodowo.

Badanie przeprowadzono w różnych przekrojach. Podstawowym założeniem pod-czas wyodrębniania cech ludności poddanej badaniu było umożliwienie zidentyfi kowania ich wpływu na kształtowanie się wielkości stóp przepływów między stanami aktywności ekonomicznej ludności (IOA) oraz na kształtowanie się bezrobocia równowagi (CEPR), a także wyznaczenie ilorazów szans (ryzyka) i prawdopodobieństw dla poszczególnych grup ludności, wyodrębnionych na podstawie następujących cech (tab. 1):

Tabela 1. Zdefi niowanie zmiennych (cech) wykorzystanych w analizach ilościowych

Analiza IOA i CEPR Wielomianowa analiza logitowaZmienne demografi czno-spo-

łeczne i ich zakresyPolska ogółem Wieś Zmienne demografi czno-spo-

łeczne i ich zakresyPolska ogółem Wieś

2 3 4 5 6 7Ogółem + + Ogółem + + Stan cywilny

Stan wolny + +Żonaty, zamężna + +

Płeć PłećKobiety + + Kobiety + +Mężczyźni + + Mężczyźni + +Wiek (lata) Wiek (lata)15-17 + + 15-19 + +18-19 + + 20-24 + +20-24 + + 25-34 + +25-29 + + 35-44 + +30-34 + + 45-54 + +35-39 + + 55-64 + +40-44 + + 65 i więcej + +45-49 + +50-54 + +55-59 + +60-64 + +65 i więcej + +Wykształcenie WykształcenieWyższe ze stopniem nauko-wym (co najmniej doktorat) i wyższe

+ + Wyższe ze stopniem naukowym (co najmniej doktorat) i wyższe

+ +

Policealne i średnie zawodowe + + Policealne i średnie zawodowe + +Średnie ogólne + + Średnie ogólne + +Zasadnicze zawodowe + + Zasadnicze zawodowe + +Gimnazjum, podstawowe, niepełne podstawowe i bez wykształcenia

+ + Gimnazjum, podstawowe, niepełne podstawowe i bez wykształcenia

+ +

Klasa miejscowości Klasa miejscowości100 000 mieszkańców i więcej + - 100 000 mieszkańców i więcej + -

17

Tabela 1 – cd.

2 3 4 5 6 750 000-99 999 + - 10 000-99 999 + -20 000-49 999 + - Miasta poniżej 10 000 + -10 000-19 999 + - Wieś + -5 000-9 999 + -2 000-4 999 + -1 999 i mniej + -Wieś + -Główne źródło utrzymania Główne źródło utrzymaniaPraca najemna + + Praca najemna, praca na rachu-

nek własny poza indywidual-nym gospodarstwem rolnym

+ +

Użytkowanie indywidualnego gospodarstwa rolnego

+ + Użytkowanie indywidualnego gospodarstwa rolnego

+ +

Praca na rachunek własny poza indywidualnym gospo-darstwem rolnym

+ + Zasiłek dla bezrobotnych + +

Emerytura + + Emerytura lub renta inwalidz-ka, inne niezarobkowe źródło utrzymania

+ +

Renta inwalidzka + + Zasiłek dla bezrobotnych + +Inne nie zarobkowe źródło utrzymania

+ +

WojewództwoDolnośląskie + +Kujawsko-pomorskie + +Lubelskie + +Lubuskie + +Łódzkie + +Małopolskie + +Mazowieckie + +Opolskie + +Podkarpackie + +Podlaskie + +Pomorskie + +Śląskie + +Świętokrzyskie + +Warmińsko-mazurskie + +Wielkopolskie + +Zachodniopomorskie + + Sekcja PKD

Indywidualne gospodarstwa rolne

+ +

Pozostałe sekcje + +

Źródło: opracowanie własne.

18

a) w analizie przepływów i szacowaniu bezrobocia równowagi uwzględniono: płeć, wiek, wykształcenie, klasę miejscowości zamieszkania, główne źródło utrzyma-nia i województwo zamieszkania,

b) w przypadku wielomianowych modeli logitowych, ze względu na statystyczną nieistotność ocen parametrów modeli, badanie w układzie województw okazało się niecelowe, natomiast wzięto pod uwagę, oprócz cech wymienionych w punk-cie a), również stan cywilny i sekcję PKD.

Tabela 2. Charakterystyka wskaźników wykorzystanych w analizach ilościowych

Nazwa wskaźnika Obliczanie wartości wskaźnika Jednostki miary

I. Wskaźniki demografi czne i społecznePrzyrost naturalny lud-ności

liczba urodzeń żywych minus liczba zgonów w jednostce czasu liczba osób

Współczynnik przyrostu naturalnego

(liczba urodzeń żywych – liczba zgonów)/każde 1000 osób w da-nej populacji w jednostce czasu

o/oo

Współczynnik dzietności kobiet

liczba urodzonych dzieci przypadających na jedną kobietę w wie-ku rozrodczym (15-49 lat)

liczba osób

Saldo migracji różnica między napływem (imigracja) a odpływem (emigracja) ludności z danego obszaru

liczba osób

II. Wskaźniki dotyczące aktywności ekonomicznej ludnościWspółczynnik aktywności zawodowej

liczba osób aktywnych zawodowo (pracujących i bezrobotnych) / ogólna liczba osób aktywnych ekonomicznie

kwartał

Wskaźnik zatrudnienia liczba osób pracujących/ ogólna liczba osób aktywnych ekono-micznie

%

Wskaźnik bierności liczba osób biernych zawodowo/ ogólna liczba osób aktywnych ekonomicznie

Stopa wyłączenia zaso-bów pracy

(liczba osób biernych zawodowo + liczba osób bezrobotnych) / liczba osób aktywnych ekonomicznie lub 100 – wskaźnik zatrud-nienia

%

Stopa bezrobocia rzeczy-wistego

liczba osób bezrobotnych/ liczba osób aktywnych zawodowo %

Stopa bezrobocia równo-wagi CEPR

podstawowe metody obliczania zostały opisane w rozdziale pierwszym

%

Przeciętny czas trwania bezrobocia

1/stopa odpływów z bezrobocia kwartał

Stopa napływu do bez-robocia

(liczba osób, które zmieniły stan aktywności ekonomicznej z za-trudnienia na bezrobocie + liczba osób, które zmieniły stan ak-tywności ekonomicznej z bierności na bezrobocie) / liczba osób aktywnych zawodowo

%

Stopa odpływu z bezro-bocia do zatrudnienia

liczba osób, które zmieniły stan aktywności ekonomicznej z bez-robocia na zatrudnienie / liczba bezrobotnych

%

Stopa odpływu z zatrud-nienia

(liczba osób, które zmieniły stan aktywności ekonomicznej z za-trudnienia na bierność zawodową + liczba osób, które zmieniły stan aktywności ekonomicznej z zatrudnienia na bezrobocie) / liczba pracujących

%

Źródło: opracowanie własne na podstawie: Socha i Sztanderska (2002), Rocznik demografi czny (2009), Aktyw-ność ekonomiczna... (2013 a).

Obliczenie wielkości stóp przepływów, poziomu bezrobocia równowagi i odniesie-nie ich do wartości podstawowych wskaźników aktywności ekonomicznej oraz porów-nanie sytuacji pomiędzy poszczególnymi grupami ludności, wyróżnionymi ze względu na wybrane cechy, umożliwiło wnioskowanie o związku tych cech z kształtowaniem się aktywności ekonomicznej (zatrudnieniem, bezrobociem i biernością zawodową). Osza-cowanie poziomu bezrobocia równowagi i jego porównanie z bezrobociem rzeczywi-stym pozwala zidentyfi kować charakter bezrobocia (strukturalny lub koniunkturalny), a w konsekwencji określić celowość stosowania działań zaradczych polegających na zmniejszaniu niedopasowań strukturalnych na rynku pracy (w celu zmniejszenia skali niedopasowań) lub działań mających spowodować zmniejszenie skali bezrobocia ko-niunkturalnego (poprzez poprawę koniunktury na rynku dóbr i usług).

Obliczenie ilorazów szans (ryzyka) i prawdopodobieństw zmiany stanu aktywności ekonomicznej w poszczególnych grupach ludności, wyodrębnionych ze względu jej na wybrane cechy na podstawie zbudowanych modeli logitowych, pozwoliło zweryfi ko-wać wyniki uzyskane z zastosowaniem metody przepływów na rynku pracy i szacowa-nia bezrobocia równowagi. Dotyczyło to zwłaszcza określenia zróżnicowania sytuacji na rynku pracy pomiędzy poszczególnymi grupami ludności, w odniesieniu do grup referencyjnych.

W tabeli 2 zamieszczono wykaz wskaźników zastosowanych w analizach prezento-wanych w kolejnych rozdziałach. Pierwszą grupę stanowią wskaźniki dotyczące sytuacji demografi cznej i społecznej. Do drugiej grupy zaliczono wskaźniki dotyczące aktywno-ści ekonomicznej ludności.

20

2. AKTYWNOŚĆ EKONOMICZNA, MECHANIZM RYNKU PRACY I BEZROBOCIE – TEORETYCZNE PODSTAWY ANALIZY

2.1. Aktywność ekonomiczna ludności wiejskiej – kryteria identyfi kacji

Aktywność ekonomiczna jest naturalną cechą ludności, immanentnie związaną z funkcjonowaniem jednostek ludzkich i gospodarstw domowych. Jest ona w swej istocie tym samym, czym dla ludzi pierwotnych było polowanie i zbieractwo – sensem aktywno-ści ekonomicznej jest pozyskiwanie przez jednostkę lub gospodarstwo domowe środków do przeżycia i społecznego funkcjonowania (Wysocki i Kołodziejczak 2007 a). Zacho-wania te oddziałują na kondycję przedsiębiorstw i gospodarkę krajów. Z drugiej strony, koniunktura gospodarcza, decyzje przedsiębiorstw oraz zawirowania polityczne wpływają na strukturę i przemiany aktywności ekonomicznej. Kształtowanie się aktywności eko-nomicznej ludności zależy w dużej mierze od funkcjonowania rynku pracy, będącego miejscem, w którym następuje spotkanie zgłaszanego przez pracodawców popytu na pracę i podaży pracy, której wielkość oraz struktura są kształtowane przez liczbę, cechy i pre-ferencje ludności aktywnej ekonomicznie. Rynek pracy stanowi także miejsce, w którym owa aktywność kształtuje się pod wpływem czynników wielorakiej natury: koniunktury na rynkach dóbr i usług, kondycji gospodarczej i polityki państwa, sytuacji międzynarodowej, przemian cywilizacyjnych, postępu technicznego oraz preferencji jednostek i gospodarstw domowych. Wzajemne relacje i oddziaływania wymienionych bodźców decydują o wiel-kości i strukturze zatrudnienia, bezrobocia oraz o podejmowaniu lub zarzucaniu wysiłków w celu pozyskania źródeł utrzymania (Wysocki i Kołodziejczak 2007 a).

Według defi nicji stosowanej przez GUS w ramach badania BAEL, aktywność eko-nomiczna ludności określa zachowanie ludności w wieku 15 lat i więcej w odniesieniu do pozyskiwania źródeł utrzymania – podstawowe kryterium identyfi kacji stanowi fakt wykonywania, poszukiwania lub podejmowania pracy lub zaniechania wysiłków w tym kierunku (Aktywność ekonomiczna... 2013 a, Wysocki i Kołodziejczak 2007 a) (rys. 3). W Polsce za aktywne ekonomicznie uważa się wszystkie osoby w wieku 15 lat i więcej, natomiast jako nieaktywne ekonomicznie są określane osoby młodsze niż 15 lat.

21

Do aktywnych zawodowo zalicza się wszystkich pracujących i bezrobotnych. Do biernych zawodowo zalicza się wszystkie osoby, których nie można zakwalifi kować jako pracujące lub bezrobotne. Pomiaru liczby pracujących lub bezrobotnych można dokonać w dwojaki sposób: na podstawie danych rejestrowych dotyczących liczby osób zatrudnionych w gospodarce narodowej oraz bezrobotnych, ubiegających się lub otrzymujących zasiłek dla bezrobotnych, a także badań ankietowych zasobu pracy, pro-wadzonych z wykorzystaniem uzgodnionej defi nicji bezrobocia (Kwiatkowski 2002 b, Mankiw i Taylor 2009) Obie te metody są wykorzystywane w polskich badaniach staty-stycznych, w których liczbę pracujących lub bezrobotnych szacuje się stosując metodę polegającą na rejestrowaniu przyjęć i zwolnień z pracy lub metodę Badania Aktywności Ekonomicznej Ludności (BAEL), polegającą na reprezentatywnym badaniu ankietowym populacji w wieku 15 lat i więcej. Badania BAEL nie obejmują gospodarstw domowych zamieszkałych w obiektach zbiorowego zamieszkania (np. internaty, zakłady karne) oraz osób przebywających za granicą.

We współczesnej literaturze ekonomicznej wskazuje się zwykle trzy cechy osób bezrobotnych, tj. pozostawanie bez pracy, poszukiwanie pracy i gotowość do pracy (Godfrey 1986, Sinclair 1987, Kwiatkowski 2002 b). Pomimo że cechy te wydają się oczywiste, mogą wywoływać pewne wątpliwości. Pozostawanie bez pracy jest zasadni-czym warunkiem występowania bezrobocia, ale jednocześnie powstaje pytanie, czy np. zatrudnieni w niepełnym wymiarze czasu pracy, jeśli chcieliby pracować dłużej, są czę-ściowo bezrobotni? Albo czy stają się nimi osoby pracujące, które nie są efektywnie wy-korzystywane w procesie produkcji?3 Z uwagi na różnorodność form poszukiwania pracy

3 Chodzi tu o zjawisko nadmiernego zatrudnienia, które w określonych warunkach pojawia się w gospodarce, a które można interpretować jako pewien rodzaj bezrobocia, ponieważ efektywne wykorzystanie zatrudnionej siły roboczej pozwalałoby osiągnąć wyższy poziom produkcji (Kwiat-kowski 2002 b). Problem ten był m.in. przedmiotem rozważań Robinson (1991) i Knighta (1987), który wyróżnił cykliczne (krótkookresowe) i sekularne (długookresowe) przyczyny nadmiernego za-trudnienia, wskazując jednocześnie, że te ostatnie są charakterystyczne głównie dla gospodarek cen-tralnie planowanych. Szerzej kwestia ta została omówiona przez Bornsteina (1978) i Kornaia (1985).

Rys. 3. Aktywność ekonomiczna ludności – aktywni i bierni zawodowoŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność eko-nomiczna... (2002).

22

oraz ich zróżnicowaną intensywność, wątpliwości może budzić kryterium „poszukiwania pracy” oraz fakt traktowania poszukiwania pracy jako warunku koniecznego bezrobocia. W przypadku bezowocnego poszukiwania pracy lub spodziewanych znikomych korzyści z jej podjęcia, dalsze działania w tym kierunku mogą przestać być podejmowane, mimo gotowości do podjęcia pracy, a wyłączenie takich osób z grupy bezrobotnych spowodo-wałoby obniżenie wielkości podaży siły roboczej dostępnej w gospodarce. Wydaje się, że najmniej kontrowersji wzbudza kryterium gotowości do podjęcia pracy, ale i w tym wy-padku należy rozważyć, w jakim okresie gotowość ta powinna się przejawiać. Zgodnie ze standardowym ujęciem problematyki bezrobocia, osoby bezrobotne powinny spełniać trzy wymienione kryteria równocześnie. W literaturze przedmiotu zwraca się jednak uwagę, że podejście takie jest mało przydatne do opisu bezrobocia w krajach rozwijają-cych się4 oraz na obszarach wiejskich, gdzie pomimo dużej liczby osób niepracujących, często niewiele z nich poszukuje pracy, ze względu na brak ofert pracy.

Ponieważ opracowanie dotyczy głównie ludności wiejskiej, w dalszej części przedstawiono schemat aktywności ekonomicznej tej ludności. Zgodnie z kryteriami przedstawionymi powyżej, wśród ludności wiejskiej można wyróżnić aktywnych za-wodowo oraz biernych zawodowo (rys. 4), przy czym za cechę wyróżniającą ludność wiejską przyjęto kryterium stosowane w polskich badaniach statystycznych, a więc miejsce stałego zameldowania. Ludność wiejska jest to ludność zameldowana na stałe poza miejscowościami posiadającymi prawa miejskie. Aktywna zawodowo ludność

4 Zob. Sen (1975).

Rys. 4. Aktywność ekonomiczna ludności wiejskiej – pracującyŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2002).

23

wiejska może pracować w gospodarstwach rolnych lub poza nimi. Wśród pracujących w gospodarstwach można wyróżnić: właścicieli, członków ich rodzin oraz pracowni-ków najemnych. Poza gospodarstwami ludność wiejska może pracować na wsi (a więc w przedsiębiorstwach zlokalizowanych w miejscowościach nie posiadających praw miejskich), w miejscowości zamieszkania lub poza nią, dojeżdżając do pracy lub mi-grując czasowo bliżej miejsca pracy; ludność ta może również pracować w mieście (w miejscowości posiadającej prawa miejskie), dojeżdżając do pracy lub migrując cza-sowo do miejscowości, w której pracuje lub w jej pobliże. W przypadku, jeżeli pra-cownik zamelduje się na stałe w mieście, przestaje być zaliczany do ludności wiejskiej. Ludność wiejska aktywna zawodowo może pozostawać bezrobotna (rys. 5). Wśród bezrobotnych mieszkańców wsi, można wyróżnić bezrobotnych zamieszkujących w go-

spodarstwie domowym z właścicielem lub użytkownikiem gospodarstwa rolnego oraz zamieszkujących w gospodarstwie domowym bezrolnym. W obydwu przypadkach bezrobotni mogą posiadać lub nie posiadać prawa do zasiłku. Ludność wiejska może również pozostawać bierna zawodowo (rys. 6). Do tej grupy należą wszystkie osoby aktywne ekonomicznie, których nie można zakwalifi kować do populacji aktywnych zawodowo (osoby niepracujące i równocześnie nieposzukujące pracy). Wśród biernych zawodowo mieszkańców wsi, można – podobnie jak w przypadku bezrobotnych – wy-różnić zamieszkujących w gospodarstwie domowym z właścicielem lub użytkownikiem

Rys. 5. Aktywność ekonomiczna ludności wiejskiej – bezrobotniŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2002).

24

gospodarstwa rolnego oraz zamieszkujących w gospodarstwie domowym bezrolnym. Bierni zawodowo mogą posiadać, lub nie, własne pozazarobkowe źródło utrzymania (np. dochody z tytułu własności, renty, emerytury); jeżeli go nie posiadają, można za-łożyć, że pozostają na utrzymaniu innych osób.

Należy zauważyć, że poszczególne państwa mogą stosować różne kryteria wy-odrębniania grup ludności w ramach badania aktywności ekonomicznej ludności. Jak podaje Kabaj (2003), w polskich badaniach przyjęto najbardziej łagodne kryteria zatrud-nienia i najbardziej rygorystyczne kryteria bezrobocia spośród stosowanych w państwach Unii Europejskiej. Do pracujących zaliczono wszystkie osoby w wieku 15 lat i więcej, które w okresie tygodnia badania BAEL wykonywały przez co najmniej jedną godzinę pracę przynoszącą zarobek lub dochód. Za bezrobotną uznaje się zatem osobę, która nie została zaliczona do pracujących, a więc nie przepracowała co najmniej jednej godziny w okresie badanego tygodnia (Aktywność ekonomiczna... 2013). Tymczasem nie wszyst-kie kraje rozwinięte stosują kryterium jednej godziny. Austria przyjmuje kryterium prze-pracowania co najmniej 13 godzin w badanym tygodniu. Dania, Portugalia i USA stosują kryterium zaliczania do pracujących osoby, które przepracowały co najmniej 15 godzin w badanym tygodniu, a do bezrobotnych osoby, które nie przepracowały co najmniej 15 godzin w tygodniu (Statistical Sources... 1986, Kabaj 2003, Aktywność ekonomiczna... 2013 a). Odmienność stosowanych kryteriów identyfi kacji oddziałuje istotnie na porów-nywalność wyników uzyskiwanych w badaniach przeprowadzanych w poszczególnych państwach oraz skłania do ostrożnej interpretacji poszczególnych wskaźników podczas analizy porównawczej.

Rys. 6. Aktywność ekonomiczna ludności wiejskiej – bierni zawodowoŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2002).

25

2.2. Mechanizm rynku pracy oraz podstawowe rodzaje bezrobocia

Aby była możliwa konsumpcja, gospodarstwa domowe muszą generować do-chody. W tym celu ich członkowie podejmują pracę, dzięki czemu powstaje podaż pracy. Z drugiej strony, posiadacze pozostałych środków produkcji również dążą do generowania dochodów, a w tym celu jest konieczne wytwarzanie. Nie jest ono moż-liwe bez udziału czynnika pracy, dzięki czemu istnieje zapotrzebowanie na usługę pracy, a więc popyt na pracę. Ponieważ istnieją dwa najważniejsze elementy rynku (popyt i podaż), możliwe jest rozpatrywanie wzajemnych zależności pomiędzy nimi w kategoriach analizy rynku.

Według klasycznej defi nicji, rynek jest to miejsce, gdzie spotyka się popyt z podażą i kształtuje się cena. Odwołując się do ogólnych defi nicji popytu i podaży5 oraz przyjmu-jąc, że dobrem wymienianym na rynku jest praca, można określić kryteria identyfi kacji popytu i podaży w odniesieniu do rynku pracy (Marciniak 2001):

• popyt na pracę jest to ilość pracy, jaką jest w stanie wchłonąć rynek, a więc liczba osób w wieku zdolności do pracy i taką zdolność posiadających, na którą jest zapotrzebowanie ze strony pracodawców (Burda i Wyplosz 1995, Marciniak 2001),

• podaż pracy jest to określona liczba osób w wieku zdolności do pracy i taką zdolność posiadających, gotowych podjąć pracę za oferowaną płacę (liczba osób zasilających zasób siły roboczej) (Burda i Wyplosz 1995, Begg 2000, Kwiat-kowski 2002 b).

W wyniku relacji zachodzących pomiędzy popytem a podażą kształtuje się cena. Za cenę pracy można uznać oferowane i wypłacane za nią wynagrodzenie. Skutkiem wzajemnego oddziaływania podaży, płacy i popytu na siłę roboczą jest określony po-ziom zatrudnienia, zapewniający równowagę, czyli zrównanie globalnej podaży pracy z popytem na nią (rys. 7), na określonym poziomie płac i występowaniu bezrobocia dobrowolnego (Marciniak 2001). Tę podstawową tezę koncepcji rynku pracy, wyrażającą się w twierdzeniu, że w długim okresie w wyniku działania swobodnych mechanizmów ekonomicznych następuje dopasowanie podaży pracy i popytu na pracę, sformułował (chociaż w dużym uproszczeniu) Smith (1776, 2007), pisząc: „W ten sposób popyt na ludzi, podobnie jak popyt na każdy inny towar, reguluje z konieczności proces rozra-dzania6 ludzi: przyspiesza go, gdy jest zbyt powolny, hamuje, gdy jest zbyt szybki”.

5 Begg (2000) defi niuje popyt jako ilość dobra, jaką nabywcy są gotowi zakupić przy różnym poziomie cen, przy czym popyt należy rozumieć nie jako określoną ilość, ale jako zbiór ilości, jakie byłyby kupowane przez nabywców przy różnych poziomach cen. Zwykle wraz ze wzrostem ceny popyt na dobro się zmniejsza, a gdy cena się obniża, popyt rośnie (na temat wyjątków od tej reguły zob. m.in.: Begg (2000), Marciniak (2001)). Podaż to, według Begga (2000), ilość dobra, jaką sprzedawcy są gotowi zaoferować, gdy ceny osiągają różne poziomy. Podaż jest zbiorem ilości dóbr oferowanych przy różnych możliwych poziomach cen. Wraz ze wzrostem dostępności dobra lub jego substytutów cena spada, podobnie gdy cena zostaje obniżona, zmniejsza się podaż.

6 Czyli zwiększania liczebności populacji.

26

Popyt i podaż zmienia się w zależności od stawek płacy realnej. Linie przecinają się w punkcie równowagi A, odpowiadającym optymalnemu zachowaniu gospodarstw domowych, czyli takiemu poziomowi płacy realnej, który rekompensuje utratę czasu wolnego. Jeżeli popyt na pracę rośnie (krzywa popytu przesuwa się w prawo), przy nie zmienionej wielkości podaży, punkt przecięcia odpowiada wyższej wartości płacy realnej, a więc gospodarstwa domowe są skłonne podejmować pracę przy wyższej stawce płacy realnej (punkt A’). Jeśli podaż pracy wzrasta (krzywa podaży przesuwa się w prawo), przy nie zmienionej wielkości popytu na pracę, gospodarstwa domowe są skłonne poświęcić swój czas wolny za niższą stawkę płacy realnej (krzywe prze-cinają się w punkcie B). Zmiany wielkości popytu i podaży mogą następować jedno-cześnie i wzajemnie na siebie oddziaływać, np. jeżeli jednocześnie wzrośnie popyt i podaż, krzywe przetną się w punkcie B’, a więc stawka płacy realnej, przy której gospodarstwa domowe są skłonne podejmować pracę, nie zmieni się mimo większego zatrudnienia.

Na rysunku 8 przedstawiono schemat rynku pracy, uwzględniający powiązania pomiędzy zapotrzebowaniem na pracę oraz zapotrzebowaniem na wynagrodzenia. Pracownicy posiadając określone kwalifi kacje oferują swój czas wolny w zamian za środki fi nansowe – wynagrodzenie7. Generują w ten sposób strumień usług (pracy).

7 Wykonując lub świadcząc pracę uzyskuje się określone wynagrodzenie (płacę), ale praca ma też swój koszt. Każda przepracowana godzina oznacza godzinę mniej czasu wolnego, a ponieważ gospodarstwa domowe cenią zarówno konsumpcję fi nansowaną z dochodu z pracy, jak i czas wolny, występuje zjawisko wymienialności konsumpcji i czasu wolnego (Burda i Wyplosz 2000).

A

B

A’

B’

Popyt

0 Praca (zatrudnienie)

Rys. 7. Popyt i podaż pracyŹródło: opracowanie na podstawie: Burda i Wyplosz (1995), Begg (2000).

27

Pracodawcy, aby efektywnie wykorzystać posiadane przez siebie środki produkcji, mu-szą za usługę pracy zapłacić – generują w ten sposób strumień fi nansowy (wynagrodze-nia). Z drugiej strony, pracodawcy oczekują od pracowników określonych umiejętności, dyspozycyjności, wieku, stanu zdrowia, wykształcenia i innych cech, specyfi cznych dla danego rodzaju pracy. Na tym tle, a także na skutek zjawisk gospodarczych o charak-terze makroekonomicznym i mikroekonomicznym, powstają niedopasowania pomiędzy popytem na pracę a jej podażą. Możliwa jest więc sytuacja, kiedy pomimo pewnej ilości wolnych miejsc pracy, część osób aktywnych zawodowo pozostaje bez pracy, a więc pojawia się zjawisko bezrobocia8. Każda osoba może znaleźć się w jednej z trzech sy-tuacji: zatrudnionego, bezrobotnego lub biernego zawodowo, czyli znajdującego się poza aktywnymi zasobami pracy (rys. 9). Rynek pracy charakteryzuje się znaczną wielkością przepływów pomiędzy tymi stanami. Przepływ pracowników do i z bezrobocia w ciągu roku w krajach o rozwiniętej gospodarce jest zwykle około dwukrotnie wyższy niż stopa bezrobocia. Dzieje się tak również wtedy, kiedy stopa bezrobocia jest wysoka i stała (Burda i Wyplosz 1995). Na popyt i podaż oraz wielkość przepływów między poszcze-gólnymi stanami oddziałują również czynniki egzogeniczne w stosunku do klasycznego mechanizmu rynku pracy, takie jak: działalność instytucji rynku pracy, przepisy prawne, sytuacja gospodarcza oraz sytuacja społeczna i polityczna (rys. 8). Ponieważ strona popytu i podaży pracy charakteryzuje się dużym zróżnicowaniem, skojarzenie pracow-nika z pracodawcą wymaga pewnego przedziału czasu, jaki musi upłynąć pomiędzy odejściem z dotychczasowego miejsca pracy a podjęciem nowej. Na tym tle kształ-tuje się zjawisko bezrobocia frykcyjnego. Jego przyczyną są krótkookresowe trudności

8 Możliwa jest również sytuacja odwrotna, kiedy liczba miejsc pracy jest większa niż liczba ak-tywnych zawodowo. Zjawisko takie występuje na niektórych subrynkach pracy, zwłaszcza dotyczy ono zawodów wymagających specjalistycznej wiedzy i umiejętności. Liczba miejsc pracy większa niż liczba aktywnych zawodowo była również obserwowana w gospodarce centralnie planowanej.

Pracownicy

prawne

RYNEKPRACY

polityczna

Pracodawcyoczekiwania

Rys. 8. Elementy rynku pracyŹródło: opracowanie na podstawie: Burda i Wyplosz (1995).

28

występujące w procesie dopasowywania kwalifi kacji, zawodu i przestrzennej lokalizacji do zapotrzebowania na siłę roboczą. Pewien wpływ na wielkość bezrobocia frykcyjnego mają także: liczba zwolnień z pracy i liczba wakatów. Bezrobocie frykcyjne jest tym większe, im rzadziej następuje znalezienie pracy i im częstsze są zwolnienia. Wynika ono z naturalnego ruchu siły roboczej; występuje, ponieważ musi minąć pewien okres (zależny od sprawności funkcjonowania rynku pracy), żeby wystąpiło dopasowanie po-między pracownikiem, który poszukuje pracy, a wakatem, który czeka na obsadzenie (Burda i Wyplosz 1995). Do osób dotkniętych bezrobociem frykcyjnym zalicza się także osoby o ułomnościach fi zycznych lub psychicznych, uniemożliwiających im podjęcie pracy zawodowej (Begg 2000). Bezrobocie frykcyjne jest zjawiskiem nieuniknionym i typowym dla prawidłowo funkcjonującej i dynamicznej gospodarki rynkowej, w której zachodzą zmiany sektorowe (następują zmiany struktury popytu na pracę różnych gałęzi przemysłu lub regionów) (Mankiw i Taylor 2009).

Kolejnym ważnym rodzajem bezrobocia jest bezrobocie strukturalne. Bezrobocie to powstaje na skutek niedostosowań kwalifi kacji siły roboczej i przestrzennej lokali-zacji do zapotrzebowania na pracę oraz rozbieżności oczekiwań płacowych siły robo-czej i skłonności do oferowania wynagrodzeń przez pracodawców. Pojęcie bezrobocia strukturalnego w wąskim znaczeniu (bezrobocie strukturalne sensu stricto) obejmuje niedopasowania struktury popytu i podaży siły roboczej na poszczególnych mikroryn-kach. Zjawisko to występuje nawet w warunkach zachowania równowagi pomiędzy agregatową podażą siły roboczej i agregatowym popytem na pracę w skali całego rynku (Jackman i Roper 1987). Przyczyną tego niedopasowania jest postęp techniczny lub geografi czne rozmieszczenie pracy i wakatów oraz przemiany strukturalne w gospo-darce. Zwykle wymienione czynniki działają łącznie, a niedopasowania mają charakter długookresowy. Bezrobocie strukturalne w szerszym znaczeniu jest utożsamiane z wy-stępowaniem równowagi na rynku pracy. Do bezrobocia strukturalnego w szerszym zna-czeniu zalicza się: bezrobocie frykcyjne, bezrobocie strukturalne w wąskim znaczeniu

Zatrudnienie Bezrobocie

Poza zasobami pracy

do innejpracy

Znalezienie pracy

Zwolnienia

na emerytury

Nowe Nieudane

Rys. 9. Przypływy na rynku pracyŹródło: opracowanie na podstawie: Burda i Wyplosz (1995).

29

oraz bezrobocie instytucjonalne – spowodowane sztywnością rynku pracy występującą na skutek oddziaływania regulacji prawnych i działania instytucji rynku pracy (Socha i Sztanderska 2002)9.

Przedstawione powyżej defi nicje bezrobocia frykcyjnego, strukturalnego i insty-tucjonalnego dotyczą w swej istocie niedopasowania jakościowego i terytorialnego pomiędzy popytem na pracę i jej podażą, a różnice pomiędzy nimi wynikają przede wszystkim z długości okresu, jaki musi minąć, aby nastąpiło wzajemne dopasowa-nie zasobów pracy i wakatów – krótkiego w przypadku bezrobocia frykcyjnego oraz długiego w przypadku bezrobocia strukturalnego. Oprócz bezrobocia wynikającego z niedopasowań jakościowych i terytorialnych, istnieje również bezrobocie spowo-dowane niewystarczającym popytem na towary i usługi, a więc związane z okreso-wym osłabieniem ogólnej aktywności ekonomicznej. Bezrobocie to jest określane jako koniunkturalne (inaczej bezrobocie cykliczne lub typu keynesowskiego). Wszystkie wymienione rodzaje bezrobocia stanowią część składową bezrobocia rzeczywistego występującego w gospodarce (rys. 10).

9 Burda i Wyplosz (1995) podają, że bezrobocie w równowadze jest sumą bezrobocia frykcyjnego oraz bezrobocia wynikającego ze strukturalnych niedopasowań popytu i podaży pracy o charakterze innym niż frykcyjny. Ponieważ bezrobocie strukturalne w szerszym znaczeniu jest utożsamiane z występowaniem równowagi pomiędzy popytem i podażą pracy, stopa bezrobocia strukturalnego w szerszym znaczeniu jest utożsamiana ze stopą bezrobocia w równowadze.

Bezrobocierzeczywiste

Bezrobocie strukturalnew szerszym znaczeniu

(równowagi)

Bezrobocie koniunkturalne

Bezrobocie strukturalne

znaczeniu

Bezrobocie frykcyjne

Bezrobocie instytucjonalne

Rys. 10. Rodzaje bezrobociaŹródło: opracowanie własne na podstawie: Burda i Wyplosz (1995), So-cha i Sztanderska (2002), Kwiatkowski (2002 b).

30

2.3. Bezrobocie strukturalne i koniunkturalne

Bezrobocie rzeczywiste występujące w gospodarce można umownie podzielić ze względu na przyczyny jego powstawania na bezrobocie koniunkturalne (cykliczne) i strukturalne10, przy czym siła oddziaływania czynników strukturalnych i koniunktural-nych na kształtowanie zjawiska bezrobocia rzeczywistego może być różna. Bezrobocie koniunkturalne jest spowodowane czynnikami związanymi z wahaniami w poziomie globalnego popytu i aktywności gospodarczej. Część bezrobocia, która nie zmniejsza się w czasie ożywienia gospodarczego stanowi bezrobocie strukturalne (Socha i Sztander-ska 2002). Niska absorpcja pracy może być spowodowana przyczynami o charakterze koniunkturalnym (warunkującym bezrobocie typu keynesowskiego) lub czynnikami pozakoniunkturalnymi (określającymi poziom bezrobocia strukturalnego). Analiza przy-czyn koniunkturalnych musi znajdować odniesienie do struktury i tempa wzrostu gospo-darczego oraz wynikającej z nich nadwyżki podaży pracy nad popytem na nią (Keynes 2003). Ponieważ przyjmuje się, że wielkość bezrobocia strukturalnego jest w zasadzie niezależna od tempa wzrostu gospodarczego oraz kształtowania się relacji ilościowych popytu i podaży pracy (Burda i Wyplosz 1995), badanie bezrobocia strukturalnego sprowadza się do poznania złożonych przyczyn niedopasowania jakościowego popytu i podaży pracy. Ten rodzaj bezrobocia jest wywołany poprzez niedopasowania o charak-terze płacowym (płaca powyżej poziomu równowagi) lub pozapłacowym (kwalifi kacje, wiek, płeć, niska mobilność siły roboczej, zróżnicowanie przestrzenne popytu i podaży pracy, zmniejszenie popytu wywołane restrukturyzacją itp.). Niedopasowania struktu-ralne mogą mieć charakter krótkookresowy (frykcyjny) lub długookresowy. Przyczyny występowania niedopasowań mogą wynikać z: cech siły roboczej, charakterystyki wa-katów, zróżnicowania regionalnego rynku pracy oraz wielkości (klasy) miejscowości zamieszkania.

Chociaż bezrobocie składa się z części strukturalnej i koniunkturalnej, a skala łącz-nego popytu na pracę jest zdeterminowana głównie dynamiką wzrostu gospodarczego i opłacalnością zwiększania zatrudnienia w dłuższym okresie, to jednak możliwości zwiększenia zatrudnienia są uwarunkowane długookresową stopą bezrobocia struktu-ralnego, czyli – w uproszczeniu – bezrobocia w równowadze (Sztanderska 1999). Po-znanie wartości wskaźnika bezrobocia w równowadze pozwala na oszacowanie, jaka część bezrobocia występującego w gospodarce jest niezależna od krótkookresowych wahań cyklicznych na rynkach dóbr i usług (Socha i Sztanderska 2002), a więc jaka część bezrobocia ma charakter strukturalny, a jaka koniunkturalny. Informacja ta stanowi podstawę do określenia rodzaju działań nakierowanych na zwiększenie zatrudnienia i/lub zmniejszenie bezrobocia11 – wysoki udział bezrobocia strukturalnego w bezrobociu

10 W dalszej części pracy termin „bezrobocie strukturalne” będzie utożsamiany z bezrobociem strukturalnym w szerszym znaczeniu.

11 Ponieważ na rynku pracy występują przepływy siły roboczej również do i z bierności za-wodowej oraz część osób „odchodzi” z układu przepływów pomiędzy zatrudnieniem, bezrobociem i biernością zawodową (w wyniku śmierci lub emigracji na pobyt stały za granicę), natomiast na-pływają do niego nowe roczniki (czyli osoby, które osiągają wiek aktywności ekonomicznej), skala zmniejszania poziomu bezrobocia i zwiększania zatrudnienia nie jest równa.

31

rzeczywistym skłania do realizacji programów mających na celu poprawę dopasowa-nia podażowej i popytowej strony rynku pracy oraz usuwanie pozakoniunkturalnych (w tym płacowych) barier ograniczających zatrudnienie, natomiast znaczny udział bez-robocia typu cyklicznego (keynesowskiego) wskazuje na celowość pobudzania wzrostu gospodarczego12.

Podstawą dekompozycji bezrobocia na część cykliczną i strukturalną jest teoria naturalnej stopy bezrobocia (Job Study 1994). Bezrobocie naturalne (inaczej bezrobocie równowagi, utożsamiane z bezrobociem strukturalnym w szerszym znaczeniu – rys. 10) składa się z bezrobocia strukturalnego w węższym znaczeniu (wynikającego z niedo-pasowania jakościowego struktury popytu i podaży pracy) oraz bezrobocia frykcyjnego i instytucjonalnego. Stanowi ono najprostsze przybliżenie poziomu bezrobocia, do któ-rego dąży gospodarka w długim okresie13 (Burda i Wyplosz 1995, Socha i Sztanderska 2002). Socha i Sztanderska (2002) podają za Haltiwangerem (1991), że bezrobocie rów-nowagi oznacza taki poziom bezrobocia, „do którego dąży dynamiczny system w wa-runkach stochastycznej równowagi ogólnej14. Uwzględnia ono rzeczywiste, strukturalne cechy rynków pracy i rynków dóbr, włącznie z rynkowymi niesprawnościami oraz kosz-tami poszukiwań pracy i kosztami mobilności”.

Występuje wiele ujęć naturalnej stopy bezrobocia (czyli inaczej bezrobocia równo-wagi lub strukturalnego) oraz metod jej szacowania. Socha i Sztanderska (2002) wyróż-niają cztery podstawowe, takie jak:

1. Metoda wykorzystująca zależności wynikające z teorii krzywej Philipsa (Fried-man 1968, Phelps 1968, 1970). Stosowane jest założenie, że decyzje pracodawców i pracowników są powiązane ze zmianami płac realnych, będących konsekwencją obo-wiązujących stawek minimalnych oraz przewidywanej infl acji. Friedman (1968) uważa, że „naturalna stopa bezrobocia osiąga poziom, przy którym może być osadzona w wal-rasowskim systemie równań równowagi ogólnej, pod warunkiem, że zostaną uwzględ-nione w nich strukturalne cechy rynku pracy i rynku towarów, włącznie z rynkowymi niedoskonałościami, stochastyczną zmiennością w popycie i podaży, koszty zbierania informacji o wakatach i dostępności pracy, koszty mobilności itd.”.

2. Metoda wykorzystująca założenie niedoskonałej konkurencji oraz analizę pro-wadzoną w kategoriach siły negocjacyjnej podmiotów reprezentujących podażową i popytową stronę rynku pracy. Stopa obliczana z wykorzystaniem powyższego zało-żenia w literaturze występuje pod nazwą NAIRU – Non Accelerating Infl ation Rate of Unemployment, czyli stopa bezrobocia nie powodująca przyspieszenia wzrostu cen (Layard 1986, Gordon 1988, Layard i in. 1991, Rynek pracy 1994, Stiglitz 1997,

12 Należy zaznaczyć, że powyższe rozumowanie zawiera pewne uproszczenie, ponieważ ko-niunktura gospodarcza w dłuższym okresie oddziałuje również na poziom bezrobocia struktural-nego. Jest także oczywiste, że poziom i charakter bezrobocia nie mogą być jedynymi czynnikami decydującymi o kierunku polityki gospodarczej.

13 Przy tym, samo pojęcie „długiego okresu” nie jest jednoznaczne i może być różnie ro-zumiane w zależności od konkretnych warunków otoczenia gospodarczego. Pojęcie bezrobocia naturalnego również nie jest jednoznaczne, a jego interpretacja zależy od metody, na podstawie której zostało oszacowane.

14 Stwierdzenie takie pozwala na utożsamianie pojęcia stopy bezrobocia naturalnego oraz stopy bezrobocia równowagi. Por.: Carlin i Soskice (1990), Cross (1995), Espinoza-Vega i Russel (1997), Socha i Sztanderska (2002).

32

Socha i Sztanderska 2002)15. Według tej teorii, instytucjonalne podstawy negocjacji płacowych powodują opóźnienia w dopasowaniach popytu i podaży pracy, sztyw-ność płac oraz występowanie bezrobocia w warunkach braku równowagi rynkowej. Na rysunku 11 zaprezentowano zależności występujące pomiędzy płacami realnymi a zatrudnieniem, według teorii stopy bezrobocia NAIRU. No osi rzędnych oznaczono poziom płac realnych, będący wypadkową płac nominalnych i poziomu cen (W/P), a na osi odciętych – poziom zatrudnienia. Krzywa BRW (Bargained Real Wage – realna opłata transakcji) oznacza płacę realną, jakiej żądają kolektywnie pracownicy (w prak-tyce związki zawodowe). Nachylenie krzywej BRW wskazuje, że w miarę zbliżania się do pełnego zatrudnienia (równego wielkości aktywnych zasobów pracy – linia LF) po-zycja przetargowa pracowników ulega poprawie (jest coraz mniej osób poszukujących pracy, co powoduje że pracodawcy, którzy zgłaszają zapotrzebowanie na siłę roboczą, muszą zgadzać się na wyższe płace, korzystniejsze dla pracowników pakiety socjalne itp.). Krzywa PRW (Price-determined Real Wage – realna opłata determinująca cenę)

15 Podobnym miernikiem jest stopa bezrobocia NAWRU – Non Accelerating Wage Rate of Unemployment, czyli stopa bezrobocia, która nie powoduje presji płacowej (Layard 1986, Layard i in. 1991, Gradzewicz i Kolasa 2004).

LF

BRW

PRW

W/P

Zatrudnienie

NAIRU

N’

Rys. 11. Stopa bezrobocia w równowadze (NAIRU) według modelu nowej ekonomii keynesoweskiejŹródło: Socha i Sztanderska (2002), za: Carlin i Soskice (1990).

33

przedstawia płacę realną, jaką są skłonni zaoferować pracodawcy za jednostkę pracy, przy danej wydajności tej pracy. Jej położenie równoległe do osi odciętych wska-zuje, że poziom płacy nie zależy od wielkości zatrudnienia. Wielkość zatrudnienia równowagi jest określana poprzez punkt przecięcia krzywych BRW i PRW, natomiast bezrobocie równowagi stanowi różnicę między zatrudnieniem w tym punkcie a wiel-kością aktywnej siły roboczej określonej linią LF. Zatrudnienie wyższe od poziomu równowagi wywołuje wzrost infl acji, natomiast niższe wpływa na jej zmniejszenie (Socha i Sztanderska 2002). Ponieważ stopa infl acji jest zwykle silnie skorelowana ze zmianami płac, na tych samych założeniach, co opisany powyżej model NAIRU, został oparty model naturalnej stopy bezrobocia NAWRU – Non Accelerating Wage Rate of Unemployment, czyli takiego poziomu bezrobocia, który nie powoduje przy-spieszenia wzrostu płac (w długim okresie wzrost płac jest utożsamiany ze wzrostem infl acji). Modele stosowane w tych metodach wykorzystują zmienne rynkowe (m.in.: wskaźnik infl acji, wydajność pracy, stopy procentowe i inne) (Socha i Wojciechow-ski 2004). Poprawność szacunków dokonywanych z ich użyciem jest uwarunkowana między innymi dokładnością danych o płacach oraz infl acji, przyjętym założeniem dotyczącym oczekiwań i zachowań pracowników oraz niepewnością co do trafno-ści modelu ekonometrycznego i zmiennych w równaniu infl acji (Socha i Sztanderska 2002). Ich zastosowanie jest zwykle ograniczone do danych agregatowych, ponieważ przeprowadzenie wiarygodnych szacunków NAIRU lub NAWRU dla grup ludności wyodrębnionych na podstawie wybranych cech jakościowych (np. cech ludności) jest trudne. Szacunki NAIRU mogą być prowadzone również z wykorzystaniem modeli opartych na założeniach krzywej Beveridge’a (odwrotnej zależności między bezrobo-ciem i liczbą wolnych miejsc pracy). Koncepcja krzywej Beveridge’a wywodzi się z rozważań brytyjskiego ekonomisty Williama Beveridge’a, który zwrócił uwagę na znaczenie liczby bezrobotnych i wolnych miejsc pracy w ocenie sytuacji na rynku pracy (Beveridge 1944). Punkt wyjścia tej koncepcji stanowi założenie, że w dyna-micznej gospodarce zawsze istnieje pewna liczba bezrobotnych i wolnych miejsc pracy. Gdy popyt na pracę (składający się z zajętych i wolnych miejsc pracy) jest równy podaży pracy (składającej się z osób zatrudnionych i bezrobotnych), to faktyczne roz-miary zatrudnienia są niższe od popytu i podaży o liczbę wolnych miejsc pracy (lub liczbę bezrobotnych, ponieważ w tym wypadku obie wielkości są sobie równe). W sy-tuacji, gdy popyt na pracę, w okresach dobrej koniunktury, wzrasta i nawet przewyż-sza wielkość podaży pracy, to pewne bezrobocie i tak istnieje ze względu na zmiany frykcyjne i niedopasowania strukturalne. Z kolei, gdy w czasie recesji popyt na pracę jest niższy od jej podaży, to również nie wszystkie miejsca pracy są zajęte. A zatem, w dynamicznej gospodarce pewna liczba wolnych miejsc pracy i osób bezrobotnych występuje zawsze, przy czym wyższej liczbie bezrobotnych towarzyszy mniejsza liczba wolnych miejsc pracy i odwrotnie (Kwiatkowski 2002 b). Koncepcję krzywej Beveridge’a rozwinęli Dow i Dicks-Mireaux (1958) oraz Hansen (1970), dowodząc znaczenia liczby bezrobotnych i wolnych miejsc pracy dla kształtowania się nadwyżki popytu na rynku pracy16. Ponadto, posłużyła ona za punkt wyjścia analiz Blancharda i Diamonda (1989) oraz Jackmana i in. (1989, 1990), którzy podjęli próbę identyfi kacji

16 Szerzej na ten temat zob. Kwiatkowski (2002 b).

34

wstrząsów w gospodarce i związanego z nimi charakteru bezrobocia17. Inne podejście do szacowania naturalnej stopy bezrobocia polega na estymacji poziomu NAIRCU (Non Accelerating Infl ation Rate of Capacity Utilization – stopa bezrobocia nie po-wodująca przyspieszenia wzrostu cen z uwzględnieniem zdolności wytwórczych na poziomie produktu potencjalnego), z zastosowaniem prawa Okuna, jednak ze względu na trudności z określeniem estymatorów (zwłaszcza stopnia wykorzystania kapitału) ta metoda jest rzadko stosowana (Socha i Sztanderska 2002).

3. Metoda oparta na założeniu, że naturalna stopa bezrobocia stanowi rezultat od-działywania czynników realnych w gospodarce. W tej sytuacji istnieje wiele stanów przejściowej (kruchej) równowagi (fragile equilibrium) (Blanchard i Summers 1986, Socha i Sztanderska 2002). Teoria ta dopuszcza istnienie pewnego zakresu stopy bez-robocia naturalnego. Model tego bezrobocia zakłada istnienie równowagi pomiędzy faktycznymi i oczekiwanymi płacami i cenami. Jednocześnie zakłada się, że na rynku pracy nie występuje doskonała konkurencja (Phelps 1994). Obecnie występujące szoki realne (podażowe i popytowe) wywołują zakłócenia, które determinują zmiany poziomu bezrobocia naturalnego.

4. Metoda oparta na badaniu stanów dynamicznej równowagi przepływów pomię-dzy poszczególnymi stanami siły roboczej: zatrudnieniem, bezrobociem i biernością zawodową (Infl ow-Outfl ow Analysis – IOA). Występuje wiele możliwych do zastoso-wania formuł szacowania bezrobocia równowagi według tej metody, jednak wszystkie operują jednorodnymi kategoriami, a więc przepływami osób pomiędzy różnymi sta-nami na rynku pracy. Do obliczania stopy bezrobocia w równowadze nie jest wymagane

17 Jackman i in. (1989) wyróżnili trzy rodzaje wstrząsów powodujących wzrost bezrobocia: negatywny wstrząs popytowy, negatywny wstrząs strukturalny i wstrząs popytowo-strukturalny. Pierwszy występuje w sytuacji nagłego obniżenia popytu na towary, wywołującego w konsekwencji zmniejszenie popytu na pracę i wzrost stopy bezrobocia, któremu towarzyszy spadek stopy wolnych miejsc pracy (tj. relacji wolnych miejsc pracy do liczby aktywnych zawodowo). Ponieważ wraz ze wzrostem bezrobocia następuje spadek stopy wolnych miejsc pracy, to taki wzrost bezrobocia ozna-cza przede wszystkim wzrost bezrobocia cyklicznego. W terminologii stosowanej przez Blancharda i Diamonda (1989) szok tego typu jest określany mianem negatywnego wstrząsu ogólnej aktywności gospodarczej, którego przyczyn należy poszukiwać zarówno w uwarunkowaniach popytowych, jak i podażowych. Wstrząs strukturalny, nazywany przez Blancharda i Diamonda (1989) wstrząsem realokacyjnym, przejawia się w spadku efektywności dopasowań bezrobotnych i wolnych miejsc pracy. Wzrostowi stopy bezrobocia towarzyszy wówczas wzrost stopy wolnych miejsc pracy, a ro-snące bezrobocie ma głównie charakter strukturalny i frykcyjny. Wystąpienie wstrząsu popytowo--strukturalnego oznacza natomiast, że powiększające się bezrobocie ma w części charakter struktu-ralny i frykcyjny, a w części – cykliczny. Jackman i in. (1990), podobnie jak Blanchard i Diamond (1989), wyodrębnili wstrząs ogólnej aktywności i wstrząs strukturalny, a ponadto histerezę. Według tych autorów, wstrząs ogólnej aktywności może być spowodowany zmianą łącznego popytu, a także stawek podatkowych, zasiłków dla bezrobotnych lub zmianą presji płacowej. Wstrząs struktural-ny mogą wywoływać zmiany w strukturze popytu na pracę lub zmiany efektywności dopasowań bezrobotnych i miejsc pracy. Wstrząs związany ze zjawiskiem histerezy występuje z kolei wtedy, gdy spadkowi łącznego popytu towarzyszy wstrząs strukturalny, trwający dłużej niż początkowy wstrząs popytowy. Wstrząs ogólnej aktywności generuje przede wszystkim bezrobocie cykliczne, wstrząs strukturalny – strukturalne i w pewnej mierze frykcyjne, natomiast histereza – przejściowy wzrost bezrobocia cyklicznego i bardziej trwały bezrobocia strukturalnego i frykcyjnego (Jackman i in. 1990, Kwiatkowski 2002 b).

35

wykorzystanie danych dotyczących liczby wakatów, poziomu płac i infl acji, które są konieczne, gdy zastosuje się wymienione wcześniej metody. Oszacowany poziom bezro-bocia równowagi jest wypadkową wyłącznie przepływów na rynku pracy. Przyjmuje się, że bezrobocie równowagi występuje wtedy, kiedy napływy i odpływy do innych stanów aktywności ekonomicznej są równe. Zwiększenie napływów do bezrobocia prowadzi do wzrostu stopy bezrobocia równowagi, natomiast wzrost odpływów powoduje obniżenie tej stopy. Jak podają Socha i Sztanderska (2002), do najważniejszych spośród metod wykorzystujących to założenie należą: metoda zaprezentowana w raporcie The Center for Economics Policy Research (CEPR) (Unemployment... 1995), metoda przedstawiona przez Gärtnera (1997) oraz metoda opracowana przez Darby’ego i in. (1985). W pracy posłużono się metodą CEPR.

Wszystkie wymienione metody pozwalają, w pewnym przybliżeniu, utożsamiać pojęcie stopy bezrobocia naturalnego (równowagi) ze stopą bezrobocia strukturalnego w szerszym znaczeniu. Bezrobocie rzeczywiste składa się z bezrobocia równowagi oraz bezrobocia wywołanego czynnikami koniunkturalnymi. Bezrobocie naturalne (rów-nowagi) składa się z bezrobocia strukturalnego w węższym znaczeniu, frykcyjnego i instytucjonalnego (rys. 10). Ponieważ udział bezrobocia frykcyjnego i instytucjonal-nego w bezrobociu równowagi nie przekracza zwykle kilku procent, a jednocześnie jest trudny do oszacowania, w prowadzonych badaniach bezrobocia przyjmuje się, że stopa bezrobocia naturalnego (równowagi) stanowi najbliższe przybliżenie stopy bezrobocia strukturalnego w szerszym znaczeniu (Socha i Sztanderska 2002). Tym samym można założyć, że różnica pomiędzy bezrobociem rzeczywistym i struktural-nym określa poziom bezrobocia kształtowanego przez czynniki koniunkturalne (a więc bezrobocie koniunkturalne lub inaczej bezrobocie typu keynesowskiego). Określenie udziału bezrobocia równowagi i cyklicznego w bezrobociu rzeczywistym pozwala na formułowanie wniosków dotyczących polityki państwa w zakresie zmniejszania skali występującego bezrobocia rzeczywistego i dążenia do pełnego zatrudnienia (Kwiat-kowski 2002 a). Analiza tych wskaźników dokonana dla poszczególnych grup wyod-rębnionych z zasobów pracy lub dla poszczególnych rynków umożliwia określenie przyczyn występowania niekorzystnych zjawisk oraz zaproponowanie kierunków dzia-łań zaradczych. Należy jednak zaznaczyć, że założenie o braku wrażliwości poziomu bezrobocia równowagi na oddziaływanie czynników koniunkturalnych stanowi uprosz-czenie. Istotnie, w początkowym okresie rozwoju teorii bezrobocia równowagi upatry-wano jego determinantów wyłącznie w czynnikach strukturalnych, a nie dostrzegano wpływu wahań ogólnej aktywności gospodarczej na to bezrobocie (Kwiatkowski 2002 b). Jednak ujęcie to uległo modyfi kacji w związku z rozwojem teorii histerezy bezro-bocia, w której uznano pewien wpływ wahań ogólnej aktywności gospodarczej (w tym łącznego popytu na towary) na bezrobocie równowagi za pośrednictwem mechani-zmów histerezy (Layard i in. 1991). Zauważono, że poziom bezrobocia równowagi w danym okresie zależy nie tylko od aktualnego kształtu czynników strukturalnych i instytucjonalnych determinujących to bezrobocie, lecz także od wcześniejszych tendencji bezrobocia rzeczywistego – na bezrobocie oddziałują również przejściowe wstrząsy popytowe i podażowe. Negatywne wstrząsy podnoszą poziom faktycznego bezrobocia powyżej bezrobocia równowagi, a po ich ustaniu, rzeczywiste bezrobocie nie powraca do poziomu bezrobocia równowagi w stanie wyjściowym, lecz utrwala się na wyższym poziomie. Jak podaje Kwiatkowski (2002 b), działanie tych mecha-nizmów wynika z występującego w okresie negatywnego wstrząsu ubytku kapitału

36

ludzkiego18, ubytku kapitału rzeczowego19 oraz silnej pozycji insiders20. W rezultacie, poziom bezrobocia równowagi „podąża” za faktyczną stopą bezrobocia ukształtowaną przez wstrząsy gospodarcze. Zatem jest uprawnione twierdzenie, że wahania aktywności gospodarczej wpływają na poziom bezrobocia równowagi. Zagadnienia te posiadają

18 Model ubytku kapitału ludzkiego, zaproponowany przez Layarda (1986), Layarda i in. (1991) oraz Blancharda i Summersa (1991), ilustruje mechanizm wzrostu bezrobocia dokonujące-go się na skutek negatywnego wstrząsu popytowego lub podażowego. Trudności znalezienia pracy i brak możliwości rozwoju umiejętności zawodowych przez absolwentów, utrata tych umiejętności i kwalifi kacji przez osoby zwolnione z pracy, a także „starzenie się” ich kwalifi kacji pod wpły-wem postępu technicznego powodują, że zasób kapitału ludzkiego posiadanego przez bezrobotnych z czasem zmniejsza się (następuje deprecjacja kapitału ludzkiego). W konsekwencji zmniejszają się szanse bezrobotnych na otrzymanie pracy, a ustąpienie negatywnego wstrząsu aktywności gospo-darczej i wzrost popytu na pracę nie musi oznaczać spadku bezrobocia. Wręcz przeciwnie – niska wartość kapitału ludzkiego, utrudniająca, a nawet uniemożliwiająca zdobycie pracy, prowadzi do utrwalenia bezrobocia na wyższym poziomie. Layard i in. (1991) oraz Blanchard i Summers (1991) wskazują, że szczególną rolę w mechanizmach deprecjacji kapitału ludzkiego i histerezy bezrobo-cia odgrywa wzrost bezrobocia długookresowego. Długi okres pozostawania bez pracy nie tylko zwiększa stopień ubytku kapitału ludzkiego i zmniejsza szanse bezrobotnych na znalezienie pracy, lecz także osłabia intensywność dalszych jej poszukiwań, co wzmacnia efekt histerezy bezrobocia. Z badań Layarda (1986) oraz Blancharda i Summersa (1991) wynika również, że dłuższe pozosta-wanie bez pracy powoduje obniżenie aspiracji płacowych (tzw. płacy progowej), co przynajmniej częściowo rekompensuje skutki ubytku kwalifi kacji dla prawdopodobieństwa znalezienia pracy.

19 W modelach ubytku kapitału rzeczowego podstawową rolę w utrzymywaniu wysokiego bezrobocia przypisuje się deprecjacji kapitału rzeczowego. Przyjmuje się w nich założenie, że zasób kapitału zależy od stopnia jego wykorzystania, czyli zdolności produkcyjnych. Obniżenie stopnia wykorzystania kapitału powoduje, że przedsiębiorcy pozbywają się części posiadanego majątku rzeczowego oraz ograniczają zakupy nowych dóbr kapitałowych, co w rezultacie prowadzi do pomniejszenia zasobu kapitału (Wojtyna 1994). Takie procesy często są obserwowane w sytuacji negatywnego wstrząsu aktywności gospodarczej, po którego ustąpieniu bariera kapitału rzeczowe-go (zdolności produkcyjnych) blokuje wzrost zatrudnienia i spadek bezrobocia. Szerzej na temat modelu ubytku kapitału rzeczowego zob. Carlin i Soskice (1990).

20 Na rynku pracy istnieje konfl ikt interesów dwóch grup siły roboczej: insiders i outsiders. Insiders to pracownicy długoletni, doświadczeni, reprezentujący kapitał ludzki specyfi czny dla da-nej fi rmy i dobrze wynagradzani. Outsiders to bezrobotni lub zatrudnieni w sektorze nieformalnym, dysponujący ogólnymi, często niskimi kwalifi kacjami, których można łatwo zastąpić innymi poszu-kującymi pracy (Socha i Sztanderska 2002). Insiders zajmują pozycję dominującą wobec outsiders, postępują zgodnie z zasadą maksymalizacji własnych korzyści i w negocjacjach z pracodawcami nie biorą pod uwagę interesów outsiders. W sytuacji spadku łącznego popytu na pracę, dla ochrony swo-ich miejsc pracy, insiders są gotowi obniżyć zgłaszane postulaty płacowe, co prowadzi do obniżenia tempa wzrostu cen i utrzymania płac realnych na niezmienionym poziomie. W rezultacie spadku popytu na pracę następuje więc zmniejszenie zatrudnienia insiders i wzrost bezrobocia równowagi. Co więcej, jeśli reprezentujący własne interesy i zainteresowani wyższymi i akceptowanymi przez pracodawców stawkami płac insiders zwiększą wydajność pracy, to mimo poprawy aktywności gospodarczej przejawiającej się wzrostem łącznego popytu na towary bezrobocie utrzyma się na zwiększonym poziomie. Szerzej na temat histerezy bezrobocia w ujęciu teorii insider-outsider zob. m.in.: Blanchard i Summers (1986), Lindbeck i Snower (1988) oraz Wojtyna (1994). Egzemplifi -kacji efektu histerezy na przykładzie krajów Unii Europejskiej w latach 1965-1994 dokonali Burda i Wyplosz (2000).

37

kluczowe znaczenie podczas interpretacji wyników uzyskanych w przeprowadzonym w pracy badaniu przepływów na rynku pracy oraz bezrobocia równowagi.

Siła robocza podlega nieustannym, dynamicznym przemianom swej wewnętrznej struktury oraz przepływom pomiędzy trzema podstawowymi, możliwymi stanami: za-trudnieniem, bezrobociem oraz biernością zawodową. Znajomość wielkości i struktury tych przepływów umożliwia określenie wewnętrznego zróżnicowania zjawiska bezro-bocia oraz oszacowanie wartości stóp przepływów pomiędzy poszczególnymi stanami aktywności ekonomicznej. Sformułowanie wniosków dotyczących kierunków działań zmierzających do zmniejszenia skali zjawiska bezrobocia wymaga uprzedniego okre-ślenia charakteru występującego bezrobocia (działanie to sprowadza się w zasadzie do zbadania, jaki udział w rzeczywistym bezrobociu posiada bezrobocie strukturalne, a jaki bezrobocie zdeterminowane czynnikami związanymi z koniunkturą gospodarczą). Prawi-dłowa identyfi kacja charakteru występującego bezrobocia stanowi podstawę do realizacji racjonalnych procesów decyzyjnych dotyczących polityki rynku pracy oraz gospodarki państwa (Sztanderska 1999). W zależności od rodzaju bezrobocia jest możliwe zasto-sowanie jednego z dwóch głównych podejść do problemu jego zmniejszenia (Kryńska 1999):

1) zmniejszanie skali bezrobocia strukturalnego wymaga przede wszystkim działań przeciwstawiających się występującemu w poszczególnych segmentach rynku pracy niedopasowaniu pomiędzy popytem i podażą pracy; podejście to polega głównie na stosowaniu środków i programów aktywnej polityki rynku pracy (jak np.: kursy, szkolenia, informacja zawodowa, subsydiowane zatrudnienie),

2) w przypadku bezrobocia o charakterze popytowym (koniunkturalnym) oraz mieszanym, popytowo-strukturalnym, należy przede wszystkim podejmować działania zmierzające do zwiększenia ogólnego popytu na pracę w skali kraju, akcentując zintegrowaną, prozatrudnieniową politykę społeczno-gospodarczą (rozumianą głównie jako pobudzanie inwestycji i koniunktury na rynku dóbr i usług oraz ochronę rynku wewnętrznego), w której aktywna polityka rynku pracy jest istotnym, ale nie jedynym elementem.

Według Kabaja (2003), skuteczność pierwszego z wymienionych podejść jest niska, ponieważ programy dostosowywania popytu i podaży pracy nie wpływają na zwiększe-nie ogólnej liczby miejsc pracy, a jedynie poprawiają sytuację na rynku pracy poszcze-gólnych osób. Oczywiste jest, że odbywać się to będzie kosztem innych osób, gorzej przystosowanych. Poprawa dopasowania strukturalnego pomiędzy popytem na pracę a jej podażą mogłaby przynieść zmniejszenie bezrobocia jedynie w przypadku, kiedy niedopasowania te stanowiłyby istotny czynnik tłumiący wzrost gospodarczy. W przy-padku gospodarki polskiej kwalifi kacje siły roboczej są rzeczywiście gorzej dostosowane do zapotrzebowania rynku pracy, jednak należy postawić pytanie, czy w istocie jest to czynnik o decydującym znaczeniu w procesie generowania wzrostu gospodarczego i tworzenia miejsc pracy (innymi słowy, czy rzeczywiście niskie kwalifi kacje są deter-minantą niskich wartości wskaźnika wzrostu gospodarczego?). Wzrost wartości kapi-tału ludzkiego przyczynia się wydatnie do wzrostu gospodarczego, jednak w sytuacji znacznego stopnia niewykorzystania zasobów pracy należałoby raczej najpierw utworzyć warunki do efektywnego wykorzystania istniejących zasobów. Podnoszenie kwalifi ka-cji powinno być ukierunkowane – jego celem musi być przygotowanie do efektywnej pracy, natomiast celu nie może stanowić nieukierunkowane podnoszenie kwalifi kacji – zdobywanie przez ludność wyższego poziomu wiedzy (wykształcenia) nie spowoduje

38

pozytywnych efektów, jeżeli nie będzie odpowiedzią na konkretne zapotrzebowanie rynku. Drugie podejście, czyli zintegrowana polityka społeczno-gospodarcza, obejmuje kompleksowe działania w zakresie pobudzania wzrostu gospodarczego i stwarzania wa-runków do generowania nowych miejsc pracy. Jak podaje Kabaj (2003), kraje stosujące to podejście na ogół przejawiają wyższy popyt na pracę oraz znacząco wyższą dynamikę przyrostu liczby miejsc pracy i wzrostu gospodarczego.

2.4. Płacowe i pozapłacowe determinanty bezrobocia

2.4.1. Czynniki kształtujące bezrobocie rzeczywiste

Bezrobocie rzeczywiste jest kształtowane przez dwie podstawowe grupy czynników wpływających na relacje pomiędzy popytem na pracę i jej podażą:

• czynniki płacowe, czyli wynagrodzenia, premie, pracownicze świadczenia gwa-rantowane, opodatkowanie pracy i inne, wpływające na koszty pracy i płacę realną (przede wszystkim oddziaływanie związków zawodowych oraz zasiłki dla bezrobotnych),

• czynniki pozapłacowe, wśród których do najważniejszych należą: rola kapitału ludzkiego i cechy ludności aktywnej ekonomicznie (wiek, płeć, wykształcenie, miejsce zamieszkania i inne wpływające na dopasowanie popytu i podaży pracy), kondycja gospodarki i koniunktura w poszczególnych jej branżach oraz w handlu zagranicznym, regulacje prawne, PKB i tempo jego wzrostu.

2.4.2. Płacowe determinanty bezrobocia

Analiza wpływu czynników płacowych na rynek pracy sprowadza się do zbada-nia powiązań pomiędzy płacą realną a poziomem zatrudnienia i wielkością bezrobocia. Ponieważ praca jest usługą świadczoną przez członków gospodarstw domowych, które poświęcają na nią swój czas wolny oraz istnieje na nią zapotrzebowanie ze strony po-siadaczy środków produkcji, posiada ona cenę, którą jest wynagrodzenie za pracę, czyli płaca (rys. 12). W zależności od preferencji gospodarstw domowych, krzywa obojęt-ności ulega przesunięciu – gospodarstwa domowe mogą preferować wyższy dochód (efekt substytucji) lub więcej czasu wolnego (efekt dochodowy). Jednak wybór ten jest częściowo ograniczony – aby funkcjonować, gospodarstwa domowe muszą posiadać dochód, który pozwoli im na konsumpcję. Wielkość dochodu niezbędną do funkcjono-wania gospodarstwa domowego określa wskaźnik ograniczenia budżetowego (odcinek AB). Teoretycznie, gospodarstwa domowe powinny dokonywać wyboru optymalnego ze swego punktu widzenia, czyli takiego w którym osiągają najwyższą możliwą użytecz-ność (tj. w punkcie R). Wynika z tego, że członkowie gospodarstw domowych zdecydują się na podjęcie pracy wtedy, kiedy stwierdzą, że korzyści ekonomiczne uzyskane dzięki

39

pracy przewyższają niedogodności związane z rezygnacją z części czasu wolnego, lub gdy poziom ich ograniczenia budżetowego jest zbyt niski, aby osiągnąć konsumpcję na oczekiwanym poziomie.

Klasyczne teorie bezrobocia naturalnego akcentują jego silne powiązanie z czynni-kami płacowymi. Na rysunku 13 zaprezentowano schemat wyjaśniający istnienie zjawi-ska bezrobocia w równowadze (naturalnego), czyli występującego wtedy, kiedy rynek pracy jest zrównoważony (Begg 2000) za pomocą czynników płacowych. Krzywa LD przedstawia popyt na pracę. Jej kierunek wskazuje na ujemną korelację pomiędzy pozio-mem zatrudnienia a wysokością płacy realnej. Krzywe LF i AJ obrazują odpowiednio: wielkość zasobu siły roboczej i liczbę pracowników skłonnych podjąć pracę, gdy stawki płacy realnej są różne. Kiedy rynek pracy znajduje się w punkcie równowagi E, odcinek EF oznacza naturalną wielkość bezrobocia, czyli liczbę osób należących do zasobu siły roboczej, takich, które nie chcą podjąć pracy za płacę równowagi W*. Jeśli siła od-działywania presji płacowej jest wystarczająca do utrzymania stawki płac na poziomie W2 w długim okresie, to rynek pracy osiąga punkt A. Wtedy odcinek AC wskazuje wielkość bezrobocia wybranego kolektywnie przez siłę roboczą forsującą płacę (związki zawodowe). Begg (2000) podaje, że za bezrobocie naturalne można uznać bezrobocie frykcyjne i strukturalne oraz uzasadnia, że pracownicy, którzy utracili pracę z przyczyn dotyczących przemian struktury gospodarczej (np. restrukturyzacji przemysłu), pozostają bezrobotni ze względu na niechęć do podjęcia pracy w innym zawodzie i za niższe wynagrodzenie lub brak zgody na takie obniżenie płac, aby utrzymać rentowność danej

R

B

Praca

Kon

sum

pcja

Czas wolny

A

real

napo

tenc

jaln

a

krzywa

0

Rys. 12. Ograniczenie budżetowe i wybór optymalnyŹródło: opracowanie własne na podstawie: Burda i Wyplosz (1995).

40

branży. Jednak, ponieważ rynek doskonały21 nie istnieje, założenie że całe występu-jące bezrobocie jest dobrowolne i uwarunkowane substytucją pomiędzy czasem wol-nym a osiąganym dochodem jest uprawnione jedynie w analizie czysto teoretycznej22. W praktyce, znaczna część bezrobocia to bezrobocie przymusowe23. Występuje ono wówczas, gdy jednostka chce i jest zdolna pracować za aktualnie oferowaną płacę, ale nie znajduje pracy, niezależnie od tego, jak usilnie jej poszukuje24. Jednym z wyjaśnień bezrobocia przymusowego jest niezdolność rynków do oczyszczania się. Bezrobocie jest

21 Rynek doskonały to taki rynek, na którym występuje doskonała konkurencja i przejrzystość, siła robocza jest doskonale mobilna, a płaca jednolita (Marciniak 2001).

22 Zgodnie z metodami rejestracji bezrobocia przyjętymi w Polsce, osoby, które dobrowolnie wycofują się z rynku pracy, nie są ujmowane jako bezrobotne. Pomimo tego bezrobocie dobrowolne pozostaje istotnym zjawiskiem. Decyzja o podjęciu pracy nie jest z reguły podejmowana indywidu-alnie, lecz jest uwarunkowana sytuacją gospodarstwa domowego. Dla części osób podjęcie pracy jest nieopłacalne, ze względu na konieczność poświęcenia na pracę czasu przeznaczonego np. na opiekę nad dziećmi, prowadzenie gospodarstwa domowego lub wysokie koszty podjęcia takiej pracy (np. dojazdy) i jednocześnie przewidywane niskie zarobki.

23 W pracy przyjęto, że niemal całe bezrobocie występujące w Polsce ma charakter przymusowy.24 Kluczową rolę w analizie zjawiska bezrobocia przymusowego odgrywa koncepcja „sztyw-

ności płac realnych”, według której przyczyną występowania tego rodzaju bezrobocia jest nie-możność obniżenia płac realnych do poziomu umożliwiającego oczyszczenie rynku. Zob. Burda i Wyplosz (1995).

AJ

N20

LF

A B C

FE

LD

N* N1

W2

W*

Rys. 13. Bezrobocie w równowadze (naturalne)Źródło: Begg (2000).

41

więc kreowane przez niezdolność płac do obniżenia się (Burda i Wyplosz 1995). Przy stopie płacy realnej W0 (rys. 14), pracownicy oferują ilość pracy L’, lecz fi rmy potrze-bują i zatrudniają tylko L0. Ilość pracy (wakatów) L* – L0, która jest dostępna, ale nie ma na nią popytu, określa bezrobocie przymusowe. Gdyby płaca realna dostosowała się do poziomu W*, rynek pracy zostałby oczyszczony w punkcie C.

Dolną granicę realnej ceny siły roboczej określa minimum środków do życia, za-

pewniających konsumpcję pracownikowi i jego gospodarstwu domowemu na poziomie biologicznego minimum egzystencji (Marciniak 2001). W celu ochrony pracowników przed wyzyskiem oraz ochrony kapitału ludzkiego w wielu krajach zostały wprowadzone płace minimalne, a więc określone instytucjonalnie dolne granice wynagrodzenia (Burda i Wyplosz 1995). Płace minimalne określają z reguły wartość pewnego koszyka dóbr i usług, który utrzymuje pracownika w stanie zdrowia i umożliwia mu pracę. Działają one dwukierunkowo. Z jednej strony, zmniejszają popyt na pracę do poziomu niższego niż ten, który byłby rezultatem indywidualnej podaży pracy, z drugiej przyczyniają się do pobudzenia popytu i wzrostu gospodarczego, a tym samym sprzyjają powstawaniu miejsc pracy (Kabaj 2003). Wprowadzenie płacy minimalnej ma też istotne skutki dla struktury zatrudnienia. Sprzyja bowiem substytucji zatrudnienia w sferze formalnej pracą w szarej strefi e, zwiększa bezrobocie osób nisko wykwalifi kowanych i ich skłonność do pozyskiwania kapitału ludzkiego (ponieważ może to spłaszczać różnice płacowe) oraz

L00 L* L’

W0

W* C

Rys. 14. Bezrobocie przymusoweŹródło: opracowanie własne na podstawie: Burda i Wyplosz (1995).

42

może skłaniać do wycofywania się części młodzieży z rynku pracy, a nawet rezygnacji ze zdobywania wykształcenia (Socha i Sztanderska 2002, za: Neumark i Wascher 1995).

Wysiłek wkładany w pracę jest istotnym aspektem zróżnicowania wśród pracow-ników. W celu zmotywowania pracowników do bardziej wydajnej pracy są stosowane płace motywujące. Teoria płacy motywującej25 opiera się na założeniu, że pracownicy lepiej opłacani pracują wydajniej – bardziej angażują się w wykonywaną pracę26. Na za-leżność wydajności pracy od płac roboczych uwagę zwracał już Marshall (1920), wska-zując, że dobrze opłacana siła robocza jest produktywna i w związku z tym nie jest droga. Zdaniem Solowa (1979), poziom wysiłku pracownika zależy od wysokości płacy, przy czym wzrost płac powoduje początkowo stosunkowo szybki wzrost wysiłku, a na-stępnie wzrost wysiłku jest wolniejszy27. Przedsiębiorstwa wybierają taki poziom płac, w którym występuje najniższy płacowy koszt na jednostkę wysiłku, a więc optymalizują wysokość płac z punktu widzenia swoich zysków. Płaca motywująca jest to płaca na poziomie wyższym niż płaca „oczyszczająca”28 rynek pracy (Kwiatkowski 2002 b), a więc kształtuje się z reguły na poziomie, który implikuje nadwyżkę podaży pracy nad popytem na pracę. Stosowanie polityki płac motywacyjnych oznacza spowolnienie dynamiki przepływów na rynku pracy, ponieważ hamuje zarówno wzrost, jak i spadek zatrudnienia. Mniejsza płynność siły roboczej stwarza natomiast podstawy do segmen-tacji rynku pracy i usztywnia relacje płac, przez co ogranicza mobilność siły roboczej między poszczególnymi sektorami (płace motywacyjne najczęściej są stosowane w du-żych, ustabilizowanych fi rmach) i obniża efektywność dopasowań po stronie podaży pracy, sprzyjając utrzymywaniu się trwałego bezrobocia (Socha i Sztanderska 2002, za: Riveros i Bouton 1991). Empirycznym dowodem występowania płac motywacyjnych jest trwałe międzygałęziowe zróżnicowanie płac wśród pracowników o tych samych cechach i wydajności pracy (Krueger i Summers 1988).

Na kształtowanie się płac na poziomie wyższym niż płaca „oczyszczająca” rynek istotny wpływ wywiera struktura i charakter negocjacji płacowych. Instytucjami rynku pracy reprezentującymi pracowników podczas negocjacji płacowych są związki zawo-dowe. Są one jednymi z najbardziej powszechnych i ważnych instytucji we współczesnej

25 W polskiej literaturze przedmiotu teoria ta jest także określana mianem teorii płacy efek-tywnościowej.

26 Socha i Sztanderska (2002), za: Raffem i Summersem (1987) podają, że w praktyce zasadę tę zastosował w 1915 roku Henry Ford zmagający się z problemem dużej płynności siły roboczej po wprowadzeniu produkcji taśmowej. Zapowiedź podwojenia płac spowodowała, że płynność pracowników obniżyła się o 70%, a wydajność pracy wzrosła o 30%. Wynika z tego, że im wyższa płaca, tym mniejsza skłonność do odejścia z pracy. Tę odwrotną zależność między płynnością pra-cowników a rentą otrzymywaną z tytułu płacy motywacyjnej stwierdzili Krueger i Summers (1988).

27 Solow nie przedstawił jednak bliższego uzasadnienia tej zależności. W wyniku badań podję-tych w latach osiemdziesiątych XX wieku przez grupę ekonomistów koncentrujących się na mikro-ekonomicznych analizach postępowania podmiotów gospodarczych, sformułowano cztery modele objaśniające kształtowanie się płac motywujących, a mianowicie: model „bumelowania” bądź „obi-jania się” w pracy (Shapiro i Stiglitz 1984), model rotacji załogi (Salop 1979, Stiglitz 1985), model selekcji negatywnej (Weiss 1980, 1990) i model socjologiczny. Szerszego przeglądu tych modeli dokonali m.in.: Bosworth i in. (1996) oraz Kwiatkowski (2002 b).

28 Płaca „oczyszczająca” rynek pracy oznacza taki poziom płacy, przy którym teoretycznie wystąpiłoby pełne zatrudnienie.

43

gospodarce. W swej działalności postulują dwa główne cele ekonomiczne: wyższe płace realne i więcej miejsc pracy (Burda i Wyplosz 1995). Zgodnie z tezą, że sztywne płace zwiększają bezrobocie, cele stawiane przez związki zawodowe są wobec siebie sprzeczne. Należy zwrócić uwagę, że związki zawodowe reprezentują z reguły pracow-ników, a nie osoby bezrobotne, więc główny nacisk kładą na poziom płac oraz utrzy-manie zatrudnienia. Zwiększanie liczby miejsc pracy pojawia się natomiast na dalszych miejscach w hierarchii celów działalności związków zawodowych. Ponadto, związki zawodowe mogą wykorzystać swą siłę do ograniczenia konkurencji na rynku dóbr przez żądanie ochrony przed konkurencją zagraniczną oraz zmniejszenia elastyczności substy-tucji pracy i kapitału na skutek ustanawiania prawnych norm zatrudnienia. Determinując relacje płac, mogą także wywierać wpływ na strukturę alokacji zasobów pracy. Zmiana relacji płac dokonująca się pod wpływem siły związków zawodowych powoduje za-kłócenia w procesie rynkowej alokacji siły roboczej i może skłaniać pracodawcę do substytucji pracy kapitałem, a jednocześnie do ograniczenia inwestycji z uwagi na niższą stopę zysku. Należy również zauważyć, że związki zawodowe wpływają na strukturę stóp bezrobocia – w gałęziach z dużym udziałem członków związków zawodowych wahania płac i zatrudnienia są mniejsze ze względu na trwałość zawieranych kontraktów (Socha i Sztanderska 2002).

Związki zawodowe działają w różny sposób w poszczególnych państwach. Można wyróżnić trzy podstawowe modele funkcjonowania: może istnieć jeden związek, który negocjuje umowę dotyczącą płac z jednym ogólnokrajowym stowarzyszeniem praco-dawców (Austria, Norwegia, Szwecja), możliwa jest również sytuacja, kiedy negocjacje są prowadzone na poziomie przedsiębiorstwa, natomiast trzecim modelem jest system umożliwiający negocjacje na poziomie branży. Silnie zcentralizowane i zdecentralizo-wane negocjacje płacowe kończą się zwykle mniejszymi podwyżkami wynagrodzeń. W przypadku negocjacji na poziomie branż, związki zawodowe mogą wywalczyć wyż-sze płace, ponieważ zwykle pracodawcy kontrolują znaczną część rynku, więc mogą zrównoważyć wzrosty płac podwyżką cen (Burda i Wyplosz 1995). Korporacjonizm jest to zakres, w jakim związki zawodowe, zarządy fi rm i rząd działają wspólnie – wywodzi się z przekonania związków zawodowych, że mają wspólne interesy z pracodawcami – nacisk na płace jest więc słabszy.

Podobnie jak w przypadku oddziaływania silnych związków zawodowych, płace mogą kształtować się na poziomie wyższym niż płaca „oczyszczająca” rynek na skutek presji wywieranej na pracodawców przez doświadczonych pracowników, posiadających ważne z punktu widzenia pracodawców kwalifi kacje (insiders). Teoria insider-outsider odwołuje się do interesów osób pracujących. Teoria ta została rozwinięta w latach osiem-dziesiątych XX wieku (Blanchard i Summers 1986, Lindbeck i Snower 1986, Lindbeck i Snower 1988). Punktem wyjścia tej teorii jest wyodrębnienie dwóch grup siły roboczej, a więc ważnych dla pracodawców insiders oraz poszukujących pracy i posiadających niepewną pracę outsiders (Kwiatkowski 2002 b). Insiders wykorzystują swoją silną pozycję do ustalania płac na stosunkowo wysokim poziomie, przewyższającym poziom płacy równowagi, w związku z czym pojawia się bezrobocie przymusowe (Kwiatkowski 2002 b za: Lindbeck i Snower 1988). Pracownicy posiadający pewien staż pracy znajdują się w lepszej sytuacji konkurencyjnej na rynku pracy niż osoby mające mniejszy staż lub bez doświadczenia zawodowego. Podobnie osoby zatrudnione znajdują się w lepszej sytuacji niż osoby niepracujące, poszukujące pracy. Koszty, jakie ponoszą przedsiębior-stwa w związku z przyjęciami i zwolnieniami skłaniają je do utrzymywania istniejących

44

miejsc pracy i inwestowania w już zatrudnionych pracowników. Ponadto, insiders po-siadają pewien wpływ na decyzje podejmowane przez pracodawców, przy czym działają z reguły w kierunku utrzymania zatrudnienia, a nie zatrudniania osób z zewnątrz. Teoria insider-outsider może posłużyć jako uzasadnienie dla istnienia dualnego rynku pracy: pierwotnego, zdominowanego przez insiders oraz wtórnego, zarezerwowanego dla out-siders. Objaśnia ona kształtowanie się płac i zatrudnienia w przedsiębiorstwach funkcjo-nujących na pierwotnym rynku pracy, w których pracownicy wywierają znaczący wpływ na przebieg negocjacji płacowych, wobec czego zawiera pewne implikacje dla ujęcia roli związków zawodowych. Pomimo że nie rozpatruje bezpośrednio ich udziału w negocja-cjach płacowych, to sugeruje, że silna pozycja związków zawodowych sprzyja wzrostowi bezrobocia (Kwiatkowski 2002 b). Należy jednak podkreślić, że hipoteza ta nie znalazła potwierdzenia w rzeczywistości gospodarczej lat osiemdziesiątych XX wieku, kiedy to coraz mniejszemu znaczeniu związków zawodowych towarzyszył wzrost bezrobocia. Ponadto, podkreślając rolę insiders w kształtowaniu płac i zatrudnienia, teoria ta pomija znaczenie w tym procesie nowych fi rm, w których wysokość płac i rozmiary zatrud-nienia są ustalane przede wszystkim pod wpływem mechanizmów rynkowych, a więc odmiennych niż rozważane w omawianej teorii.

Możliwości znalezienia pracy zależą od tego, jak usilnie aktywni zawodowo po-szukują pracy, ile powstaje nowo tworzonych miejsc pracy i jakie są możliwości ich obsadzenia (Burda i Wyplosz 1995). Ponieważ zawsze pewna część osób aktywnych zawodowo pozostaje bez pracy, istnieją świadczenia o charakterze socjalnego ubezpie-czenia od utraty pracy. Są to zasiłki dla bezrobotnych. Świadczenia te powstały, aby chronić kapitał ludzki przed przedwczesną zmianą kwalifi kacji lub branży, na skutek utraty dotychczasowej pracy29. Świadczenia stanowią znaczącą pomoc dla gospodarstw domowych dotkniętych bezrobociem. Z drugiej strony, łatwe do uzyskania lub wyso-kie zasiłki dla bezrobotnych mogą oddziaływać negatywnie na strukturę rynku pracy i przyczyniać się do zwiększenia skali bezrobocia – gospodarstwa domowe bezrobotnych mogą przedkładać czas wolny nad większy dochód możliwy do uzyskania po podję-ciu pracy, a poszukujący pracy mogą zwlekać z przekwalifi kowaniem się lub stawiać wyższe wymagania odnośnie płac i warunków pracy. Dla wpływu zasiłków na rynek pracy zasadnicze znaczenie mają trzy kwestie, a mianowicie: warunki ich uzyskiwania, relacja do zarobków netto i okres otrzymywania30 (Socha i Sztanderska 2002). Zwięk-szenie relacji zasiłku do płacy, zwłaszcza do płac najniższych, a więc otrzymywanych przez osoby najniżej kwalifi kowane, prowadzi do wzmocnienia siły oddziaływania już zatrudnionych pracowników reprezentowanych przez związki zawodowe w negocjacjach

29 W polskiej literaturze przedmiotu oraz w działalności urzędów pracy jest postulowana wy-soka elastyczność siły roboczej w stosunku do proponowanej pracy i konieczność stałej gotowości bezrobotnych do zmiany zawodu jako odpowiedzi na zapotrzebowanie rynku pracy, co w zamyśle ma zmniejszyć skalę niedopasowań strukturalnych. Postulat ten jest w pewnym zakresie uzasadnio-ny, jednak jego realizacja implikuje również negatywne skutki. Wiedza i umiejętności pracowników są wynikiem pobranego wykształcenia i dotychczasowego doświadczenia zawodowego. Wymóg wysokiej elastyczności sprawia, że wykwalifi kowani pracownicy, posiadający wiedzę, umiejętności i doświadczenie w określonej branży, zmuszeni są do podejmowania pracy jako niewykwalifi kowa-na siła robocza. Z tego punktu widzenia, postulat elastycznego dostosowywania kwalifi kacji siły roboczej przyczynia się do marnotrawienia kapitału ludzkiego.

30 Szerzej na ten temat zob. Atkinson i Micklewright (1991).

45

płacowych i wzrostu wysuwanych przez nich postulatów płacowych. Dzieje się tak na skutek zmniejszenia dotkliwości pozostawania bezrobotnym z jednoczesnym obniżeniem kosztów pozostawania bez pracy. Istotny wpływ na bezrobocie ma także okres otrzymy-wania zasiłku. Wraz z jego wydłużaniem, zmniejsza się prawdopodobieństwo odpływu z bezrobocia i jest kreowane bezrobocie długookresowe, przy czym brak zasiłków nie chroni przed wysokim bezrobociem31.

2.4.3. Pozapłacowe determinanty bezrobocia

Na kształtowanie się stopy bezrobocia rzeczywistego oprócz oddziaływania po-ziomu płac realnych i wysokości zasiłków ma wpływ wiele czynników zakłócających działanie mechanizmu rynkowego, a najważniejsze z nich to:

1. Szoki popytowe. Literatura podaje jako najbardziej wyraźny przykład szoki naf-towe, czyli nagły wzrost cen ropy naftowej w połowie lat siedemdziesiątych i na po-czątku lat osiemdziesiątych XX wieku (Burda i Wyplosz 1995, Begg 2000, Marciniak 2001). W wyniku wywołanego nimi zwiększenia kosztów, przedsiębiorstwa poszukiwały możliwości utrzymania rentowności. W tym celu dokonywały cięć w swych wydatkach, a to przekładało się na zmniejszanie zatrudnienia.

2. Sytuacja gospodarcza i polityczna. Przez to pojęcie należy rozumieć wszystkie endogeniczne i egzogeniczne czynniki oraz zjawiska wpływające na decyzje podejmo-wane przez przedsiębiorstwa i gospodarstwa domowe. Trudno jednoznacznie rozróżnić czynniki o charakterze ekonomicznym i politycznym. W rzeczywistości sfery gospodarki i polityki przenikają się, a ich wzajemnie oddziaływania są złożone i trudne do ziden-tyfi kowania. Do najważniejszych czynników można zaliczyć (Burda i Wyplosz 2000):

• tempo i strukturę wzrostu gospodarczego,• pozapłacowe koszty pracy,• poziom podatków,• stopę kompensacji32,• bilans obrotów handlu zagranicznego,• terms of trade,• kurs waluty krajowej i walut zewnętrznych,• zmiany przepisów prawnych w zakresie obrotu gospodarczego, pracy i własności,• politykę rządu,• lobbing,• rywalizację konkurencyjną w skali międzynarodowej.3. Czynniki demografi czne. Z jednej strony, wpływ czynników demografi cznych

na kreowanie bezrobocia należy uznać za znaczący, z drugiej, przemiany gospodarcze oddziałują na sytuację demografi czną (Sfera społeczna... 2002). Do najważniejszych czynników demografi cznych wpływających za rynek pracy należą:

31 Na przykład w Chile, w latach 1976-1987, nie wypłacano zasiłków dla bezrobotnych, a stopa bezrobocia w 1982 roku wynosiła aż 26% (Horton i in. 1991).

32 Stopa kompensacji wyraża stosunek wysokości zasiłku dla bezrobotnych do przeciętnego wynagrodzenia za pracę.

46

• przyrost naturalny, determinowany głównie współczynnikiem urodzeń i zgonów,• gęstość zaludnienia, struktura wiekowa, płeć, wiek, stan cywilny, kwalifi kacje,

wykształcenie i mobilność,• zdolności adaptacyjne ludności,• salda migracji wewnętrznych i zagranicznych.Siła wpływu oraz znaczenie wymienionych czynników dla kształtowania liczebności

i struktury populacji zmieniają się w czasie i są uzależnione od przemian społecznych, politycznych i gospodarczych, w skali lokalnej, regionów, kraju oraz międzynarodowej.

4. Kapitał ludzki. Przez to pojęcie należy rozumieć zespół cech posiadanych przez siłę roboczą (wiedza, umiejętności), przydatnych w wykonywanej pracy. Pozyskanie kapitału ludzkiego jest kosztowne, a koszty są ponoszone przez całą gospodarkę (fi nan-sowanie systemu szkolnictwa) oraz przez przedsiębiorstwa (koszty przyjęć/zwolnień z pracy i koszty szkoleń pracowników). Kapitał ludzki wpływa znacząco na płynność za-trudnienia. Podobnie jak w przypadku kapitału fi zycznego, pozyskanie kapitału ludzkiego wiąże się z koniecznością zaangażowania przez przedsiębiorstwa środków fi nansowych i ma charakter inwestycji. Rola kapitału ludzkiego jest tym większa, im koszt ten jest wyższy, a umiejętności wymagane do wykonywania określonego rodzaju pracy rzadsze (kapitał ludzki jest tym bardziej cenny, im bardziej specjalistyczna wiedza i umiejętności są wymagane do wykonywania pracy). Koszty te należy wiązać z przyjmowaniem do pracy na istniejące wcześniej stanowiska lub z tworzeniem nowych miejsc wyspecjalizo-wanej pracy. Dodatkowo, przedsiębiorstwa ponoszą koszty w związku z dokonywanymi zwolnieniami. Są to głównie koszty odpraw dla pracowników posiadających staż pracy uprawniający do uzyskania tych świadczeń lub świadczeń wynikających z umów (na przykład odprawy wynikające z kontraktów menedżerskich) (Burda i Wyplosz 2000).

5. Charakter informacji rynkowej. W gospodarce charakteryzującej się istnieniem niekompletnych (źle postrzeganych) informacji o rynku pracy występuje tendencja do kształtowania się pewnego bezrobocia związanego z poszukiwaniem pracy – teoria po-szukiwań na rynku pracy (Kwiatkowski 2002 b). W celu zmniejszenia niepewności wy-nikającej z niepełnej informacji o rynku pracy należy zainwestować czas i ponieść koszty związane z poszukiwaniem pracy. Racjonalna w tej sytuacji staje się zatem rezygnacja z pracy i wykorzystanie bezrobocia do znalezienia lepszej lub lepiej wynagradzanej pracy. Zakłada się bowiem, że poszukujący ma pewną wiedzę o dystrybucji ofert pła-cowych w swoim zawodzie, na lokalnym rynku pracy, ale nie zna dokładnej wysokości stawek płac oferowanych przez poszczególne przedsiębiorstwa. W swoich decyzjach poszukujący kieruje się z jednej strony wysokością ponoszonych w trakcie poszukiwań kosztów (wydatki na ogłoszenia, koszty transportu, korespondencji, utrata zarobków itd.), a z drugiej – oczekiwanymi korzyściami, tj. przede wszystkim oczekiwaną płacą, jaką można osiągnąć w rezultacie poszukiwań (Socha i Sztanderska 2002). Posiłkując się rachunkiem kosztów i korzyści poszukujący pracy podejmuje decyzję o ograniczo-nej liczbie ofert (tzw. próbce), spośród których dokona wyboru najkorzystniejszej (mo-del liczebności próbki). Liczebność próbki jest ustalana w taki sposób, aby zapewnić największą nadwyżkę korzyści poszukiwań nad ich kosztami. Innymi słowy, jest ona wyznaczana przez zrównanie krańcowych kosztów i krańcowych korzyści poszukiwań (McKenna 1990). Poszukujący pracy może też zastosować inne podejście i nie określać liczby ofert pracy, do których chciałby dotrzeć w procesie poszukiwań, a sprecyzować wysokość minimalnej płacy, którą byłby skłonny zaakceptować i poniżej której nie po-dejmie zatrudnienia, czyli tzw. płacę progową (model płacy progowej). Również w tym

47

wypadku poszukujący pracy kieruje się ogólną zasadą rachunku korzyści i kosztów po-szukiwań, porównując oczekiwane korzyści krańcowe poszukiwań z ich krańcowymi kosztami (McKenna 1990). Istotną rolę w tym rachunku odgrywa wysokość płacy pro-gowej, która jest zdeterminowana m.in.: wartością produkcji nierynkowej, poziomem zasiłku dla bezrobotnych, stanem majątkowym gospodarstwa domowego bezrobotnego, dostępnością kredytu, sposobnościami znalezienia pracy i kosztami jej poszukiwania. Im niższe są koszty poszukiwań pracy, tym wyższy jest poziom płacy progowej. Po-nadto, w modelu płacy progowej przyjmuje się, że płaca progowa powinna się zmniej-szać wraz z wydłużaniem się czasu poszukiwania pracy oraz powinna być niższa niż płaca w ostatnim miejscu pracy. Nieprawidłowa ocena ofert pracy może spowodować zawyżenie płacy progowej i wydłużenie okresu pozostawania bez pracy (Socha i Sztan-derska 2002). Bezrobocie w ujęciu teorii poszukiwań na rynku pracy jest zjawiskiem do-browolnym, ponieważ wynika z dobrowolnych decyzji jednostek o podjęciu poszukiwań lepszej pracy. Bezrobocie to traktuje się jako zjawisko naturalne, występujące również w sytuacji równowagi rynku pracy (Kwiatkowski 2002 b).

6. Dyskryminacja. Jest to zjawisko polegające na utrudnianiu dostępu do pracy lub możliwości awansu zawodowego określonym grupom ludności aktywnej zawodowo. Dyskryminacja może przybierać różne formy, może być również jawna lub ukryta. Do najbardziej znanych form dyskryminacji należą (Wysocki i Kołodziejczak 2007 a):

• dyskryminacja ze względu na kolor skóry (rasowa),• dyskryminacja ze względu na pochodzenie,• dyskryminacja ze względu na płeć.Dyskryminacja oddziałuje na pozycję poszczególnych grup na rynku pracy, z jednej

strony blokując możliwości rozwoju dla jednych, z drugiej chroniąc interesy innych. Ograniczenie skłonności do zdobywania wyższych kwalifi kacji i napływów do zatrud-nienia ludności z grup dyskryminowanych powoduje, że uzyskuje ona niższe płace oraz koncentruje się w pewnych gałęziach i najczęściej na najmniej atrakcyjnych rynkach pracy, co hamuje odpływy z bezrobocia do zatrudnienia, a także skłania do wycofywania się z zasobu siły roboczej (Socha i Sztanderska 2002). Niezależnie od powodów i typu, dyskryminacja wywołuje więc wadliwą alokację pracy.

7. Instrumenty rynku pracy. W Ustawie z dnia 20 kwietnia 2004 r. o promocji zatrudnienia i instytucjach rynku pracy (Ustawa... 2004) wprowadzono defi nicję instru-mentów rynku pracy stosowanych w polskich służbach zatrudnienia. Według ustawy, do instrumentów rynku pracy należą:

• fi nansowanie kosztów przejazdu do pracodawcy zgłaszającego ofertę pracy lub do miejsca pracy, odbywania stażu, przygotowania zawodowego dorosłych lub odbywania zajęć w zakresie poradnictwa zawodowego lub pomocy w aktywnym poszukiwaniu pracy w związku ze skierowaniem przez powiatowy urząd pracy,

• fi nansowanie kosztów zakwaterowania w miejscu pracy osobie, która podjęła za-trudnienie lub inną pracę zarobkową, staż, przygotowanie zawodowe dorosłych poza miejscem stałego zamieszkania, w przypadku skierowania przez powiatowy urząd pracy,

• dofi nansowanie wyposażenia miejsca pracy, podjęcia działalności gospodarczej, kosztów pomocy prawnej, konsultacji i doradztwa,

• refundowanie kosztów poniesionych z tytułu opłaconych składek na ubezpiecze-nia społeczne w związku z zatrudnieniem skierowanego bezrobotnego,

• fi nansowanie dodatków aktywizacyjnych,

• fi nansowanie kosztów zorganizowanego przejazdu bezrobotnych i poszukują-cych pracy, w związku z udziałem tych osób w targach pracy i giełdach pracy organizowanych przez wojewódzki urząd pracy w ramach pośrednictwa pracy, w szczególności prowadzonego w ramach sieci EURES,

• refundacja kosztów opieki nad dzieckiem do lat siedmiu lub opieki nad osobą zależną,

• staże, prace interwencyjne, roboty publiczne, przygotowanie zawodowe doro-słych, prace społecznie użyteczne,

Instrumenty rynku pracy mają za zadanie stymulować powstawanie nowych miejsc pracy oraz ograniczać bezrobocie poprzez ułatwianie podejmowania pracy osobom znaj-dującym się w gorszej sytuacji konkurencyjnej na rynku pracy.

49

3. ZASOBY PRACY W POLSCE OGÓŁEM I NA WSI ORAZ ICH WYKORZYSTANIE – AKTYWNOŚĆ EKONOMICZNA LUDNOŚCI

3.1. Przemiany demografi czno-społeczne w Polsce i na wsi

Społeczeństwo jest zbiorowością jednostek ludzkich, podlegającą nieustannym przeobrażeniom i dążącą w sposób naturalny do dostosowania się do zmiennych warun-ków życia. Czynniki społeczne, polityczne i ekonomiczne wpływają w sposób znaczący na przemiany struktury społecznej ludności oraz na sytuację demografi czną. Czynniki te oddziałują również na kształtowanie się aktywności społecznej i ekonomicznej ludności oraz na gospodarkę państwa (Marciniak 2001, Diagnoza społeczna... 2011). Dlatego, aby było możliwe analizowanie struktury i przemian aktywności ekonomicznej, konieczne jest uprzednie scharakteryzowanie populacji.

Jednym z możliwych kryteriów grupowania ludności kraju jest miejsce jej zamiesz-kania – miasto lub wieś. Przyporządkowanie do jednej z tych grup, czyli do ludności miejskiej lub do ludności wiejskiej, wiąże się nie tylko z charakterystyką miejscowości zamieszkania, lecz także z odmienną sytuacją społeczną i ekonomiczną oraz specyfi ką danej populacji i jej problemami. Jednak ludność wiejska nie istnieje w oderwaniu od ludności zamieszkującej w miastach. Sytuacja ludności wiejskiej oraz ludności zamiesz-kującej w miastach są wzajemnie powiązane.

Przemiany społeczne i gospodarcze, jakie nastąpiły w Polsce, wpłynęły na zaciera-nie się różnic kulturowych pomiędzy ludnością miejską i wiejską – zwiększyła się skala migracji codziennych i krótkookresowych, rozwój mediów i infrastruktury telekomuni-kacyjnej umożliwił lepszy dostęp do wiedzy i informacji oraz wpłynął na zwiększenie mobilności ludności wiejskiej. Restrukturyzacja gospodarki i wynikające z niej zmniej-szenie liczby miejsc pracy w miastach spowodowały powrót na wieś części spośród tych jej mieszkańców, którzy wcześniej wyemigrowali do pracy w miastach. Kolejnym czynnikiem, który należy wziąć pod uwagę jest nieuchronne występowanie zjawiska konkurowania pomiędzy mieszkańcami miast i ludnością wiejską, w zakresie dostępu do miejsc pracy. Biorąc pod uwagę wymienione wzajemne relacje i oddziaływania należy stwierdzić, że nie jest możliwa prawidłowa i wyczerpująca analiza sytuacji ludności wiejskiej bez uwzględnienia sytuacji ludności w miastach – należy raczej rozpatrywać sytuację ludności wiejskiej w ścisłym związku z ludnością miejską oraz sytuacją w skali

50

kraju i międzynarodową. Jedynie analiza oparta na takim kompleksowym podejściu jest pełna, a przy tym wnioski sformułowane na jej podstawie można uznać za precyzyjne i wiarygodne.

Ludność wiejska stanowiła zawsze istotny element w strukturze ludności pań-stwa, przy czym jej udział zmieniał się w czasie. W 1946 roku w Polsce przeważała ludność zamieszkująca na wsi, która stanowiła 68,2% ogółu ludności kraju (rys. 15). W 2002 roku można było zaobserwować odwrotne proporcje – ludność wiejska stano-

wiła 38,2% ogólnej liczby ludności Polski. W okresie 1946-2002 liczba ludności Polski uległa zwiększeniu z 23 930 tys. osób do 38 230 tys. osób, a więc o 59,8%33. Liczba ludności wiejskiej w tym okresie spadła o 1489 tys. osób, czyli o 9,2%, W 2012 roku liczba ludności zamieszkującej na wsi wzrosła w porównaniu z 2002 rokiem i wynosiła 15 027 tys. osób, czyli 39,5% ogólnej liczby mieszkańców kraju. Według prognozy GUS, do 2035 roku liczba mieszkańców Polski ulegnie zmniejszeniu o 2076 tys. osób, przy czym zjawisko to będzie silniej odczuwalne w miastach, z których ubędzie 1827 tys. osób (7,9%). Populacja ludności wiejskiej zmniejszy liczebność jedynie o 249 tys. osób (1,7%) i będzie stanowiła 41% ludności kraju. Proces ten jest uwarunkowany przede wszystkim prognozowanym ujemnym przyrostem naturalnym w miastach i nie-wielkim, ale dodatnim, przyrostem naturalnym na wsi do 2019 roku. Na rysunku 16

33 W trakcie Spisu Powszechnego, przeprowadzonego w 1946 roku, w podziale na miasto i wieś nie uwzględniono 304 tys. osób (Rocznik Statystyczny... 2003).

Rys. 15. Rozkład ludności wiejskiej i miejskiej w ogólnej liczbie ludności w Polsce w 1946, 2002, 2012 i 2035 roku (tys. osób, %)Źródło: opracowanie własne na podstawie: Rocznik Statystyczny... (2003), Pro-gnoza ludności... (2009).

51

zaprezentowano prognozowane zmiany wartości współczynnika przyrostu naturalnego w Polsce i na wsi w latach 2008-2035. Prognoza wskazuje jednoznacznie na zmniejsza-nie się zasobów pracy w przyszłości. Ujemny przyrost naturalny będzie pogłębiał proces starzenia się społeczeństwa, a coraz niższy przyrost absolwentów spowoduje osłabienie presji na tworzenie nowych miejsc pracy.

Na rysunku 17 przedstawiono zmiany struktury ekonomicznych grup wieku miesz-kańców Polski w latach 2008-2035. Pierwszą grupę stanowią osoby w wieku przedpro-dukcyjnym. Druga grupa to osoby w wieku produkcyjnym (kobiety 18-60 lat i mężczyźni 18-65 lat), a trzecia osoby w wieku poprodukcyjnym (kobiety powyżej 60 roku życia i mężczyźni powyżej 65 roku życia). Jak łatwo zauważyć, udział osób wieku przedpro-dukcyjnym i poprodukcyjnym zrówna się w 2014 roku, a w kolejnym latach przewaga liczby osób w wieku poprodukcyjnym będzie rosła. Oczywiście, podział na ekonomiczne grupy wieku stracił nieco na aktualności w związku z podniesieniem wieku emerytal-nego, jednak pomimo tego istniejące tendencje prowadzą nieuchronnie do niedoboru siły roboczej, zwiększania obciążeń ekonomicznych ponoszonych przez pracujących i przed-siębiorstwa, gorszego przyswajania innowacji i mniejszej mobilności. Ze względu na mniejszą liczbę ludności zmniejszy się prawdopodobnie popyt wewnętrzny oraz zmieni jego struktura, nie tylko w zakresie dóbr konsumpcyjnych, lecz także w przypadku dóbr trwałych, np. nieruchomości. Może to doprowadzić do spowolnienia gospodarczego i obniżenia poziomu życia ludności, pomimo możliwego wzrostu wydajności pracy.

Wpływ migracji wewnętrznych na pobyt stały na kształtowanie się wielkości za-sobów pracy będzie się stopniowo zmniejszał aż do 2019 roku, w którym jego znacze-nie osiągnie wartości marginalne (rys. 18). Będzie to spowodowane, zmniejszeniem się liczby osób młodych, z natury bardziej mobilnych. Podobnie będą tracić na znacze-niu migracje zagraniczne na pobyt stały (rys. 19). Stopniowemu zmniejszeniu ulegnie

Rys. 16. Współczynnik przyrostu naturalnego ludności Polski w latach 2008--2035Źródło: opracowanie własne na podstawie: Prognoza ludności... (2009).

52

Rys. 17. Udział ekonomicznych grup wieku w strukturze ludności Polski w latach 2008-2035 (%)Źródło: opracowanie własne na podstawie: Prognoza ludności... (2009).

Rys. 18. Saldo migracji wewnętrznych miasto-wieś na pobyt stały w latach 2008-2035 (tys. osób)Źródło: opracowanie własne na podstawie: Prognoza ludności... (2009).

53

emigracja, a od 2019 roku przewidziano, że zacznie dominować imigracja, co wydaje się być nieuchronną konsekwencją niedoboru siły roboczej w skali kraju.

Przedstawione, przewidywane tendencje demografi czne skłaniają do przyjęcia nieco innej perspektywy rozważań dotyczących problematyki poprawy sytuacji zawodowej ludności wiejskiej. Może się okazać, że niektóre ważne obecnie problemy znikną niemal całkowicie na skutek ubytku ludności zdolnej do pracy. Jednak na pewno pojawią się nowe problemy, zarówno ekonomiczne, związane z niedostatkiem siły roboczej i spa-dającym popytem wewnętrznym, a także społeczne, dotyczące najpierw starzenia się społeczeństwa, a w dalszym czasie – związane z gwałtowną redukcją liczebności popu-lacji. Trzeba zastanowić się, jakie będą dalsze tendencje demografi czne, w perspektywie dłuższej niż przyjęta w Prognozie ludności... (2008). Nadejdzie czas, kiedy starsza część społeczeństwa zacznie dość szybko wymierać z przyczyn naturalnych. Jeżeli odpowied-nio wcześnie nie nastąpi poprawa sytuacji w zakresie dzietności kobiet34 lub nie nastąpi znaczny napływ imigrantów, to negatywne tendencje demografi czne będą się pogłębiać, a Polska stanie się obszarem niedoludnionym.

34 Współczynnik dzietności kobiet w Polsce w 2012 roku wynosił 1,3. Aby zachować liczeb-ność populacji na względnie stałym poziomie (reprodukcję prostą), współczynnik dzietności musi przyjmować wartości na poziomie co najmniej 2,1 (a więc każda kobieta musiałaby urodzić w ciągu swojego życia przeciętnie co najmniej dwoje dzieci) (Diagnoza społeczna... 2011).

Rys. 19. Saldo migracji zagranicznych na pobyt stały w latach 2008-2035 (tys. osób)Źródło: opracowanie własne na podstawie: Prognoza ludności... (2009).

54

3.2. Zasoby pracy w Polsce i na wsi w latach 2002-2012

3.2.1. Potencjalne i rzeczywiste zasoby pracy w Polsce ogółem i na wsi

Praca jest źródłem wszelkiej wartości (Marks 1960). Bez względu na formę ustro-jową państwa, funkcjonowanie gospodarki bez pracy nie jest możliwe. Dzięki pracy możliwe staje się wytwarzanie i dystrybucja dóbr, a społeczeństwa uzyskują zdolność do nabywania wyprodukowanych dóbr oraz prawidłowego funkcjonowania gospodarstw do-mowych i jednostek ludzkich. Brak pracy prowadzi w dłuższym okresie do upośledzenia tych zdolności, a także może powodować zjawiska o charakterze patologicznym, takie jak bezdomność i wzrost przestępczości (Human Development Report 2002, 2013). In-nym niekorzystnym skutkiem może być degradacja psychiczna i społeczna osób pozba-wionych możliwości pracy oraz ich rodzin. W procesie zdobywania przez gospodarstwa domowe środków materialnych służących zaspokajaniu ich potrzeb, członkowie tych go-spodarstw w mniejszym lub większym stopniu przejawiają aktywność w poszukiwaniu i utrzymywaniu źródeł pozyskiwania dochodów. Zjawisko to można nazwać aktywnością ekonomiczną ludności. Aktywność ta – w swej istocie – określa miejsce jednostki lub zbiorowości w procesie pozyskiwania środków do życia i konsumpcji.

Miarą informującą o stopniu wykorzystania potencjalnych zasobów pracy jest wskaźnik zatrudnienia35. Stopień wykorzystania tych zasobów można oszacować, ba-dając, jaki jest udział zatrudnionych w zbiorowości aktywnych ekonomicznie. Analiza wysokości stopy bezrobocia pozwala na zbadanie stopnia niewykorzystania aktywnych zasobów pracy, natomiast wskaźnik bierności zawodowej (udział ludności biernej za-wodowo w zbiorowości ludności aktywnej ekonomicznie) dostarcza informacji o skali dezaktywizacji zawodowej społeczeństwa. Dezaktywizacja zawodowa i bezrobocie narażają gospodarkę państwa na wymierne straty, zwiększając obciążenie budżetu kosztami utrzymania oraz wspomagania osób bezrobotnych i nieaktywnych, a także poprzez wyłączenie znacznej części zasobów pracy z uczestniczenia w wytwarzaniu produktu krajowego (Góra 2002, Czyżewski 2003, Kabaj 2003, Gradzewicz i Kolasa 2004).

W nomenklaturze Głównego Urzędu Statystycznego (Rocznik Statystyczny... 2011) jako aktywne ekonomicznie określa się osoby w wieku 15 i więcej lat. Stanowią one potencjalne zasoby pracy (siły roboczej). W 2012 roku w Polsce było ogółem 31 050 tys. takich osób (rys. 20, tab. 3), tj. o 238 tys. mniej niż w 2002 roku, w tym 47,9% mężczyzn oraz 52,1% kobiet. Ludność zamieszkująca w miastach stanowiła 61,2%, a ludność wiej-ska 38,8%. Spośród ogółu osób w wieku zdolności do pracy, stanowiących potencjalne zasoby siły roboczej, tylko część można sklasyfi kować jako zasoby aktywne. Według metodyki BAEL, aktywne zasoby pracy określa się jako aktywnych zawodowo. Pozo-stała grupa to osoby wyłączone z aktywnego uczestniczenia w wytwarzaniu produktu

35 Jak podaje Marciniak (2001), zatrudnienie wyraża określoną liczbę osób wykonujących pra-cę na podstawie obowiązujących norm prawnych i ujmowanych w statystykach zatrudnienia, ubez-pieczeń i organizacji związkowych. Niezależnie od teoretycznego ujęcia (defi nicji) zatrudnienia, jest oczywiste, że zatrudnienie jest czynnikiem warunkującym wytwarzanie produktu krajowego oraz możliwość zdobywania przez społeczeństwo środków do życia (Kabaj 2004).

55

krajowego i poszukiwania zarobkowych źródeł dochodów, które określa się jako bierne zawodowo. Osoby aktywne zawodowo biorą udział w wytwarzaniu produktu krajowego, jeśli pracują, lub są z tego procesu wyłączone, jeżeli pozostają bezrobotne (Kabaj 2003). Udział ludności aktywnej zawodowo w ogólnej liczbie ludności aktywnej ekonomicz-nie określa wyrażony procentowo współczynnik aktywności zawodowej. Jest on miarą udziału rzeczywistego zasobu pracy w zasobie potencjalnym. Wartość tego wskaźnika w 2002 roku kształtowała się na poziomie 55,5% średnio w Polsce i była znaczenie wyższa wśród mężczyzn niż wśród kobiet (62,3% wobec 49,2%) oraz nieco wyższa na wsi niż w mieście (56,3% wobec 55,0%). W 2012 roku wartość współczynnika ak-tywności zawodowej była niewiele wyższa niż w 2002 roku i przeciętnie w skali kraju wynosiła 56,0%, z zachowaniem zbliżonych relacji między aktywnością zawodową mężczyzn i kobiet oraz ludności wiejskiej i miejskiej. W 2012 roku za aktywne zawo-dowo uznano 17 394 tys. osób, z tego 55,1% to mężczyźni, a 44,9% kobiety. Ludność zamieszkująca w miastach stanowiła 60,9% ogółu aktywnych zawodowo, natomiast ludność wiejska 39,1%.

Populacja pracujących liczyła 15 636 tys. osób, natomiast liczba biernych zawo-dowo wyniosła 13 656 tys. osób, w tym 38,7% stanowili mężczyźni, a 61,3% kobiety. Udział ludności miejskiej w populacji biernych zawodowo ukształtował się na poziomie 61,5%, a wiejskiej – 38,5%. W porównaniu z 2002 rokiem, liczba ludności aktywnej zawodowo w 2012 roku zwiększyła się o 618 tys., przy czym liczba pracujących wzrosła aż o 2418 tys. osób; z kolei zasób biernych zawodowo powiększył się o 200 tys. osób. Podobnie jak w 2012 roku, również w 2002 roku większy udział w ogóle aktywnych zawodowo mieli mężczyźni niż kobiety (53,7% wobec 46,3%), a mieszkańcy miast góro-wali pod tym względem nad mieszkańcami wsi (62,3% wobec 37,7%). Wśród biernych zawodowo kobiety przeważały nad mężczyznami (59,5% wobec 40,5%), a mieszkańcy miast nad mieszkańcami wsi (63,5% wobec 36,5%).

31288/31050

16776/17394 13456/13656

13218/15636 3558/1757

a) liczba osób w 2002 roku/liczba osób w 2012 roku

Rys. 20. Rozkład liczby ludności aktywnej ekonomicznie w Polsce w 2002 i 2012 roku (tys. osób)Źródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003, 2013 b).

56

Wartości wskaźnika zatrudnienia, który jest miarą wykorzystania zasobów pracy, kształtowały się w 2002 roku na poziomie 43,7% średnio w kraju i były (podobnie jak w przypadku współczynnika aktywności zawodowej) znacznie wyższe wśród mężczyzn niż wśród kobiet (49,5% wobec 38,4%) oraz wyższe na wsi niż w miastach (45,2% wobec 42,9%). W 2012 roku wskaźnik zatrudnienia osiągnął wartość o 6,7 punktu pro-centowego wyższą, tj. 50,4%. Wśród mężczyzn wyniósł 58,4% i był o 15,4 punktu procentowego wyższy niż w tym samym roku wśród kobiet oraz o 8,9 punktu procen-towego wyższy niż wśród mężczyzn w 2002 roku. Wskaźnik zatrudnienia na obszarach wiejskich zwiększył się w 2012 roku w stosunku do 2002 roku o 5,6 punktu procento-wego i ukształtował na poziomie 50,8%, przewyższając wartość wskaźnika zatrudnienia odnotowanego dla mieszkańców miast o 0,7 punktu procentowego. Wyższe wartości współczynnika aktywności zawodowej i wskaźnika zatrudnienia na wsi należy tłuma-czyć wysokim udziałem rolnictwa indywidualnego w strukturze zatrudnienia ludności wiejskiej (Frenkel 2002), natomiast wyższe wartości tych wskaźników wśród mężczyzn niż wśród kobiet można wyjaśnić przywiązaniem społeczeństwa do tradycyjnego modelu rodziny oraz większą skłonnością pracodawców do zatrudniania mężczyzn niż kobiet.

Tabela 3. Aktywność ekonomiczna ludności w wieku 15 lat i więcej w Polsce według płci i miej-sca zamieszkania w 2002 i 2012 roku

Wyszczegól-nienie

Aktywni ekonomicz-

niea

Aktywni zawodowo

Bierni zawodowo Pracujący Bezrobotni

Współ-czynnik

aktywności zawodo-

wejb

Wskaźnik zatrudnie-

niac

tys. osób %2002

Ogółem 31 288 16 776 13 456 13 218 3 558 55,5 43,7Mężczyźni 14 962 9 002 5 445 7 151 1 851 62,3 49,5Kobiety 16 326 7 774 8 011 6 067 1 707 49,2 38,4Miasta 19 776 10 447 8 541 8 140 2 307 55,0 42,9Wieś 11 512 6 329 4 916 5 078 1 251 56,3 45,2

2012Ogółem 31 050 17 394 13 656 15 636 1 757 56,0 50,4Mężczyźni 14 862 9 576 5 287 8 682 894 64,4 58,4Kobiety 16 187 7 818 8 369 6 954 864 48,3 43,0Miasta 18 988 10 590 8 397 9 511 1 079 55,8 50,1Wieś 12 062 6 803 5 259 6 125 678 56,4 50,8

a W 2002 roku suma osób aktywnych i biernych zawodowo różni się od liczby ludności aktywnej ekonomicznie, ponieważ w rachunku nie uwzględniono osób o nieustalonym statusie na rynku pracy.b Udział zasobu rzeczywistego w zasobach potencjalnych.c Wskaźniki otrzymane według metodyki BAEL różnią się od wartości otrzymanych w wyniku prostego dzie-lenia przeprowadzonego dla danych zagregowanych, ponieważ są obliczane na podstawie danych indywidual-nych otrzymanych w wyniku rotacyjnego badania ankietowego gospodarstw domowych, w którym dla każdego gospodarstwa jest przyporządkowana określona waga; wskaźniki według BAEL są więc obliczane jako średnie ważone.Źródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003, 2013 b).

57

Na rysunku 21 przedstawiono tendencje zmian wartości trzech podstawowych wskaźników charakteryzujących ludność ze względu na kryterium aktywności ekono-micznej w Polsce w latach 2002-2012:

• współczynnik aktywności zawodowej ludności, mierzony jako odsetek osób ak-tywnych zawodowo (tj. uznanych za pracujące lub bezrobotne) w ogólnej liczbie ludności w wieku 15 lat więcej (aktywnych ekonomicznie),

• wskaźnik zatrudnienia, mierzony jako odsetek pracujących w populacji aktyw-nych ekonomicznie,

• stopa bezrobocia, obliczana jako wyrażony procentowo udział osób bezrobot-nych w populacji aktywnych zawodowo.

Można zauważyć, że w latach 2002-2007 wartości wskaźnika zatrudnienia oraz współczynnika aktywności zawodowej ulegały zwiększeniu, osiągając w 2012 roku od-powiednio 50,4% i 56,0%. Stopa bezrobocia po istotnym obniżeniu wartości w latach 2002-2008, z 21,1% do 7,1%, zwiększyła się do 10,1% w 2012 roku i ukształtowała na poziomie o połowę niższym niż w pierwszym badanym roku. Są to zjawiska korzystne, wpływające pozytywnie na sytuację ekonomiczną państwa i przedsiębiorstw oraz bu-dżety gospodarstw domowych.

3.2.2. Ludność aktywna zawodowo według grup wieku i wykształcenia

W 2012 roku największą populację wśród aktywnej zawodowo ludności Polski tworzyły osoby w wieku 25-34 lat (4879 tys. czyli 28,0% ogółu aktywnych zawodowo), nieznacznie mniejszą stanowiły osoby w wieku 35-44 lat (4478 tys. – 25,7%) i 45-54 lat (3921 tys. – 22,5%). W stosunku do 2002 roku wielkość populacji ludności aktywnej

Rys. 21. Kształtowanie się wartości współczynnika aktywności zawodowej, wskaźnika zatrudnienia i stopy bezrobocia w Polsce w latach 2002-2012Źródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003, 2009, 2013 a, b).

58

zawodowo w wieku 35-44 lat i 45-54 lat zmieniła się nieznacznie (odpowiednio 4456 tys. i 4097 tys. w 2002 roku), natomiast liczba aktywnych zawodowo mieszkańców Polski w wieku 25-34 lat zwiększyła się o 437 tys. osób. Ponad dwukrotnie powiększył się również zasób ludności aktywnej zawodowo w wieku 55-64 lat, 2297 tys. osób o takim statusie w 2012 roku stanowiło 13,2% łącznej liczby aktywnych zawodowo w kraju. W latach 2001-2012, z 2448 tys. do 1564 tys., tj. 9,0% ogółu aktywnych zawodowo w Polsce, zmniejszyła się populacja aktywnych zawodowo w wieku 15-24 lat. W 2012 roku było 255 tys. (1,5% ogółu) aktywnych zawodowo w wieku 65 lat i więcej, wobec 330 tys. w 2002 roku (tab. 4). Przedstawiony rozkład jest zbliżony zarówno w przy-padku ludności miejskiej, jak i wiejskiej. W obydwu analizowanych latach zauważalne różnice wystąpiły jedynie w odniesieniu do ludności w wieku 15-24 lat – w tej grupie wiekowej relatywnie większe zasoby posiadała ludność wiejska (udział osób w wieku 15-24 lat w ogólnej liczbie aktywnych zawodowo w 2002 roku wynosił 16,8% na wsi i 13,2% w miastach, a w 2012 roku odpowiednio 11,3% i 7,5%); natomiast w 2002 roku różnice dotyczyły ludności w wieku 45-54 lat (udział osób aktywnych zawodowo w tym wieku w całkowitej liczbie aktywnych zawodowo wynosił 21,0% na wsi wobec 26,5% w miastach). W pozostałych grupach wiekowych ludności różnice pomiędzy miastem a wsią były mniejsze i nie przekraczały 2,6 punktu procentowego.

Tabela 4. Ludność aktywna zawodowo w Polsce według grupy wiekua i miejsca zamieszkania w 2002 i 2012 roku

Wyszczegól-nienie (lata)

Ogółem Miasto Wieś

tys. osób % tys. osób % tys. osób %

2002Ogółem 16 776 100,0 10 447 100,0 6 329 100,015-24 2 448 14,6 1 383 13,2 1 065 16,825-34 4 442 26,5 2 782 26,6 1 660 26,235-44 4 456 26,6 2 766 26,5 1 690 26,745-54 4 097 24,4 2 766 26,5 1 331 21,055-64 1 003 6,0 630 6,0 373 5,965 i więcej 330 2,0 120 1,1 210 3,325-54 12 995 77,5 8 314 79,6 4 681 74,0

2012Ogółem 17 394 100,0 10 590 100,0 6 803 100,015-24 1 564 9,0 792 7,5 772 11,325-34 4 879 28,0 3 069 29,0 1 809 26,635-44 4 478 25,7 2 721 25,7 1 756 25,845-54 3 921 22,5 2 348 22,2 1 573 23,155-64 2 297 13,2 1 507 14,2 790 11,665 i więcej 255 1,5 153 1,4 103 1,525-54 13 278 76,3 8 138 76,8 5 138 75,5

a W podziale według wieku w 2002 roku nie uwzględniono osób o nieustalonym wieku.Źródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003, 2013 b).

59

Najwyższe wartości współczynnika aktywności zawodowej (rys. 22 i 23) charakte-ryzowały w latach 2002 i 2012 osoby w wieku 25-34 lat (odpowiednio 87,4% i 85,3%), 35-44 lat (odpowiednio 87,2% i 88,2%) i 45-54 lat (odpowiednio 72,2% i 80,2%).

Rys. 22. Wartości współczynnika aktywności zawodowej ludności w Polsce według grup wieku i miejsca zamieszkania w 2002 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003).

Rys. 23. Wartości współczynnika aktywności zawodowej ludności w Polsce według grup wieku i miejsca zamieszkania w 2012 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2013 b).

60

Mniej aktywne były osoby w wieku 15-24 lat (odpowiednio 39,1% i 34,1%) oraz 55-64 lat (odpowiednio 30,4% i 42,8%). Najmniejszą aktywnością zawodową charakteryzo-wała się grupa osób w wieku 65 i więcej lat (odpowiednio 6,9% i 4,7%). Największe różnice poziomu aktywności zawodowej pomiędzy wsią a miastem, sięgające 9,7 punktu procentowego w 2002 roku oraz 5,6 punktu procentowego w 2012 roku, występowały w grupie osób w wieku 15-24 lat. W 2002 roku istotnie różniła się także pod wzglę-dem aktywności zawodowej grupa ludności w wieku 65 lat i więcej. Współczynnik aktywności zawodowej ludności miejskiej kształtował się bowiem na poziomie 4,2%, a ludności wiejskiej – 10,7%. W 2012 roku różnica wartości wskaźników obliczonych dla tych grup ludności była już jednak mniejsza i wynosiła 0,7 punktu procentowego.

W grupach wiekowych 25-34 lat, 35-44 lat i 45-54 lat większą aktywnością zawo-dową odznaczali się mieszkańcy miast (w 2012 roku wskaźniki aktywności zawodowej ludności miejskiej były odpowiednio o 3,8 punktu procentowego, 2,6 punktu procento-wego oraz 0,5 punktu procentowego większe niż dla ludności wiejskiej), natomiast po przekroczeniu 55 roku życia bardziej aktywni zawodowo pozostawali mieszkańcy wsi.

W tabeli 5 przedstawiono wartości współczynnika aktywności zawodowej kobiet i mężczyzn zamieszkujących w miastach i na wsi, w wieku aktywności ekonomicznej (15 lat i więcej) oraz w wieku produkcyjnym. Jak wspomniano wcześniej, populacja osób aktywnych ekonomicznie w latach 2002 i 2012 charakteryzowała się wskaźnikiem aktywności zawodowej wynoszącym średnio odpowiednio 55,5% i 56,0%. Wartości te należy uznać za niskie. W obu analizowanych latach wskaźnik ten osiągnął wyższe wartości wśród mężczyzn (62,3% w 2002 roku i 64,4% w 2012 roku) niż wśród kobiet (49,2% w 2002 roku i 48,3% w 2012 roku), a na obszarach wiejskich kształtował się na wyższym poziomie (56,3% w 2002 roku i 56,4% w 2012 roku) niż w miastach (55,0% w 2002 roku i 55,8% w 2012 roku). Analizowany wskaźnik był wyższy w przypadku ograniczenia badanej próby do osób w wieku produkcyjnym (w ten sposób zostaje wy-eliminowana grupa osób w wieku predestynującym do wycofywania się z aktywnych zasobów pracy). Populacja osób w wieku produkcyjnym charakteryzowała się współ-czynnikiem aktywności zawodowej wynoszącym średnio 71,7% w 2002 roku i 73,2% w 2012 roku. Wartości te należy uznać za wysokie. Wśród mężczyzn wartość bada-nego wskaźnika kształtowała się w latach 2002 i 2012 odpowiednio na poziomie 75,1% i 77,2% i była wyższa niż wśród kobiet odpowiednio o 7,1 i 8,4 punktu procentowego. W 2002 roku analizowana wartość na obszarach wiejskich wynosiła 73,1% i była wyższa

Tabela 5. Wartości współczynnika aktywności zawodowej ludności według płci, ekonomicznej grupy wieku i miejsca zamieszkania w 2002 i 2012 roku

Wyszczegól-nienie

Ludność w wieku 15 lat i więcej Ludność w wieku produkcyjnym2002 IV kwartał 2012 2002 IV kwartał 2012

Ogółem 55,5 56,0 71,7 73,2Mężczyźni 62,3 64,4 75,1 77,2Kobiety 49,2 48,3 68,0 68,8Miasta 55,0 55,8 70,9 73,5Wieś 56,3 56,4 73,1 72,8

Źródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003, 2013 b), Raport z wyników... (2003).

61

niż w miastach o 2,2 punktu procentowego, natomiast w 2012 roku osiągnęła poziom 72,8% wobec 73,5% w miastach.

W 2002 roku w Polsce było 2563 tys. osób (15,3% ogółu) aktywnych zawodowo, posiadających wykształcenie wyższe, 6510 tys. osób (38,8%) z wykształceniem średnim i policealnym, 5233 tys. (31,2%) z wykształceniem zasadniczym zawodowym i 2382 tys. (14,2%) z podstawowym ukończonym (tab. 6).

74 tys. osób (0,4%) nie ukończyło szkoły podstawowej lub w ogóle do niej nie uczęszczało. W 2012 roku w strukturze ludności aktywnej zawodowo, według poziomu wykształcenia, można dostrzec istotne, pozytywne zmiany. Liczba ludności legitymu-jącej się wykształceniem wyższym zwiększyła się bowiem blisko dwukrotnie, a jej udział w ogóle aktywnych zawodowo w kraju wzrósł do 28,9%. Zmniejszyła się na-tomiast liczebność gorzej wykształconych lub pozostających bez wykształcenia grup ludności. W 2012 roku populacja aktywnych zawodowo o wykształceniu gimnazjal-nym, podstawowym i niepełnym podstawowym liczyła 1307 tys. osób, tj. 7,5% ogółu aktywnych zawodowo i była o 47% mniejsza niż liczba aktywnych zawodowo posia-dających najwyżej wykształcenie podstawowe w 2002 roku. Należy również zwrócić

Tabela 6. Ludność aktywna zawodowo w Polsce według poziomu wykształceniaa i miejsca za-mieszkania w 2002 i 2012 roku

WyszczególnienieOgółem Miasto Wieś

tys. osób % tys. osób % tys. osób %2002

Ogółem 16 776 100,0 10 447 100,0 6 329 100,0Wyższe 2 563 15,3 2 143 20,5 420 6,6Policealne 755 4,5 580 5,6 175 2,8Średnie zawodowe 4 406 26,3 3 016 28,9 1 390 22,0Średnie ogólne 1 349 8,0 1 050 10,1 299 4,7Zasadnicze zawodowe 5 233 31,2 2 728 26,1 2 505 39,6Podstawowe ukończone 2 382 14,2 908 8,7 1 474 23,3Podstawowe nieukończone i bez wykształcenia szkolnego

74 0,4 13 0,1 61 1,0

IV kwartał 2012Ogółem 17 394 100,0 10 590 100,0 6 803 100,0Wyższe 5 025 28,9 3 864 36,5 1 161 17,1Policealne 652 3,7 466 4,4 186 2,7Średnie zawodowe 4 101 23,6 2 480 23,4 1 620 23,8Średnie ogólne 1 569 9,0 1 078 10,2 492 7,2Zasadnicze zawodowe 4 739 27,2 2 200 20,8 2 540 37,3Gimnazjalne, podstawowe i niepełne podstawowe

1 307 7,5 503 4,7 805 11,8

a W podziale według wykształcenia w 2002 roku nie uwzględniono osób o nieustalonym poziomie wykształ-cenia.Źródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003, 2013 b).

62

Rys. 24. Wartości współczynnika aktywności zawodowej ludności w Polsce według poziomu wykształcenia i miejsca zamieszkania w 2002 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003).

Rys. 25. Wartości współczynnika aktywności zawodowej ludności w Polsce według poziomu wykształcenia i miejsca zamieszkania w 2012 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2013 b).

63

uwagę na wewnętrzne zróżnicowanie grupy posiadającej wykształcenie średnie – osoby z wykształceniem średnim zawodowym były znacznie bardziej aktywne zawodowo niż ludność legitymująca się wykształceniem średnim ogólnokształcącym (rys. 24 i 25). Ist-nieje więc wyraźna dodatnia zależność pomiędzy poziomem wykształcenia ludności a jej aktywnością zawodową – wraz ze wzrostem poziomu wykształcenia ulega zwiększeniu aktywność zawodowa wśród obu płci. Jednocześnie osoby, których edukacja opierała się na pozyskiwaniu umiejętności praktycznych (w szkołach zawodowych i technikach), jako bardziej ukierunkowane profesjonalnie, przejawiały większą aktywność. Różnice pomiędzy ludnością miejską i wiejską wyrażały się przede wszystkim przez wyższy na wsi niż w mieście udział w zbiorowości aktywnych zawodowo osób posiadających wykształcenie gimnazjalne, podstawowe lub pozostających bez wykształcenia. W 2002 roku udział osób legitymujących się wykształceniem podstawowym w ogóle aktywnych zawodowo był na wsi ponad 4,5-krotnie wyższy niż w mieście (23,3% na wsi wobec 8,7% w miastach), a odsetek osób posiadających wykształcenie podstawowe nieukoń-czone oraz nie posiadających wykształcenia szkolnego był na obszarach wiejskich ponad 10-krotnie wyższy niż w mieście (1% na wsi wobec 0,1% w miastach). W 2012 roku wśród osób aktywnych zawodowo na wsi niemal 2,5-krotnie więcej niż w miastach było ludności z wykształceniem gimnazjalnym, podstawowym i niepełnym podstawowym (11,8% na wsi wobec 4,7% w miastach). Wśród aktywnej zawodowo ludności wiejskiej odnotowano również wyższy niż w miastach, odpowiednio o 13,5 punktu procentowego w roku 2002 i 16,5 punktu procentowego w roku 2012, udział osób posiadających wy-kształcenie zasadnicze zawodowe. Niższy niż w miastach udział posiadały grupy legity-mujące się wykształceniem średnim, policealnym i wyższym, przy czym najwyraźniejsze różnice odnotowano w populacji osób z wykształceniem wyższym. Ich udział w ogólnej liczbie aktywnych zawodowo był w 2002 roku ponad trzykrotnie, a w 2012 roku ponad dwukrotnie niższy na wsi niż w miastach. Wysoki udział osób gorzej wykształconych w grupie aktywnych zawodowo na wsi jest skutkiem zaszłości historycznych oraz niższej presji w kierunku dezaktywizacji zawodowej, wynikającej z powiązania znacznej części ludności wiejskiej z indywidualnymi gospodarstwami rolnymi. Podobne wnioski można sformułować na podstawie obserwacji współczynników aktywności zawodowej miesz-kańców wsi na tle ludności miejskiej (rys. 19 i 20). Udział osób aktywnych zawodowo w populacji aktywnej ekonomicznie był wyższy na wsi niż w miastach przeciętnie o 1,3 punktu procentowego w 2002 roku (56,3% na wsi i 55,0% w miastach) i 0,6 punktu procentowego w 2012 roku (56,4% na wsi i 55,8% w miastach) (rys. 22-25).

3.2.3. Pracujący według grup wieku i wykształcenia

W Polsce w 2002 roku pracowało ogółem 13 218 tys. osób (tab. 7), z czego 10,6% stanowiły osoby w wieku 15-24 lat, 26,4% osoby w wieku 25-34 lat, 27,7% w wieku 35-44 lat, 26,0% w wieku 45-54 lat, 6,8% w wieku 55-64 lat i 2,4% osoby w wieku 65 i więcej lat. W 2012 roku liczba pracujących ogółem w kraju zwiększyła się do 15 636 tys. osób, przy czym istotnie obniżył się udział w tej zbiorowości osób w wieku 15-24 lat (do 7,3%), a zwiększył – ludności w wieku 55-64 lat (do 13,6%). Więcej osób pracowało w miastach (odpowiednio 8140 tys., czyli 61,6% w 2002 roku i 9511 tys., tj. 60,8% w 2012 roku) niż na wsi (5078 tys., czyli 38,4% w 2002 roku i 6125 tys.,

64

tj. 39,2% w 2012 roku). Udział osób zamieszkujących obszary wiejskie w ogólnej licz-bie pracujących, w zależności od poziomu wykształcenia zmieniał się w 2002 roku wewnątrz grup (tab. 8): od 16,3% w grupie z wykształceniem wyższym do 69,3% wśród osób z wykształceniem podstawowym oraz 90,2% wśród osób posiadających wykształ-cenie podstawowe nieukończone i bez wykształcenia szkolnego, a w 2012 roku od 22,7% w grupie legitymującej się wykształceniem wyższym do 65,0% wśród ludności z wykształceniem gimnazjalnym podstawowym i niepełnym podstawowym. Rozkład ten był zgodny z proporcjami liczby osób pracujących posiadających wykształcenie wyższe i podstawowe na obszarach wiejskich. Ludność miejska posiadała wyraźną przewagę wykształcenia nad mieszkańcami obszarów wiejskich. W 2002 roku wykształceniem wyższym legitymowało się 24,5% pracujących mieszkańców miast i tylko 7,7% pracu-jących mieszkańców wsi, a w 2012 roku aż 38,5% pracującej ludności miejskiej oraz 17,6% pracujących mieszkańców wsi. Przewaga ta utrzymywała się również w przy-padku wykształcenia policealnego (6% w miastach i 2,9% na wsi w 2002 roku oraz 4,4% w miastach i 2,7% na wsi w 2012 roku) oraz średniego zawodowego i ogólnego, zwłaszcza w 2002 roku (odpowiednio: 39,5% i 27% w 2002 roku oraz 33,4% i 31,0% w 2012 roku). Na obszarach wiejskich zamieszkiwało więcej pracujących z wykształ-ceniem zasadniczym zawodowym (38,3% wobec 23,5% w miastach w 2002 roku oraz 37,4% wobec 19,8% w miastach w 2012 roku) oraz podstawowym i niepełnym pod-stawowym (23,9% wobec 6,4% w 2002 roku) lub – po reformie systemu szkolnictwa

Tabela 7. Pracujący w Polsce według grup wiekua i miejsca zamieszkania w 2002 i 2012 roku

Wyszczegól-nienie(lata)

Ogółem Miasto Wieś

tys. osób % tys. osób % tys. osób %

2002Ogółem 13 218 100,0 8 140 100,0 5 078 100,015-24 1 402 10,6 751 9,2 650 12,825-34 3 496 26,4 2 195 27,0 1 301 25,635-44 3 665 27,7 2 249 27,6 1 415 27,945-54 3 434 26,0 2 283 28,0 1 151 22,755-64 901 6,8 549 6,7 352 6,965 i więcej 320 2,4 112 1,4 209 4,125-54 10 595 80,2 6 727 82,6 3 867 76,2

2012Ogółem 15 636 100,0 9 511 100,0 6 125 100,015-24 1 135 7,3 571 6,0 564 9,225-34 4 358 27,9 2 746 28,9 1 612 26,335-44 4 142 26,5 2 511 26,4 1 631 26,645-54 3 615 23,1 2 142 22,5 1 472 24,055-64 2 133 13,6 1 391 14,6 743 12,165 i więcej 253 1,6 151 1,6 102 1,725-54 12 115 77,5 7 399 77,8 4 715 77,0

a W podziale według wieku w 2002 roku nie uwzględniono osób o nieustalonym wieku.Źródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003, 2013 b).

65

– gimnazjalnym, podstawowym i niepełnym podstawowym (11,3% wobec 3,9% w 2012 roku). Przewaga wykształcenia wpływała silnie na szanse podjęcia i utrzymania pracy.

W 2002 roku wskaźnik zatrudnienia przyjmował na obszarach wiejskich średnią wartość 45,2%, czyli o 2,3 punktu procentowego więcej niż w miastach oraz o 1,5 punktu więcej od średniej w kraju (rys. 26). W 2012 roku jego wartość ukształtowała się na poziomie o 5,6 punktu procentowego wyższym niż w 2002 roku, tj. 50,8%, ale jednocześnie przewaga badanej wartości nad wartością wskaźnika zatrudnienia obli-czonego dla miast i kraju zmniejszyła się odpowiednio do 0,7 i 0,4 punktu procento-wego (rys. 27). Przewaga poziomu wskaźnika zatrudnienia występująca wśród ludności wiejskiej dotyczyła zwłaszcza grup wiekowych, których sytuacja na rynku pracy była najtrudniejsza, czyli osób w wieku 15-24 lat, które ze względu na brak doświadcze-nia zawodowego miały niewielkie szanse na podjęcie pracy, a także w znacznej części kontynuowały naukę (wskaźnik zatrudnienia w tej grupie kształtował się na poziomie 27,6% na wsi i 19,3% w miastach w 2002 roku oraz 27,1% na wsi i 22,7% w miastach w 2012 roku), a także osób w wieku niemobilnym (powyżej 45 roku życia). W 2002 roku przewaga ta w sposób szczególny ujawniała się w przedziale wiekowym 55-64 lat, a więc predestynującym do dezaktywizacji zawodowej. Wskaźnik zatrudnienia przyjmo-wał wyższe wartości na wsi także w grupie osób w wieku 65 lat i więcej, przy czym

Tabela 8. Pracujący w Polsce według poziomu wykształceniaa i miejsca zamieszkania w 2002 i 2012 roku

WyszczególnienieOgółem Miasto Wieś

tys. osób % tys. osób % tys. osób %2002

Ogółem 13 218 100,0 8 140 100,0 5 078 100,0Wyższe 2 386 18,1 1 996 24,5 390 7,7Policealne 641 4,8 491 6,0 149 2,9Średnie zawodowe 3 575 27,0 2 430 29,9 1 145 22,5Średnie ogólne 1 013 7,7 782 9,6 231 4,5Zasadnicze zawodowe 3 858 29,2 1 913 23,5 1 945 38,3Podstawowe ukończone 1 673 12,7 514 6,3 1 159 22,8Podstawowe nieukończone i bez wykształcenia szkolnego 61 0,5 6 0,1 55 1,1

2012Ogółem 15 636 100,0 9 511 100,0 6 125 100,0Wyższe 4 739 30,3 3 661 38,5 1 078 17,6Policealne 583 3,7 417 4,4 166 2,7Średnie zawodowe 3 735 23,9 2 251 23,7 1 484 24,2Średnie ogólne 1 339 8,6 922 9,7 417 6,8Zasadnicze zawodowe 4 177 26,7 1 887 19,8 2 290 37,4Gimnazjalne, podstawowe i niepełne podstawowe 1 063 6,8 373 3,9 691 11,3

a W podziale według wykształcenia w 2002 roku nie uwzględniono osób o nieustalonym poziomie wykształ-cenia.Źródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003, 2013 b).

66

Rys. 26. Wartości wskaźnika zatrudnienia ludności w Polsce według grup wieku i miejsca zamieszkania w 2002 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003).

Rys. 27. Wartości wskaźnika zatrudnienia ludności w Polsce według grup wieku i miejsca zamieszkania w 2012 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2013 b).

67

wraz z upływem czasu różnica jego wartości pomiędzy wsią a miastami zmniejszyła się z 6,7 punktu procentowego w 2002 roku do 0,8 punktu procentowego w 2012 roku. Wyższe wartości wskaźnika zatrudnienia na wsi w tych grupach wiekowych należy tłumaczyć silnym związkiem ludności wiejskiej z rolnictwem indywidualnym (Frenkel 2003). W grupach ludności mobilnej, w wieku 25-34 lat i 35-44 lat, wyższe wartości wskaźnika zatrudnienia w 2012 roku występowały w miastach (odpowiednio o 3,7 i 1,9 punktu procentowego).

Wskaźnik zatrudnienia przyjmował najwyższe wartości wśród osób z wykształce-niem wyższym. W 2002 roku kształtował się średnio na poziomie 75,8%, osiągając 79,9% wśród ludności zamieszkującej na wsi i 75,0% dla ludności miejskiej (rys. 28). W 2012 roku, w stosunku do 2002 roku, wartość wskaźnika zatrudnienia średnio w kraju i w mia-stach nie uległa istotnej zmianie (była odpowiednio o 0,2 i 0,1 punktu procentowego niższa), natomiast na wsi była o 2,2 punktu procentowego niższa (rys. 29). Wraz z obniża-niem poziomu wykształcenia w grupach posiadających wykształcenie wyższe, policealne, średnie zawodowe i ogólne oraz podstawowe spadała wartość wskaźnika zatrudnienia, zarówno ludności miejskiej, jak i wiejskiej, przy czym osoby posiadające wykształce-nie zasadnicze zawodowe charakteryzowały się wyższym wskaźnikiem zatrudnienia niż grupa z wykształceniem średnim ogólnym, jednak różniącym się in minus od wskaźnika zatrudnienia grupy legitymującej się wykształceniem średnim zawodowym. Relatywnie dobra sytuacja osób z wykształceniem zasadniczym zawodowym może być wynikiem po-siadania przez nie specyfi cznych umiejętności zawodowych oraz może być spowodowana brakiem celowości zatrudniania na ich stanowiskach pracy osób lepiej wykształconych. Czynnikiem wpływającym na utrzymywanie się wyższej wartości wskaźnika zatrudnienia

Rys. 28. Wartości wskaźnika zatrudnienia ludności w Polsce według po-ziomu wykształcenia i miejsca zamieszkania w 2002 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003).

68

wśród osób z wykształceniem zasadniczym zawodowym może być również niechęć osób lepiej wykształconych do podejmowania pracy na niektórych stanowiskach pracy zajmo-wanych przez osoby z wykształceniem zasadniczym zawodowym. Można stwierdzić, że poziom i rodzaj posiadanego wykształcenia wpływa na szanse podjęcia lub utrzymania pracy w podobny sposób jak w przypadku współczynnika aktywności zawodowej – wraz ze wzrostem poziomu wykształcenia wzrastają wartości wskaźnika zatrudnienia, nato-miast posiadanie wykształcenia ukierunkowanego zawodowo jest dodatnio skorelowane ze wzrostem prawdopodobieństwa zaliczenia do populacji pracujących. W tym kontek-ście należy stwierdzić, że reforma oświaty, na skutek której nastąpiła niemal całkowita likwidacja nauczania zawodowego na rzecz nauczania ogólnego, była bardzo poważnym błędem, w wyniku którego sytuacja na polskim rynku pracy uległa pogorszeniu.

W tabeli 9 przedstawiono strukturę pracujących według statusu zatrudnienia i miej-sca zamieszkania. W 2002 roku w Polsce było zatrudnionych 9665 tys. pracowników najemnych, co stanowiło 73,1% ogółu pracujących. Do 2012 roku ich liczba zwiększyła się do 12 189 tys. osób i 78% całkowitej liczby pracujących w gospodarce narodowej. Liczebność pracodawców w 2002 roku określono na 517 tys., a w 2012 roku na 659 tys., tj. odpowiednio 3,9% i 4,2% ogółu pracujących. Grupa pracujących na własny rachu-nek liczyła w analizowanych latach odpowiednio 2098 tys. osób (15,9%) i 2239 tys. osób (14,3%), natomiast jako pomagających członków rodzin sklasyfi kowano 831 tys. osób (6,3%) w 2002 roku oraz 549 tys. osób (3,5%) w 2012 roku. W pierwszym ba-danym roku nie udało się ustalić statusu zatrudnienia w stosunku do 107 tys. osób (0,8% ogółu pracujących). Wśród pracowników najemnych przeważali mieszkańcy miast (71,1% w 2002 roku i 66,8% w 2012 roku). Podobne zależności obserwowano wśród

Rys. 29. Wartości wskaźnika zatrudnienia ludności w Polsce według po-ziomu wykształcenia i miejsca zamieszkania w 2012 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2013 b).

69

pracodawców, tutaj jednak proporcje te były wyraźniejsze – mieszkańcy miast stanowili wśród nich 77,6% w 2002 roku i 68,6% w 2012 roku. Nieco inaczej kształtowała się sytuacja w przypadku osób pracujących na własny rachunek, wśród których dominowali mieszkańcy obszarów wiejskich (65,3% w 2002 roku i 62,3% w 2012 roku). Również wśród pomagających członków rodzin przeważali mieszkańcy wsi (90,9% w 2002 roku i 87,4% w 2012 roku). Jest to związane przede wszystkim z istniejącą w Polsce rozdrob-nioną strukturą gospodarstw, stanowiących miejsce zatrudnienia dla ludności wiejskiej.

3.2.4. Bezrobotni według grup wieku i wykształcenia

Badanie aktywności ekonomicznej wykonane w 2002 roku ujawniło 3558 tys. osób bezrobotnych (tab. 10), co stanowiło 11,4% ogółu ludności aktywnej ekonomicz-nie i 21,2% ogółu ludności aktywnej zawodowo36 (Aktywność ekonomiczna... 2003). W 2012 roku, o połowę mniejsza niż w 2002 roku liczba osób bezrobotnych w Pol-sce (1757 tys. osób) stanowiła 5,7% łącznej liczby aktywnych ekonomicznie i 10,1% populacji aktywnej zawodowo. W pierwszym badanym roku ludność miast stanowiła 64,9% ogółu bezrobotnych, a ludność wiejska 35,1%. W 2012 roku w zbiorowości bez-robotnych było 61,4% mieszkańców miast i 38,6% mieszkańców wsi. Podobna sytuacja miała miejsce wśród bezrobotnych w wieku 25-54 lat. W 2002 roku stanowili oni 67,5%

36 Wysokość stopy bezrobocia określa stosunek liczby ludności bezrobotnej do liczby ludności aktywnej zawodowo.

Tabela 9. Pracujący według statusu zatrudnienia i miejsca zamieszkania w 2002 i 2012 roku

WyszczególnienieOgółem Miasto Wieś

tys. osób % tys. osób % tys. osób %2002

Ogółem 13 218 100,0 8 140 100,0 5 078 100,0Pracownicy najemni 9 665 73,1 6 868 84,4 2 797 55,1Pracodawcy 517 3,9 401 4,9 116 2,3Pracujący na własny rachunek 2 098 15,9 729 9,0 1 370 27,0Pomagający członkowie rodzin 831 6,3 76 0,9 755 14,9Nieustalony status zatrudnienia 107 0,8 66 0,8 41 0,8

2012Ogółem 15 636 100,0 9 511 100,0 6 125 100,0Pracownicy najemni 12 189 78,0 8 145 85,6 4 044 66,0Pracodawcy 659 4,2 452 4,8 207 3,4Pracujący na własny rachunek 2 239 14,3 845 8,9 1 394 22,8Pomagający członkowie rodzin 549 3,5 69 0,7 480 7,8Nieustalony status zatrudnienia . . . . . .

Źródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003, 2013 b).

70

wszystkich bezrobotnych, z czego 66,1% to mieszkańcy miast, a 33,9% mieszkańcy wsi. W 2012 roku w ogóle bezrobotnych było 66,2% ludności z tej grupy wiekowej, przy czym udział ludności miejskiej był o 2,5 punktu procentowego niższy niż w 2002 roku. W populacji bezrobotnych największy udział miały osoby w wieku 15-24 lat (29,4% ogółu w 2002 roku i 24,4% w 2012 roku), 25-34 lat (odpowiednio 26,6% i 29,7% w latach 2002 i 2012) i 35-44 lat (22,3% badanej zbiorowości w 2002 roku i 19,1% w 2012 roku). Nieco niższy był natomiast odsetek osób bezrobotnych w wieku 45-54 lat (odpowiednio 18,6% i 17,5% w latach 2002 i 2012). Najmniejszy udział w całko-witej liczbie bezrobotnych miały osoby powyżej 65 roku życia oraz w wieku 55-64 lat. W 2002 roku takich osób było odpowiednio 0,3% oraz 2,9%, a w 2012 roku ponad trzykrotnie więcej (9,3%).

Stopa bezrobocia mierzona według metody BAEL w 2002 roku była przeciętnie wyższa w miastach (wynosiła 22,1%) niż na wsi (19,8%; rys. 30). W 2012 roku róż-nica wartości stopy bezrobocia obliczonej dla miast i wsi nie była już tak znacząca i wynosiła zaledwie 0,2 punktu procentowego (10,2% w miastach i 10,0% na wsi; rys. 31). Stopa ta wśród osób w wieku produkcyjnym różniła się nieznacznie od wartości obliczonych dla całej zbiorowości i była wyższa średnio o 0,5 punktu procentowego w 2002 roku i 0,2 punktu procentowego w 2012 roku (Aktywność ekonomiczna... 2003, 2013 b). Problem bezrobocia w największym stopniu dotykał osoby w przedziale wiekowym 15-24 lat, w którym stopa bezrobocia w 2002 roku wynosiła średnio 42,7%

Tabela 10. Bezrobotni w Polsce według grup wiekua i miejsca zamieszkania w 2002 i 2012 roku

Wyszczegól-nienie(lata)

Ogółem Miasto Wieś

tys. osób % tys. osób % tys. osób %

2002Ogółem 3 558 100,0 2 307 100,0 1 251 100,015-24 1 046 29,4 632 27,4 415 33,225-34 946 26,6 587 25,4 359 28,735-44 792 22,3 516 22,4 275 22,045-54 663 18,6 483 20,9 180 14,455-64 102 2,9 81 3,5 20 1,665 i więcej 9 0,3 8 0,3 1 0,125-54 2 401 67,5 1 586 68,7 814 65,1

2012Ogółem 1 757 100,0 1 079 100,0 678 100,015-24 428 24,4 220 20,4 208 30,725-34 521 29,7 324 30,0 197 29,135-44 335 19,1 210 19,5 125 18,445-54 308 17,5 206 19,1 100 14,755-64 164 9,3 117 10,8 47 6,965 i więcej . . . . . .25-54 1 164 66,2 740 68,6 422 62,2

a W podziale według wieku w 2002 roku nie uwzględniono osób o nieustalonym wieku.Źródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003, 2013 b).

71

Rys. 30. Stopa bezrobocia ludności w Polsce według grup wieku i miejsca zamieszkania w 2002 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003).

Rys. 31. Stopa bezrobocia ludności w Polsce według grup wieku i miejsca zamieszkania w IV kwartale 2012 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2013 b).

72

i osiągała najwyższą wartość w miastach (45,7%). W 2012 roku wartości stóp bezrobo-cia odnotowanych wśród osób z tej grupy wiekowej średnio w kraju i w miastach były odpowiednio o 35% i 39% niższe niż w 2002 roku. Ze względu na powiązania ludności z gospodarstwami rolnymi, na wsi wskaźnik ten przyjmował niższe wartości (38,9% w 2002 roku i 27,5% w 2012 roku); nie można jednak na tej podstawie wnioskować, że sytuacja była tam lepsza37. W grupie wiekowej 25-34 lat sytuacja była korzystniejsza, jednak wartości wskaźnika pozostawały nadal wysokie – w 2002 roku wynosiły 21,3% średnio dla całej grupy, a w jej obrębie kształtowały się na wyższym poziomie wśród mieszkańców wsi (21,6%) niż w mieście (21,1%). Wraz ze wzrostem wieku, stopa bezrobocia zmniejszała się – w grupie 35-44 lat wynosiła średnio 17,8%, w grupie 45-54 lat kształtowała się na poziomie 16,2%, natomiast w przedziale wiekowym 55-64 lat na poziomie 10,2%, a w grupie 65 i więcej lat na poziomie 2,8%. Największe różnice wysokości stopy bezrobocia pomiędzy miastem a wsią odnotowano w 2002 roku w populacji osób w wieku 55-64 lat, w której stopa bezrobocia na wsi była o 7,4 punktu procentowego niższa niż w mieście (5,5% na wsi i 12,9% w mieście), w grupie 15-24 lat, gdzie ludność wiejska charakteryzowała się stopą bezrobocia niższą o 6,8 punktu procentowego niż ludność miejska oraz w grupie 65 i więcej lat, w której stopa bezrobocia na wsi była niemal 9,5-krotnie niższa niż w miastach (0,7% na wsi wobec 6,6% w miastach, czyli o 5,9 punktu procentowego). W 2012 roku sytuacja na rynku pracy uległa poprawie, a wartości stóp bezrobocia ludności we wszystkich grupach wiekowych powyżej 25 roku życia były o 40-60% niższe niż w 2002 roku. Znacz-nemu zmniejszeniu uległa również rozpiętość wartości stóp bezrobocia notowanych na obszarach miejskich i wiejskich. Podobnie jak w przypadku większości istotnych różnic w wysokości wskaźników dotyczących aktywności ekonomicznej ludności na wsi i w miastach, korzystniejszą (jak zostanie wykazane w dalszej części pracy, często tylko pozornie) sytuację mieszkańców wsi należy tłumaczyć związkiem znacznej części ludności wiejskiej z indywidualnymi gospodarstwami rolnymi.

W tabeli 11 przedstawiono strukturę bezrobocia ze względu na wykształcenie i miejsce zamieszkania. W 2002 roku największy udział w zbiorowości bezrobotnych miała grupa legitymująca się wykształceniem zasadniczym zawodowym (38,6%), na-stępnie osoby z wykształceniem średnim zawodowym (23,4%), podstawowym i niepeł-nym podstawowym (20,3%), średnim ogólnokształcącym (9,4%), wyższym (4,9%) oraz policealnym (3,2%). Również w 2012 roku największy odsetek wśród bezrobotnych stanowiła ludność z wykształceniem zasadniczym zawodowym i średnim zawodowym (odpowiednio 32,0% i 20,8%). Populacja osób bezrobotnych posiadających wykształce-nie gimnazjalne, podstawowe i niepełne podstawowe obejmowała 13,9% ogółu bezrobot-nych, tj. o 6,4 punktu procentowego mniej niż ludności z wykształceniem co najwyżej podstawowym w 2002 roku. Zwiększeniu uległa natomiast zbiorowość bezrobotnych legitymujących się wykształceniem średnim ogólnokształcącym (osoby takie stanowiły w 2012 roku 13,1% wszystkich bezrobotnych w kraju), policealnym (3,9% całkowitej liczby bezrobotnych) oraz – co niepokojące – wyższym (16,3% ogółu bezrobotnych). Za-równo w miastach, jak i na obszarach wiejskich wśród bezrobotnych przeważały osoby z wykształceniem zasadniczym zawodowym (35,3% populacji w miastach i 44,8%

37 W związku z występowaniem zatrudnienia nieefektywnego w rolnictwie (bezrobocia ukry-tego).

73

na wsi w 2002 roku oraz odpowiednio 28,9% i 36,9% w 2012 roku). Grupa legitymująca się wykształceniem średnim zawodowym miała w 2002 roku 25,4% udziału w zbiorowo-ści bezrobotnych mieszkających w miastach oraz 19,6% na obszarach wiejskich, a osoby z wykształceniem podstawowym i nieukończonym podstawowym – 17,4% w miastach i 25,7% na wsi. Najniższy udział w populacji bezrobotnych miały osoby z wykształ-ceniem policealnym (3,9% w miastach i 2,1% na wsi w 2002 roku oraz odpowiednio 4,5 i 2,9% w 2012 roku). W 2002 roku stosunkowo niewielki odsetek ogółu bezrobot-nych stanowiły także osoby z wykształceniem wyższym (6,4% w miastach i 2,3% na wsi). W 2012 roku sytuacja ta uległa jednak zmianie i osoby o najwyższym poziomie wykształcenia tworzyły aż 18,8% zbiorowości bezrobotnych w miastach i 12,2% bez-robotnych na wsi.

Zróżnicowanie wysokości stopy bezrobocia ze względu na posiadane wykształcenie i miejsce zamieszkania przedstawiono na rysunkach 32 i 33. W 2002 roku najwyższą stopę bezrobocia odnotowano wśród osób z wykształceniem podstawowym (29,8%). Osoby posiadające wykształcenie podstawowe nieukończone i nie posiadające wykształ-cenia szkolnego, charakteryzowały się stopą bezrobocia na poziomie wynoszącym śred-nio 18,3%, przy czym w najgorszej sytuacji znajdowała się ludność miejska – stopa

Tabela 11. Bezrobotni w Polsce według poziomu wykształceniaa i miejsca zamieszkania w 2002 i 2012 roku

WyszczególnienieOgółem Miasto Wieś

tys. osób % tys. osób % tys. osób %2002

Ogółem 3 558 100,0 2 307 100,0 1 251 100,0Wyższe 176 4,9 147 6,4 29 2,3Policealne 114 3,2 89 3,9 26 2,1Średnie zawodowe 831 23,4 587 25,4 245 19,6Średnie ogólne 336 9,4 268 11,6 68 5,4Zasadnicze zawodowe 1 375 38,6 815 35,3 560 44,8Podstawowe ukończone 709 19,9 394 17,1 315 25,2Podstawowe nieukończone i bez wy-kształcenia szkolnego

14 0,4 7 0,3 6 0,5

2012Ogółem 1 757 100,0 1 079 100,0 678 100,0Wyższe 286 16,3 203 18,8 83 12,2Policealne 69 3,9 49 4,5 20 2,9Średnie zawodowe 366 20,8 230 21,3 137 20,2Średnie ogólne 230 13,1 155 14,4 75 11,1Zasadnicze zawodowe 562 32,0 312 28,9 250 36,9Gimnazjalne, podstawowe i niepełne podstawowe

244 13,9 130 12,0 114 16,8

a W podziale według wykształcenia, w 2002 roku nie uwzględniono osób o nieustalonym poziomie wykształ-cenia.Źródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003, 2013 b).

74

Rys. 32. Stopa bezrobocia ludności w Polsce według poziomu wykształcenia i miejsca zamieszkania w 2002 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003).

Rys. 33. Stopa bezrobocia ludności w Polsce według poziomu wykształce-nia i miejsca zamieszkania w 2012 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2013 b).

75

bezrobocia wśród nich sięgała 57,0%. Na obszarach wiejskich wartości analizowanego wskaźnika wynosiły 21,4% dla posiadających wykształcenie podstawowe oraz 10% dla osób najgorzej wykształconych i nie posiadających wykształcenia – wartości te były niższe niż średnio w kraju i w miastach wśród osób legitymujących się wykształceniem zasadniczym. W 2012 roku przeciętna wysokość stopy bezrobocia ludności z wykształ-ceniem gimnazjalnym, podstawowym i niepełnym podstawowym była porównywalna ze stopą bezrobocia ludności najsłabiej wykształconej w 2002 roku. W miastach kształ-towała się ona na poziomie 25,8% i była niemal dwukrotnie wyższa niż na wsi, a także o 55,0% niższa niż ludności posiadającej wykształcenie niepełne podstawowe lub nie posiadającej wykształcenia w miastach w 2002 roku. Do zbiorowości charakteryzującej się wysoką stopą bezrobocia należały również osoby z wykształceniem zasadniczym zawodowym (średnia stopa 26,3% w roku 2002 i 11,9% w roku 2012) i średnim ogól-nym (24,9% w 2002 roku i 14,7% w 2012 roku). W nieco mniejszym stopniu zjawi-sko to dotykało osób z wykształceniem średnim zawodowym (średnia stopa bezrobocia w 2002 roku to 18,9%, a w 2012 roku – 8,9%) i policealnym (odpowiednio 15,1% w 2002 roku i 10,6% w 2012 roku), a w najmniejszym osób posiadających wykształ-cenie wyższe (średnia stopa 6,9% w 2002 roku i 5,7% w 2012 roku). W 2002 roku w grupach z wykształceniem zasadniczym zawodowym, średnim zawodowym i ogól-nym oraz policealnym w gorszej sytuacji niż średnio w kraju i na wsi znajdowali się mieszkańcy miast, natomiast wśród osób posiadających wykształcenie wyższe wartości analizowanego wskaźnika nie były zróżnicowane ze względu na miejsce zamieszkania. W 2012 roku nadal gorsza niż średnio w Polsce i na wsi pozostawała sytuacja ludności miejskiej legitymującej się wykształceniem zasadniczym zawodowym i średnim zawo-dowym. Nieznacznej poprawie uległo z kolei położenie zamieszkujących miasta osób z wykształceniem średnim ogólnokształcącym, policealnym i wyższym. W 2012 roku wyższe niż w Polsce ogółem i w miastach wartości stóp bezrobocia odnotowano w przy-padku tych trzech grup ludności na wsi. Ich wartości wynosiły odpowiednio: 15,2%, 10,8% i 7,1%, przy odchyleniach od wartości średnich na poziomie odpowiednio: 0,5, 0,2 i 1,4 punktu procentowego.

3.2.5. Bezrobocie długookresowe

Jednym z najpoważniejszych problemów jest bezrobocie długookresowe38, które przybiera często charakter strukturalny (Socha i Sztanderska 2002). Na rysunkach 34 i 35 przedstawiono strukturę wiekową osób długotrwale bezrobotnych ogółem, w mia-stach i na wsi. Należy zwrócić uwagę na bardzo wysoki odsetek długotrwale bez-robotnych w ogólnej liczbie bezrobotnych, wynoszący przeciętnie aż 45,8% w 2002 roku i 35,7% w 2012 roku. Największy udział osób długotrwale bezrobotnych odno-towano w grupach wiekowych 45-54 lat (54,8% w 2002 roku i 41,4% w 2012 roku), 55 lat i więcej (54,4% w 2002 roku i 45,8% w 2012 roku) oraz 35-44 lat (52,6% w 2002 roku i 37,6% w 2012 roku). W 2002 roku zjawisko długotrwałego bezrobocia bardziej dotykało ludność wiejską niż zamieszkującą w miastach – obszary wiejskie

38 Za bezrobocie długookresowe uważa się bezrobocie trwające przez co najmniej 12 miesięcy.

76

Rys. 34. Udział długotrwale bezrobotnych w ogólnej liczbie bezrobotnych w Polsce według grup wieku i miejsca zamieszkania w 2002 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003).

Rys. 35. Udział długotrwale bezrobotnych w ogólnej liczbie bezrobotnych w Polsce według grup wieku i miejsca zamieszkania w 2012 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2013 b).

77

charakteryzowały się większym udziałem osób długotrwale bezrobotnych (47,0% ogółu bezrobotnych) niż miejskie (45,1% ogółu bezrobotnych). W 2012 roku częstotliwość występowania bezrobocia długookresowego w miastach i na wsi była już porówny-walna. Udział osób długotrwale bezrobotnych w całkowitej ich liczbie wynosił nie-zależnie od miejsca zamieszkania 35,7% i był równy średniej dla kraju. Długotrwałe bezrobocie stanowi jeden z najpoważniejszych problemów polityki społecznej – jest trudne do przezwyciężenia oraz powoduje degradację społeczną i zawodową osób, któ-rych dotyka. Ponadto, ludność zamieszkująca obszary wiejskie jest gorzej wykształcona niż ludność miejska, a obszary wiejskie ze względu na gorzej rozwiniętą infrastrukturę nie sprzyjają lokalizacji nowych inwestycji.

3.2.6. Bierni zawodowo według wieku i wykształcenia

Badanie aktywności ekonomicznej ludności przeprowadzone w 2002 roku wyka-zało 13 456 tys. osób biernych zawodowo (tab. 12). W 2012 roku ich liczba zwięk-szyła się o 200 tys., obejmując 13 656 tys. osób. Można zauważyć związek pomiędzy biernością zawodową (wyłączeniem części zasobu pracy z aktywnego uczestniczenia w wytwarzaniu produktu krajowego i poszukiwania zarobkowych źródeł dochodów) a wiekiem. Najwięcej biernych zawodowo można zaobserwować w grupie wiekowej 65 i więcej lat, a następnie w wieku 15-24 lat i 55-64 lat. W przypadku ludności w wieku 15-24 lat zjawisko to jest wywołane przede wszystkim kontynuowaniem przez te osoby nauki, a w przypadku obydwu grup osób starszych (55-64 lat oraz 65 i więcej lat) – stopniową dezaktywizacją zawodową wskutek przechodzenia na emeryturę lub rentę. W populacji osób w wieku najwyższej mobilności (25-54 lata), ogólna liczba biernych zawodowo w 2002 roku wynosiła 2879 tys., a w 2012 roku – 2407 tys. W pierwszym analizowanym roku najwięcej biernych zawodowo znajdo-wało się w grupie z wykształceniem podstawowym, podstawowym nieukończonym i bez wykształcenia (tab. 13). Osoby takie stanowiły łącznie 53,0% całkowitej liczby biernych zawodowo w kraju. W 2012 roku analogicznym poziomem wykształcenia legitymowało się 39,3% ogółu biernych zawodowo. Stosunkowo dużą populację biernych zawodowo tworzyła ludność z wykształceniem zasadniczym zawodowym (16,0% w 2002 roku i 21,5% w 2012 roku), średnim zawodowym (odpowiednio 13,8% i 15,6% w latach 2002 i 2012) i średnim ogólnokształcącym (odpowiednio 10,3% i 12,2%). Najmniej liczną grupę w populacji biernych zawodowo stanowiły osoby posiadające wykształcenie policealne i wyższe (odpowiednio 1,8% i 4,4% w 2002 roku). Należy jednak odnotować, że w 2012 roku było takich osób więcej niż w 2002 roku. Ludność z wykształceniem policealnym stanowiła 2,4%, a legitymująca się wy-kształceniem wyższym 9,1% łącznej liczby biernych zawodowo, czyli odpowiednio o 0,6 i 4,7 punktu procentowego więcej niż w 2002 roku.

Na rysunkach 36 i 37 zaprezentowano obliczony dla poszczególnych przedziałów wiekowych wskaźnik bierności zawodowej39. Można zauważyć, że najwyższe wartości

39 Wskaźnik bierności jest obliczany według wzoru: (liczba biernych zawodowo/liczba aktyw-nych ekonomicznie) × 100%. Wartość tego wskaźnika informuje, jaki jest udział biernych zawodo-wo w ogólnej liczbie ludności aktywnej ekonomicznie w określonej populacji.

78

Tabela 12. Bierni zawodowo w Polsce według grup wiekua i miejsca zamieszkania w 2002 i 2012 roku

Wyszczegól-nienie(lata)

Ogółem Miasto Wieś

tys. osób % tys. osób % tys. osób %

2002Ogółem 13 456 100,0 8 541 100,0 4 916 100,015-24 3 807 28,3 2 514 29,4 1 293 26,325-34 642 4,8 373 4,4 269 5,535-44 656 4,9 378 4,4 278 5,745-54 1 581 11,7 1 032 12,1 549 11,255-64 2 300 17,1 1 523 17,8 777 15,865 i więcej 4 468 33,2 2 720 31,8 1 749 35,625-54 2 879 21,4 1 783 20,9 1 096 22,3

2012Ogółem 13 656 100,0 8 397 100,0 5 259 100,015-24 3 030 22,2 1 722 20,5 1 308 24,925-34 841 6,2 468 5,6 373 7,135-44 598 4,4 328 3,9 270 5,145-54 968 7,1 573 6,8 396 7,555-64 3 069 22,5 2 022 24,1 1 047 19,965 i więcej 5 150 37,7 3 284 39,1 1 865 35,525-54 2 407 17,6 1 369 16,3 1 039 19,8

a W podziale według wieku w 2002 roku nie uwzględniono osób o nieustalonym wieku.Źródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003, 2013 b).

Rys. 36. Wartości wskaźnika bierności zawodowej ludności w Polsce we-dług grup wieku i miejsca zamieszkania w 2002 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003).

79

Tabela 13. Bierni zawodowo w Polsce według poziomu wykształceniaa i miejsca zamieszkania w 2002 i 2012 roku

WyszczególnienieOgółem Miasto Wieś

tys. osób % tys. osób % tys. osób %2002

Ogółem 13 456 100,0 8 541 100,0 4 916 100,0Wyższe 587 4,4 518 6,1 69 1,4Policealne 247 1,8 200 2,3 47 1,0Średnie zawodowe 1 857 13,8 1 452 17,0 405 8,2Średnie ogólne 1 386 10,3 1 186 13,9 200 4,1Zasadnicze zawodowe 2 150 16,0 1 369 16,0 781 15,9Podstawowe ukończone 6 341 47,1 3 449 40,4 2 892 58,8Podstawowe nieukończone i bez wy-kształcenia szkolnego 798 5,9 291 3,4 508 10,3

2012Ogółem 13 656 100,0 8 397 100,0 5 259 100,0Wyższe 1 247 9,1 1 021 12,2 226 4,3Policealne 321 2,4 240 2,9 81 1,5Średnie zawodowe 2 124 15,6 1 557 18,5 566 10,8Średnie ogólne 1 668 12,2 1 251 14,9 416 7,9Zasadnicze zawodowe 2 930 21,5 1 812 21,6 1 118 21,3Gimnazjalne, podstawowe i niepełne podstawowe 5 367 39,3 2 516 30,0 2 851 54,2

a W podziale według wykształcenia w 2002 roku nie uwzględniono osób o nieustalonym poziomie wykształcenia.Źródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003, 2013 b).

Rys. 37. Wartości wskaźnika bierności zawodowej ludności w Polsce we-dług grup wieku i miejsca zamieszkania w 2012 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2013 b).

80

Rys. 38. Wartości wskaźnika bierności zawodowej ludności w Polsce według poziomu wykształcenia i miejsca zamieszkania w 2002 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003).

Rys. 39. Wartości wskaźnika bierności zawodowej ludności w Polsce we-dług poziomu wykształcenia i miejsca zamieszkania w 2012 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2013 b).

81

wskaźnik ten osiągnął w grupie najmłodszej, a więc 15-24 lat (średnio w grupie 59,1% w 2002 roku i aż 66,0% w 2012 roku) oraz w grupach najstarszych, przyjmując w ba-danych latach wartości odpowiednio 67,7% i 57,2% dla osób w wieku 55-64 lat oraz 92,1% i 95,3% w przedziale wiekowym 65 i więcej lat. Wartości te należy uznać za zgodne z naturalnymi tendencjami aktywizacji i dezaktywizacji zawodowej, zwłasz-cza w grupach starszych. Sytuacja w grupach wyodrębnionych na podstawie poziomu posiadanego wykształcenia wskazuje jednoznacznie, że bez względu na jego poziom zamieszkiwanie na terenach wiejskich ogranicza dezaktywizację zawodową (rys. 38 i 39), chociaż sytuacja w poszczególnych grupach jest silnie zróżnicowana. Najgorsza jest sytuacja osób, które nie ukończyły szkoły podstawowej. W 2002 roku 91 takich osób na 100 aktywnych ekonomicznie (w wieku 15 lub więcej lat) nie uczestniczyło w wytwarzaniu produktu krajowego oraz nie starało się znaleźć pracy. Podobna sytu-acja występowała wśród osób z wykształceniem podstawowym – w 2002 roku wskaź-nik bierności przyjmował wśród tych osób wartość 72%. Porównywalny stan rzeczy odnotowano w 2012 roku, w którym 80 osób posiadających najwyżej wykształcenie gimnazjalne na 100 aktywnych ekonomicznie nie brało aktywnego udziału w wytwa-rzaniu produktu krajowego i nie poszukiwało zarobkowych źródeł dochodów. Równie niepokojące są wartości analizowanego wskaźnika w populacji osób posiadających wy-kształcenie średnie ogólne (średnio 49,5% w 2002 roku i 51,5% w 2012 roku). Średnio w latach 2002 i 2012 wskaźnik ten przyjmował wartość odpowiednio 43,0% i 44,0% dla całej populacji. Największe różnice jego wartości pomiędzy miastem a wsią w 2002 roku występowały w grupie osób posiadających wykształcenie średnie ogólne (udział biernych zawodowo legitymujących się tym wykształceniem w miastach kształtował się na poziomie 51,9%, natomiast na wsi wynosił 38,8%, co dawało różnicę 13,1 punktu procentowego) oraz ukończone podstawowe (78,4% w miastach, 65,6% na wsi; różnica wynosiła 12,8 punktu procentowego). Wśród osób z wykształceniem średnim zawodo-wym i zasadniczym zawodowym w miastach wartość wskaźnika bierności zawodowej kształtowała się na poziomie odpowiednio 31,9% i 32,8% i była o niemal 10 punktów procentowych większa niż na wsi. Znacznie niższy na wsi niż w mieście był wskaźnik bierności zawodowej w grupach posiadających wykształcenie wyższe oraz policealne. Podobną sytuację obserwowano wśród osób najlepiej (z wykształceniem wyższym i po-licealnym) i najsłabiej (z wykształceniem gimnazjalnym, podstawowym i niepełnym podstawowym) wykształconych w 2012 roku. Największą różnicę pomiędzy wartościami wskaźnika bierności zawodowej ludności miejskiej i wiejskiej obserwowano w 2012 roku w grupie osób z wykształceniem zasadniczym zawodowym (45,2% w miastach, 30,6% na wsi; różnica wynosiła 14,6 punktu procentowego) i średnim zawodowym (38,6% w miastach, 25,9% na wsi; różnica – 12,7 punktu procentowego).

Można stwierdzić, że powiązanie ludności wiejskiej z tradycyjnym rolnictwem in-dywidualnym „chroni” tę ludność przed dezaktywizacją, lecz (jak zostanie wykazane w dalszej części pracy) nie zapewnia jednocześnie możliwości uzyskiwania dochodów na zadowalającym poziomie (Zatrudnienie i bezrobocie... 2011).

82

3.2.7. Regionalne zróżnicowanie zasobów pracy

Zasoby pracy charakteryzuje ich zróżnicowanie regionalne (tab. 14 i 15). Spośród ogólnego zasobu obejmującego 31 288 tys. osób w wieku 15 lat i więcej (czyli osób aktywnych ekonomicznie) w 2002 roku i 31 050 tys. osób w 2012 roku, najwięcej ta-kich osób zamieszkiwało w województwie mazowieckim (odpowiednio 13,6% i 14,2% ogółu w latach 2002 i 2012) oraz śląskim (12,6% w 2002 roku i 12,8% w 2012 roku). Najmniej, 2,3-4,4% ogółu aktywnych ekonomicznie – w województwach: lubuskim, opolskim, podlaskim, świętokrzyskim oraz warmińsko-mazurskim i zachodniopomor-skim. Największą liczbą aktywnej ekonomicznie ludności wiejskiej charakteryzowało się województwo mazowieckie (12,4% ogółu aktywnej ekonomicznie ludności wiejskiej w Polsce w 2002 roku i 13,0% w 2012 roku), a następnie małopolskie (odpowiednio 10,8% i 11,0% w latach 2002 i 2012) i wielkopolskie (9,6% i 9,9%). Najmniejsze zasoby wiejskiej ludności aktywnej ekonomicznie występowały w badanych latach w woje-wództwach: lubuskim, podlaskim, zachodniopomorskim, opolskim i warmińsko-mazur-skim. W żadnym z nich nie przekroczyły one 3,8% ogółu aktywnych ekonomicznie na wsi w Polsce.

Najwyższe wartości współczynnika aktywności zawodowej charakteryzowały lud-ność zamieszkującą województwo mazowieckie (58,3% w 2002 roku i 59,8% w 2012 roku). Jego najniższe wartości w 2002 roku odnotowano w województwach: śląskim (52,9%), małopolskim (54,1%), dolnośląskim (54,2%) i podkarpackim (54,3%) oraz lubuskim i opolskim (54,7%). W roku 2012 najniższymi wartościami współczynnika aktywności zawodowej w dalszym ciągu odznaczały się województwa: śląskie (53,5%), opolskie (53,8%), lubuskie (53,9%) i dolnośląskie (54,7%), a ponadto województwa: warmińsko-mazurskie (51,6%) i zachodniopomorskie (52,7%). Pozostałe województwa charakteryzowały się wartościami współczynnika aktywności zawodowej zbliżonymi do 55-56%, czyli średniej dla kraju. Współczynnik aktywności zawodowej wśród ludności wiejskiej w 2002 roku przyjmował najwyższe wartości w województwach: mazowiec-kim (59,0%), łódzkim (58,8%) i świętokrzyskim (58,1%), a w 2012 roku, poza dwoma ostatnimi województwami (wartość analizowanego wskaźnika wynosiła 58,9% w woje-wództwie łódzkim i 58,3% w województwie świętokrzyskim), także w województwie kujawsko-pomorskim (58,7%). Najniższy poziom współczynnika aktywności zawodo-wej wśród ludności wiejskiej obserwowano z kolei w 2002 roku w województwach: śląskim (52,9%), opolskim (53,5%), lubuskim (54,1%) i zachodniopomorskim (54,2%), a w 2012 roku ponownie w województwach: lubuskim (50,2%) i zachodniopomorskim (53,2%) oraz warmińsko-mazurskim (48,8%) i podlaskim (53,4%). Można więc stwier-dzić, że najmniejszą aktywnością zawodową zarówno średnio w województwie, jak i na wsi odznaczali się w 2012 roku mieszkańcy województwa warmińsko-mazurskiego. Różnica pomiędzy województwem o najwyższym i najniższym wskaźniku aktywności zawodowej wynosiła w 2002 roku 5,4 punktu procentowego ogółem w Polsce oraz 6,1 punktu procentowego na wsi. W 2012 roku była ona większa i kształtowała się na pozio-mie 8,2 punktu procentowego średnio w Polsce oraz 10,1 punktu procentowego na wsi.

Liczebność populacji aktywnych zawodowo jest powiązana z gęstością zaludnienia i w latach 2002 oraz 2012 była najwyższa na obszarach zurbanizowanych, w woje-wództwach: mazowieckim (2386 tys. osób w 2002 roku i 2636 tys. osób w 2012 roku), śląskim (odpowiednio 1992 tys. i 2124 tys. w latach 2002 i 2012), wielkopolskim

83

Tabe

la 1

4. L

udność

w w

ieku

15

lat i

wię

cej w

Pol

sce

wedłu

g ak

tyw

nośc

i eko

nom

iczn

ej i

woj

ewód

ztw

a za

mie

szka

nia

w 2

002

roku

Woj

ewód

ztw

a

Akt

ywni

eko

nom

iczn

ieA

ktyw

ni z

awod

owo

Bie

rni z

awod

owo

Prac

ując

y

Pols

kam

iast

ow

ieś

Pols

kam

iast

ow

ieś

Pols

kam

iast

ow

ieś

Pols

kam

iast

ow

ieś

(tys.)

12

34

56

78

910

1112

13

Ogółe

m31

288

19 7

7611

512

16 7

7610

447

6 32

913

456

8 54

14

916

13 2

188

140

5 07

8

Dol

nośląs

kie

2 42

31

758

665

1 27

692

035

61

080

782

297

950

692

258

Kuj

awsk

o-po

mor

skie

1 68

01

071

609

920

581

339

731

465

265

699

440

259

Lube

lski

e1

780

847

933

968

444

524

777

382

395

789

341

448

Lubu

skie

821

539

282

438

288

150

363

235

127

319

212

107

Łódz

kie

2 18

31

446

737

1 20

577

443

193

863

630

296

159

436

7

Mał

opol

skie

2 60

81

364

1 24

31

357

693

664

1 15

261

054

21

098

553

545

Maz

owie

ckie

4 24

52

816

1 42

92

386

1 55

083

61

708

1 12

658

21

970

1 27

269

9

Opo

lski

e87

846

741

143

023

719

235

619

016

733

718

415

3

Podk

arpa

ckie

1 66

869

797

186

335

051

272

630

742

067

826

741

1

Podl

aski

e97

557

939

651

730

121

640

224

116

141

822

919

0

Pom

orsk

ie1

763

1 23

852

695

766

329

374

852

422

374

352

621

7

Śląs

kie

3 95

53

155

800

1 99

21

585

407

1 77

11

410

362

1 57

81

242

336

Świę

tokr

zysk

ie1

062

500

562

585

263

322

454

222

232

455

192

263

War

miń

sko-

maz

ursk

ie1

142

705

438

609

375

234

496

302

194

437

277

160

Wie

lkop

olsk

ie2

714

1 60

71

107

1 52

588

863

61

153

688

465

1 24

171

852

3

Zach

odni

opom

orsk

ie1

391

988

403

749

533

215

602

420

182

544

401

143

84

Tabe

la 1

4 –

cd.

12

34

56

78

910

1112

13

Woj

ewód

ztw

a

Bez

robo

tni

Wsp

ółcz

ynni

k ak

tyw

nośc

i zaw

odow

ejW

skaź

nik

zatru

dnie

nia

Stop

a be

zrob

ocia

Pols

kam

iast

ow

ieś

Pols

kam

iast

ow

ieś

Pols

kam

iast

ow

ieś

Pols

kam

iast

ow

ieś

(tys.)

(%)

Ogółe

m3

558

2 30

71

251

55,5

55,0

56,3

43,7

42,9

45,2

21,2

22,1

19,8

Dol

nośląs

kie

326

228

9854

,254

,054

,539

,240

,639

,525

,624

,827

,6

Kuj

awsk

o-po

mor

skie

221

141

8055

,855

,556

,141

,642

,142

,924

,024

,323

,6

Lube

lski

e17

910

376

55,5

53,7

57,0

44,3

41,3

48,8

18,5

23,2

14,5

Lubu

skie

119

7543

54,7

55,0

54,1

38,9

40,6

38,5

27,1

26,2

28,8

Łódz

kie

244

180

6456

,254

,958

,844

,042

,150

,120

,223

,214

,9

Mał

opol

skie

260

141

119

54,1

53,2

55,0

42,1

42,4

45,2

19,1

20,3

17,9

Maz

owie

ckie

416

279

137

58,3

57,9

59,0

46,4

47,5

49,3

17,4

18,0

16,4

Opo

lski

e93

5340

54,7

55,6

53,5

38,4

43,2

42,5

21,6

22,4

20,6

Podk

arpa

ckie

184

8310

154

,353

,355

,040

,740

,744

,121

,423

,719

,8

Podl

aski

e99

7227

56,3

55,5

57,3

42,9

42,2

50,3

19,1

24,0

12,3

Pom

orsk

ie21

413

876

56,1

55,9

56,8

42,1

44,3

42,1

22,3

20,7

25,9

Śląs

kie

414

342

7152

,952

,952

,939

,941

,543

,720

,821

,617

,5

Świę

tokr

zysk

ie13

071

5956

,354

,258

,142

,839

,547

,522

,227

,118

,3

War

miń

sko-

maz

ursk

ie17

298

7455

,155

,454

,638

,340

,937

,428

,226

,131

,6

Wie

lkop

olsk

ie28

417

011

456

,956

,357

,845

,745

,547

,518

,619

,217

,9

Zach

odni

opom

orsk

ie20

513

372

55,4

55,9

54,2

39,1

42,0

36,1

27,3

24,9

33,4

Źródło

: opr

acow

anie

wła

sne

na p

odst

awie

: Akt

ywność

eko

nom

iczn

a...

(200

3).

85

Tabe

la 1

5. L

udność

w w

ieku

15

lat i

wię

cej w

Pol

sce

wedłu

g ak

tyw

nośc

i eko

nom

iczn

ej i

woj

ewód

ztw

a za

mie

szka

nia

w IV

kw

arta

le 2

012

roku

Woj

ewód

ztw

a

Akt

ywni

eko

nom

iczn

ieA

ktyw

ni z

awod

owo

Bie

rni z

awod

owo

Prac

ując

y

Pols

kam

iast

ow

ieś

Pols

kam

iast

ow

ieś

Pols

kam

iast

ow

ieś

Pols

kam

iast

ow

ieś

(tys.)

12

34

56

78

910

1112

13

Ogółe

m31

050

18 9

8812

062

17 3

9410

590

6 80

313

656

8 39

75

259

15 6

369

511

6 12

5

Dol

nośląs

kie

2 25

61

580

675

1 23

486

536

91

021

715

306

1 09

376

133

2

Kuj

awsk

o-po

mor

skie

1 56

493

562

987

750

836

968

642

725

977

844

733

1

Lube

lski

e1

818

853

965

1 02

447

055

579

338

341

092

441

550

9

Lubu

skie

837

557

279

451

311

140

385

246

139

410

280

131

Łódz

kie

2 37

31

526

846

1 35

485

649

81

018

670

348

1 20

875

845

0

Mał

opol

skie

2 61

11

288

1 32

31

458

713

745

1 15

357

557

81

311

630

681

Maz

owie

ckie

4 40

82

841

1 56

72

636

1 73

390

31

772

1 10

866

52

427

1 61

281

4

Opo

lski

e72

839

733

039

221

018

233

518

714

835

519

016

6

Podk

arpa

ckie

1 66

771

295

594

239

454

872

531

840

781

034

346

7

Podl

aski

e91

056

035

051

032

318

740

023

716

345

828

317

5

Pom

orsk

ie1

823

1 18

963

41

034

668

366

788

520

268

930

609

321

Śląs

kie

3 97

03

108

862

2 12

41

656

469

1 84

61

452

394

1 91

31

489

425

Świę

tokr

zysk

ie1

155

562

593

652

306

346

504

257

247

569

262

307

War

miń

sko-

maz

ursk

ie1

120

686

434

578

366

212

542

320

222

515

329

186

Wie

lkop

olsk

ie2

579

1 38

11

198

1 47

778

669

11

102

595

507

1 36

272

363

9

Zach

odni

opom

orsk

ie1

232

811

421

649

425

224

583

386

197

574

383

191

86

Tabe

la 1

5 –

cd.

12

34

56

78

910

1112

13

Woj

ewód

ztw

a

Bez

robo

tni

Wsp

ółcz

ynni

k ak

tyw

nośc

i zaw

odow

ejW

skaź

nik

zatru

dnie

nia

Stop

a be

zrob

ocia

Pols

kam

iast

ow

ieś

Pols

kam

iast

ow

ieś

Pols

kam

iast

ow

ieś

Pols

kam

iast

ow

ieś

(tys.)

(%)

Ogółe

m1

757

1 07

967

856

,055

,856

,450

,450

,150

,810

,110

,210

,0

Dol

nośląs

kie

142

104

3854

,754

,754

,748

,448

,249

,211

,512

,010

,3

Kuj

awsk

o-po

mor

skie

100

6238

56,1

54,3

58,7

49,7

47,8

52,6

11,4

12,2

10,3

Lube

lski

e10

155

4656

,355

,157

,550

,848

,752

,79,

911

,78,

3

Lubu

skie

4132

953

,955

,850

,249

,050

,347

,09,

110

,36,

4

Łódz

kie

146

9848

57,1

56,1

58,9

50,9

49,7

53,2

10,8

11,4

9,6

Mał

opol

skie

147

8364

55,8

55,4

56,3

50,2

48,9

51,5

10,1

11,6

8,6

Maz

owie

ckie

209

121

8859

,861

,057

,655

,156

,751

,97,

97,

09,

7

Opo

lski

e37

2117

53,8

52,9

55,2

48,8

47,9

50,3

9,4

10,0

9,3

Podk

arpa

ckie

132

5181

56,5

55,3

57,4

48,6

48,2

48,9

14,0

12,9

14,8

Podl

aski

e51

4011

56,0

57,7

53,4

50,3

50,5

50,0

10,0

12,4

5,9

Pom

orsk

ie10

560

4556

,756

,257

,751

,051

,250

,610

,29,

012

,3

Śląs

kie

211

167

4453

,553

,354

,448

,247

,949

,39,

910

,19,

4

Świę

tokr

zysk

ie83

4439

56,5

54,4

58,3

49,3

46,6

51,8

12,7

14,4

11,3

War

miń

sko-

maz

ursk

ie63

3726

51,6

53,4

48,8

46,0

48,0

42,9

10,9

10,1

12,3

Wie

lkop

olsk

ie11

462

5257

,356

,957

,752

,852

,453

,37,

77,

97,

5

Zach

odni

opom

orsk

ie75

4233

52,7

52,4

53,2

46,6

47,2

45,4

11,6

9,9

14,7

Źródło

: opr

acow

anie

wła

sne

na p

odst

awie

: Akt

ywność

eko

nom

iczn

a...

(201

3 b)

.

87

(odpowiednio 1525 tys. i 1477 tys.), małopolskim (odpowiednio 1357 tys. i 1458 tys.), dolnośląskim (odpowiednio 1276 tys. i 1234 tys.) i łódzkim (odpowiednio 1205 tys. i 1354 tys.). Również w tych województwach występowała największa liczba osób biernych zawodowo – najwięcej w śląskim (1771 tys. w 2002 roku i 1846 tys. w 2012 roku) i mazowieckim (odpowiednio 1708 tys. i 1772 tys.), a następnie wielkopolskim (odpowiednio 1153 tys. i 1102 tys.), małopolskim (odpowiednio 1152 tys. i 1153 tys.) i dolnośląskim (odpowiednio 1080 tys. i 1021 tys.). Wartości wskaźnika zatrudnienia w 2002 roku zmieniały się od 38,3% w województwie warmińsko-mazurskim i 38,4% w opolskim do 46,4% w województwie mazowieckim, przy średniej dla kraju 43,7%. W 2012 roku przeciętna wartość wskaźnika zatrudnienia w Polsce była o 6,7 punktu procentowego wyższa niż w 2002 roku (wynosiła 50,4%), ale jej rozpiętość pomiędzy województwem o najwyższym i najniższym wskaźniku zatrudnienia zasadniczo się nie zmieniła (wartość wskaźnika zatrudnienia w województwie mazowieckim osiągnęła 55,1%, a w województwie warmińsko-mazurskim 46,0%, co dawało różnicę 9,1 punktu procentowego wobec 8,1 punktu w roku 2002). Na wsi najwyższy wskaźnik zatrudnie-nia w 2002 roku występował w województwach: podlaskim (50,3%) i łódzkim (50,1%), a w 2012 roku – w województwach: łódzkim (53,2%) i wielkopolskim (53,3%). Naj-niższy był natomiast w województwach zachodniopomorskim (36,1% w 2002 roku i 45,4% w 2012 roku) i warmińsko-mazurskim (odpowiednio 37,4% i 42,9% w latach 2002 i 2012).

Można zauważyć, że wartości wskaźnika zatrudnienia były najwyższe w wojewódz-twach uznawanych za najsilniejsze gospodarczo, natomiast najniższe w województwach dotkniętych występującym na szeroką skalę bezrobociem transformacyjnym, wynika-jącym z likwidacji państwowych gospodarstw rolnych oraz restrukturyzacji przemysłu (Socha i Sztanderska 2002). Na niskie wartości wskaźnika zatrudnienia w województwie śląskim miał wpływ także wynikający z zaszłości historycznych model rodziny, w któ-rym pracował tylko mężczyzna, zarabiając relatywnie dużo (górnictwo, przemysł ciężki), a kobiety zajmowały się prowadzeniem domu oraz opieką nad dziećmi.

3.3. Zróżnicowanie sytuacji zawodowej ludności rolniczej i bezrolnej

Polska posiada relatywnie duże potencjalne zasoby pracy, zarówno na obszarach wiejskich, jak i miejskich. Spośród ogólnej zbiorowości 31 050 tys. osób w wieku 15 lat i więcej (czyli osób aktywnych ekonomicznie), mieszkańcy wsi stanowili w 2012 roku 38,8% (Aktywność ekonomiczna... 2013 b). Znaczna część mieszkańców wsi jest zwią-zana bezpośrednio lub pośrednio z rolnictwem – przez wiele dziesięcioleci ten sektor sta-nowił tradycyjną podstawę utrzymania wiejskich gospodarstw domowych. W 2011 roku udział pracujących w rolnictwie w ogólnej liczbie pracujących w Polsce wynosił 12,7%, i zmniejszył się w stosunku do 2002 roku o 6,9 punktu procentowego (Agriculture in the European Union... 2003, 2011). Posiadanie ziemi wpływało korzystnie na sytu-ację członków rolniczych gospodarstw domowych na rynku pracy. Ludność związana

88

z gospodarstwami charakteryzowała się z reguły wyższymi wartościami wskaźnika za-trudnienia i niższym bezrobociem, a także była mniej podatna na dezaktywizację zawo-dową niż ludność bezrolna (rys. 40, 41, tab. 16).

Rys. 40. Rozkład liczby aktywnej ekonomicznie ludności wiejskiej w Polsce w 2002 i 2012 rokub) (tys. osób)a) liczba osób w 2002 roku / liczba osób w 2012 roku, b) w podziale w 2002 roku nie uwzględniono osób o nieustalonym statusie na rynku pracy.Źródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003, 2013 b).

Tabela 16. Ludność zamieszkująca na wsi w wieku 15 lat i więcej według aktywności ekonomicz-nej, płci i związków z gospodarstwem rolnym w 2002 i 2012 roku (tys.)

WyszczególnienieOgółem Ludność rolnicza Ludność bezrolna

ogółem męż-czyźni kobiety ogółem męż-

czyźni kobiety ogółem męż-czyźni kobiety

2002a

Aktywni ekonomicznie 11 512 5 692 5 820 6 729 3 396 3 333 4 783 2 296 2 487Aktywni zawodowo 6 329 3 552 2 777 4 035 2 269 1 766 2 294 1 283 1 011Pracujący 5 078 2 892 2 187 3 495 1 971 1 523 1 584 920 663Bezrobotni 1 251 660 590 540 298 243 710 363 348Bierni zawodowo 4 916 2 012 2 904 2 589 1 077 1 512 2 326 935 1 392

2012Aktywni ekonomicznie 12 062 5 987 6 074 4 716 2 428 2 289 7 345 3 560 3 786Aktywni zawodowo 6 803 3 929 2 874 3 131 1 804 1 327 3 673 2 125 1 547Pracujący 6 125 3 576 2 549 2 948 1 711 1 236 3 177 1 865 1 312Bezrobotni 678 353 325 183 93 90 495 260 235Bierni zawodowo 5 259 2 058 3 200 1 586 624 962 3 673 1 435 2 238

a W podziale nie uwzględniono osób o nieustalonym statusie na rynku pracy.Źródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003, 2013 b).

89

W ogólnej liczbie aktywnych ekonomicznie mieszkańców wsi (11 512 tys. osób) w roku 2002 przeważała ludność rolnicza – jej udział wynosił 58,5% ogółu, lecz do 2012 roku uległ on zmniejszeniu do 39,1% ogółu (o 19,4 punktu procentowego). Wpłynęło to istotnie na sytuację zawodową zarówno rolniczej, jak i bezrolnej ludności wsi. Jak można zauważyć, w 2012 roku, w porównaniu z 2002 rokiem, mniej było bezrolnych bezrobotnych oraz znacznie więcej pracujących. Można przypuszczać, że wynikało to przede wszystkim z dezaktywizacji zawodowej (w badanym okresie populacja biernych zawodowo bezrolnych zwiększyła się o 1347 tys. osób, przy czym napływ ten wynikał w dużej mierze z przekazywania gospodarstw przez rolników – przechodzenia na renty i emerytury) oraz z poprawy ogólnej sytuacji na rynku pracy. Ponadto, pewne znacze-nie miały zagraniczne migracje zarobkowe. Równocześnie uległa poprawie sytuacja zawodowa wiejskiej ludności związanej z rolnictwem, wśród której również nastąpiło zmniejszenie bezrobocia oraz (odmiennie niż wśród bezrolnych) zmniejszenie liczby biernych zawodowo.

Pomimo wskazanych zmian w strukturze aktywnych ekonomicznie mieszkańców wsi, sytuacja zawodowa bezrolnej ludności wiejskiej w roku 2012 była, podobnie jak w roku 2002, gorsza niż ludności rolniczej (rys. 41-44). We wszystkich grupach lud-ności stopa bezrobocia w 2012 roku była niższa niż w 2002 roku, przede wszystkim na skutek poprawy sytuacji w skali kraju (najprawdopodobniej nie miało to wyraźnego związku z charakterystyką społeczną i zawodową ludności wiejskiej). Jednak w obydwu analizowanych latach bezrobocie wśród ludności bezrolnej było wyższe, a wskaźniki aktywności zawodowej i zatrudnienia przyjmowały wartości niższe niż wśród ludności związanej z rolnictwem. W 2012 roku wartość współczynnika aktywności zawodowej wśród osób bezrolnych kształtowała się na poziomie 50,0%, czyli o 16,4 punktu pro-centowego niższym niż wśród ludności rolniczej. Równocześnie wskaźnik zatrudnienia

Rys. 41. Wartości współczynników aktywności zawodowej i zatrud-nienia oraz stopa bezrobocia ludności wiejskiej w Polsce według związku z rolnictwem w 2002 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekono-miczna... (2003).

90

przyjmował wartość na poziomie 43,3%, a więc o 19,2 punktu procentowego niższym niż w przypadku ludności rolniczej. W 2002 roku wartość współczynnika aktywności zawodowej wynosiła dla osób bezrolnych 49,6%, tj. o 11,3 punktu procentowego mniej niż dla ludności rolniczej, a wartość wskaźnika zatrudnienia – 34,3%, czyli o 18,5 punktu

Rys. 42. Wartości współczynników aktywności zawodowej i zatrud-nienia oraz stopa bezrobocia ludności wiejskiej w Polsce według związku z rolnictwem w 2012 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekono-miczna... (2013 b).

Rys. 43. Wartości współczynników aktywności zawodowej i zatrud-nienia oraz stopa bezrobocia ludności wiejskiej rolniczej i bezrolnej w Polsce według płci w 2002 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003).

91

procentowego mniej niż w przypadku osób związanych z gospodarstwami rolnymi. Za-tem w 2012 roku w porównaniu z 2002 rokiem można zaobserwować pogłębianie się zróżnicowania charakterystyk aktywności zawodowej pomiędzy osobami związanymi z gospodarstwami a bezrolnymi, przy czym należy zauważyć, że w obydwu grupach ludności sytuacja uległa poprawie (rys. 41 i 42).

Ludność wiejska wykazuje znaczne zróżnicowanie sytuacji zawodowej także ze względu na płeć (rys. 43 i 44), przy czym zjawisko to dotyczy zwłaszcza kształtowa-nia się wartości współczynnika aktywności zawodowej oraz wskaźnika zatrudnienia, natomiast w mniejszym stopniu stopy bezrobocia (zwłaszcza wśród ludności związanej z rolnictwem). W analizowanych latach (2002 i 2012) wartości współczynnika aktyw-ności zawodowej oraz wskaźnika zatrudnienia były wyższe wśród mężczyzn niż wśród kobiet, zarówno wśród ludności związanej z gospodarstwami, jak i wśród ludności bezrolnej, przy czym różnice te były nieco wyraźniejsze w grupie ludności bezrolnej. W 2012 roku omawiane różnice w wartości wskaźnika zatrudnienia pomiędzy kobietami i mężczyznami wynosiły 17,7 punktu procentowego wśród osób bezrolnych, wobec 16,5 punktu wśród ludności związanej z rolnictwem i w obydwu grupach były większe niż w 2002 roku (w grupie ludności bezrolnej różnica ta w 2002 roku wynosiła 13,9 punktu procentowego, a w grupie ludności związanej z gospodarstwami rolnymi 12,4 punktu procentowego). W 2012 roku stopa bezrobocia wykazywała mniejsze zróżnicowanie ze względu na płeć wśród ludności rolniczej niż bezrolnej. Bezrobocie wśród bezrolnych kobiet było bowiem o 3 punkty procentowe wyższe, a wśród kobiet związanych z go-spodarstwami rolnymi tylko o 1,6 punktu procentowego wyższe niż wśród mężczyzn. W 2002 roku również występowało niewielkie zróżnicowanie stopy bezrobocia w grupie ludności rolniczej (zaledwie 0,6 punktu procentowego), natomiast wśród bezrolnych kobiet stopa bezrobocia była wyższa o 6,1 punktu procentowego niż wśród mężczyzn.

Rys. 44. Wartości współczynników aktywności zawodowej i zatrud-nienia oraz stopa bezrobocia ludności wiejskiej rolniczej i bezrolnej w Polsce według płci w 2012 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2013 b).

92

Zaprezentowana analiza może skłaniać do sformułowania wniosku, że związek ludności wiejskiej z rolnictwem jest dodatnio skorelowany z jej zatrudnieniem, a tym samym wpływa na polepszenie jej sytuacji materialnej. Jednak, jak zauważa Frenkel (2003), większość mieszkańców wsi to osoby związane z indywidualnymi gospodar-stwami rolnymi – rolnicy i domownicy, członkowie gospodarstw domowych, w których wszyscy biorą udział w pracach związanych z rolnictwem, pomimo że nie jest to ko-nieczne ze względów technologicznych i nie jest korzystne ekonomicznie. W tej sytuacji nie mogą oni zostać sklasyfi kowani jako bezrobotni, ponieważ nie spełniają warunków kwalifi kacji do grupy bezrobotnych zarejestrowanych w urzędach pracy, a jednocześnie niemal wszyscy przepracowali jedną godzinę tygodniowo wykluczającą zaliczenie ich do populacji bezrobotnych.

Na rysunkach 45 i 46 zaprezentowano wskaźniki aktywności zawodowej ludności wiejskiej rolniczej i bezrolnej w poszczególnych województwach w latach 2002 i 200940, na rysunkach 47 i 48 – wskaźniki zatrudnienia, a na rysunkach 49 i 50 – stopę bezro-bocia. Ogólną prawidłowością jest, że wśród ludności bezrolnej zarówno współczynnik aktywności zawodowej, jak i wskaźnik zatrudnienia przyjmują wartości znacznie niższe niż w przypadku ludności związanej z rolnictwem. Dzieje się tak we wszystkich wo-jewództwach, a największe różnice w obydwu badanych latach można zaobserwować w województwach: lubelskim, podlaskim, łódzkim, świętokrzyskim i mazowieckim.

40 Dane dotyczące aktywności ekonomicznej ludności wiejskiej rolniczej i bezrolnej w po-szczególnych województwach nie są publikowane w opracowaniach kwartalnych i rocznych GUS. W związku z tym zdecydowano się wykorzystać niepublikowane, indywidualne dane surowe BAEL. Ostatnie udostępnione autorom opracowania dane indywidualne BAEL pochodziły z 2009 roku.

Rys. 45. Wartości współczynników aktywności zawodowej ludności wiej-skiej rolniczej i bezrolnej w Polsce według województw w 2002 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003).

93

Rys. 46. Wartości współczynników aktywności zawodowej ludności wiej-skiej rolniczej i bezrolnej w Polsce według województw w 2009 rokuŹródło: obliczenia własne na podstawie indywidualnych, niepublikowanych, surowych danych z badania BAEL przeprowadzonego w 2009 roku.

Rys. 47. Wartości wskaźników zatrudnienia ludności wiejskiej rolniczej i bezrolnej w Polsce według województw w 2002 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003).

94

Rys. 48. Wartości wskaźników zatrudnienia ludności wiejskiej rolniczej i bezrolnej w Polsce według województw w 2009 rokuŹródło: obliczenia własne na podstawie indywidualnych, niepublikowanych, surowych danych z badania BAEL przeprowadzonego w 2009 roku.

Rys. 49. Stopa bezrobocia ludności wiejskiej rolniczej i bezrolnej w Polsce według województw w 2002 rokuŹródło: opracowanie własne na podstawie: Aktywność ekonomiczna... (2003).

95

Równocześnie, przewaga ludności rolniczej jest wyraźniejsza w przypadku wskaźnika zatrudnienia – można przypuszczać, że na skutek oddziaływania gorszej sytuacji ludno-ści bezrolnej. Prawdopodobnie ludność bezrolna będzie ulegała dalszej dezaktywizacji zawodowej (wzrośnie przewaga ludności rolniczej również w zakresie współczynnika aktywności zawodowej). Proces dezaktywizacji zawodowej wiejskiej ludności bezrolnej będzie następował nieuchronnie, jeżeli nie powstaną nowe miejsca pracy, zlokalizo-wane na terenach wiejskich, a jednocześnie dostosowane do kwalifi kacji tejże ludności. Obserwacja otoczenia gospodarczego nie pozwala na stwierdzenie, że takie miejsca pracy powstaną w znaczącej liczbie. Bezrolna ludność wiejska pozbawiona możliwości rozwoju zawodowego będzie zatracać swój kapitał ludzki, co w sposób oczywisty bę-dzie jeszcze bardziej utrudniać podejmowanie przez nią zatrudnienia poza rolnictwem i skłaniać do wycofywania się z rynku pracy, na rzecz utrzymywania się z transferów socjalnych41.

Stopa bezrobocia wśród wiejskiej ludności bezrolnej w 2002 roku była wyższa niż wśród ludności związanej z gospodarstwami rolnymi od 1,4 razy w województwie śląskim do 4,3 razy w województwie podlaskim. W 2012 roku najmniejszą różnicę war-tości stóp bezrobocia obliczonych dla wiejskiej ludności rolniczej i bezrolnej również stwierdzono w województwie śląskim (0,8 razy), natomiast największą, sięgającą 3,4 razy, odnotowano w województwie kujawsko-pomorskim. Nie można jednoznacznie stwierdzić, że zróżnicowanie sytuacji ludności wiejskiej rolnej i bezrolnej jest powią-zane z przynależnością do województw o charakterze przemysłowym lub rolniczym.

41 Związek utraty kapitału ludzkiego z dezaktywizacją zawodową został opisany między in-nymi w pracach Kabaja (2002) oraz Burdy i Wyplosza (1995).

Rys. 50. Stopa bezrobocia ludności wiejskiej rolniczej i bezrolnej w Polsce według województw w 2009 rokuŹródło: obliczenia własne na podstawie indywidualnych, niepublikowanych, surowych danych z badania BAEL przeprowadzonego w 2009 roku.

96

Na wartości współczynnika aktywności zawodowej, zatrudnienia i bezrobocia od-działywało wiele czynników. Można przypuszczać, że większe znaczenie niż przyna-leżność do określonego województwa miał charakter dokonujących się tam przemian strukturalnych, warunkujących z jednej strony ilość uwalnianej z rolnictwa siły robo-czej, a z drugiej możliwości podejmowania pracy poza rolnictwem. Analizę utrudnia występowanie zjawiska bezrobocia ukrytego w rolnictwie indywidualnym – wskaźniki zatrudnienia, bezrobocia i bierności nie odzwierciedlają faktycznej sytuacji ludności wiejskiej, dlatego konieczne jest oszacowanie skali występowania zjawiska zatrud-nienia nieefektywnego.

3.4. Bezrobocie ukryte na wsi polskiej – próba oszacowania skali zjawiska

Procesy dostosowawcze następują na wsi polskiej od początku lat dziewięćdziesią-tych XX wieku. Borkowski (2001) wyróżnia kilka takich procesów:

• stopniową i nieodwracalną utratę przez rolnictwo dominującej pozycji jako miej-sca pracy i źródła dochodów ludności wiejskiej,

• poszukiwanie nowych źródeł rozwoju gospodarczego i społecznego wobec wy-czerpywania się tradycyjnych źródeł rozwoju,

• przenoszenie doświadczeń krajów Unii Europejskiej i wykorzystywanie ich w procesie dostosowawczym,

• najpierw przygotowanie, a później korzystanie ze środków pomocowych Unii Europejskiej.

Spośród wymienionych procesów, należy z pewną ostrożnością interpretować pierwszy, czyli utratę przez rolnictwo dominującej pozycji w strukturze źródeł utrzy-mania ludności wiejskiej. Jak podaje Poczta (1994), tendencja do zmniejszania się liczby ludności pracującej w rolnictwie jest jedną z ogólnych prawidłowości rozwoju społeczno-gospodarczego, a zmianom ilościowym towarzyszą zmiany strukturalne siły roboczej. Inaczej niż w państwach UE-15 nie należy jej jednak wiązać z przekwalifi ko-waniem ludności wiejskiej i zwiększaniem jej zatrudnienia poza rolnictwem. W okresie transformacji w Polsce zjawisko to następowało przede wszystkim na skutek dezakty-wizacji zawodowej ludności wiejskiej (Sfera społeczna... 2003).

Zwiększanie wydajności pracy jest warunkiem niezbędnym do utrzymania konku-rencyjności polskiego rolnictwa, jednak nie jest możliwe bez zmniejszenia liczby osób pracujących w rolnictwie (Poczta 1998, Poczta i Wysocki 1999, Kolarska-Bobińska i in. 2001, Poczta i Kołodziejczak 2004, Wysocki i Kołodziejczak 2007 a). Innymi słowy, aby osiągnąć wydajność pracy, a zarazem dochody z rolnictwa na poziomie państw Unii Europejskiej, należałoby zmniejszyć zatrudnienie w rolnictwie polskim do poziomu charakterystycznego dla tych państw. Istnieje wiele przesłanek, które przemawiają za przyjęciem takiego założenia. Jednak, mówiąc o zmniejszaniu zatrudnienia w rolnic-twie, należy pamiętać, że sektor ten nadal stanowi bufor dla części siły roboczej, która nie może skutecznie konkurować na pozarolniczym rynku pracy (Frenkel 1998, 2003,

97

2013, Frenkel i Rosner 2001). Istotne jest zatem udzielenie odpowiedzi na pytanie: Jaka byłaby skala wyłączenia zawodowego ludności rolniczej w przypadku istotnego (szeroko postulowanego) zmniejszenia liczby osób pracujących w rolnictwie do poziomu charak-terystycznego dla krajów Unii Europejskiej?42. W tym kontekście ważnym zagadnie-niem jest określenie przyczyn występowania, skali, struktury jakościowej i przestrzennej bezrobocia ukrytego oraz określenie możliwości zatrudnienia ludności wiejskiej poza rolnictwem. Taka analiza pozwala na zobrazowanie skali przemian na rynku pracy, jakie musiałyby zaistnieć, aby polskie rolnictwo osiągnęło efektywność pracy i dochodową (per capita) zbliżoną do państw Unii Europejskiej43. Dzięki poznaniu wielkości zasobu pracy potencjalnie uwolnionego z rolnictwa można również w przybliżeniu określić, ile miejsc pracy poza rolnictwem musiałoby powstać, aby było możliwe osiągnięcie przyjętych w badaniu wielkości udziału pracujących w rolnictwie w ogólnej liczbie pracujących w gospodarce narodowej.

Istnienie nadwyżki zatrudnienia w rolnictwie oznacza, że część osób w nim pracu-jących mogłaby zmienić miejsce pracy bez szkody dla produkcji rolniczej – ich praca nie jest efektywna, natomiast brak pozarolniczego, zarobkowego zajęcia powoduje do-datkowe obciążenia fi nansowe dla rolniczych gospodarstw domowych. Zatrudnienie nieefektywne jest określane powszechnie jako bezrobocie ukryte. Jak podaje Frenkel (2002), przez bezrobocie ukryte należy rozumieć „nadwyżki siły roboczej występu-jące wśród osób statystycznie traktowanych jako pracujące w gospodarstwie indywi-dualnym”. Bezrobocie ukryte może być aktualne44, czyli „określane w odniesieniu do obecnie istniejących warunków produkcji rolniczej (struktura obszarowa gospodarstw rolnych, poziom produkcji i mechanizacji, rozwój strefy obsługi rolnictwa, stan infra-struktury wiejskiej itp.)” oraz potencjalne (czyli mogące zaistnieć realnie w przyszłości), „warunkowane przez nadwyżki powstające w wyniku zmian produkcji rolniczej zwią-zanych z mechanizacją produkcji i postępem technologicznym oraz organizacyjnym, co z reguły prowadzi do znacznego zmniejszenia zapotrzebowania na pracę w rolnic-twie” (dzięki wprowadzaniu doskonalszych, mniej pracochłonnych technik produkcji oraz wprowadzaniu maszyn o większej wydajności) (Frenkel 2002). Należy wyjaśnić, że szacowanie bezrobocia ukrytego poza rolnictwem jest pozbawione uzasadnienia, po-nieważ w pozarolniczych działach produkcyjnych gospodarki zjawisko w zasadzie nie występuje – w wyniku trwającego od początku lat dziewięćdziesiątych XX wieku pro-cesu dostosowywania się podmiotów gospodarczych do zmieniającej się rzeczywistości

42 Średni udział pracujących w rolnictwie w ogólnej liczbie pracujących w gospodarce wynosił w 2010 roku: 5,2% dla UE-27 oraz 3,1% dla UE-15 (Agriculture In The European Union... 2011).

43 Polska znajduje się wśród krajów o relatywnie niskiej produktywności pracy w rolnictwie w porównaniu z innymi sektorami gospodarki. Poprawa dochodów rolników w ostatnich latach wiąże się nie tyle ze wzrostem wydajności pracy, ile ze wzrostem cen artykułów rolnych na świecie oraz uzyskiwaniem dopłat bezpośrednich po wejściu Polski do UE (Strzelecki 2010, za: Floriańczyk 2009).

44 Analiza bezrobocia ukrytego „aktualnego” została przeprowadzona przez Frenkla (2002) na podstawie odpowiedzi udzielonych przez ankietowanych kierowników gospodarstw, w ramach Spi-su Rolnego dokonanego w 1996 roku (zob.: Frenkel 2002, Wysocki i Kołodziejczak 2007 b). Prze-prowadzenie szacunku poziomu bezrobocia ukrytego według tego kryterium dla nowszych danych nie było możliwe, ponieważ w czasie Narodowego Spisu Powszechnego Ludności i Mieszkań oraz Powszechnego Spisu Rolnego w 2002 i 2010 roku nie przewidziano badania bezrobocia ukrytego.

98

ekonomicznej pozarolnicze działy gospodarki45 zredukowały i zrestrukturyzowały za-trudnienie dokonując sukcesywnej eliminacji niewykorzystywanych efektywnie eta-tów. Można ewentualnie pokusić się o podjęcie próby szacowania bezrobocia ukrytego w administracji publicznej, jednak wydaje się że tutaj również nastąpiło dostosowanie, z tym że w odwrotnym kierunku – zamiast redukcji liczby etatów stosownie do zadań, nastąpiło zwiększenie liczby zadań (rozbudowano procedury, zmieniono kompetencje, pojawiły się nowe instytucje i obowiązki administracji).

Występujące w Polsce wysokie bezrobocie rzeczywiste spowodowało, że część ludności, która utraciła pracę lub nie mogła znaleźć zatrudnienia poza rolnictwem, po-wróciła do swych rodzinnych gospodarstw rolnych. Jednocześnie pokolenie wchodzą-cych w wiek produkcyjny dzieci właścicieli i użytkowników tych gospodarstw, w dużej części zniechęcone bezskutecznym poszukiwaniem pracy, powracało do nich ze względu na trudności związane ze znalezieniem źródła samodzielnego utrzymania. Sytuacja ta, w połączeniu z brakiem możliwości zwiększenia produkcji rolniczej lub przekwalifi -kowania się gospodarstw na bardziej dochodowe działy produkcji, kreowała zjawisko zwiększania się liczby osób pracujących w rolnictwie, z jednoczesnym brakiem możli-wości efektywnego wykorzystania jej potencjału. Wpłynęło to niekorzystnie na kondy-cję polskiego rolnictwa, zmniejszyło konkurencyjność wytwarzania i oddziaływało na zmniejszenie dochodów przypadających na osobę w gospodarstwach rolnych. Można stwierdzić, że tradycyjny model polskiego rolnictwa indywidualnego, charakteryzujący się rozdrobnieniem gruntów, niewielką powierzchnią gospodarstwa, występującym czę-sto brakiem specjalizacji produkcji oraz zaangażowaniem znacznych zasobów pracy okazał się mało efektywny ekonomicznie, nie zapewniając ludności rolniczej dochodów zbliżonych do pracowników w działach nierolniczych. W tej sytuacji, wobec uwarun-kowanego agrotechnicznie i instytucjonalnie braku możliwości zwiększenia produkcji, należy uznać, że w zasadzie jedynym sposobem na poprawienie sytuacji ekonomicznej ludności wiejskiej jest jej zatrudnienie poza rolnictwem. Konieczne w związku z tym staje się utworzenie odpowiedniej liczby pozarolniczych miejsc pracy, odpowiadających kwalifi kacjom oraz uwzględniających społeczne i przestrzenne zróżnicowanie ludności wiejskiej (Wysocki i Kołodziejczak 2007 b, Kołodziejczak i Wysocki 2013).

W dalszej części opracowania przedstawiono szacunki skali bezrobocia ukrytego potencjalnego w rolnictwie na podstawie wyników symulacji liczby pracujących w tym dziale w ogólnej liczbie pracujących w gospodarce narodowej. Obliczenia przeprowa-dzono przyjmując, że w rolnictwie pracowałoby, w wariancie pierwszym i drugim, od-powiednio: 5% i 10% ogółu pracujących w gospodarce narodowej. Powyższe wielkości stanowiły przybliżenie do warunków występujących w państwach „starej” Unii Europej-skiej (UE-15), o różnym poziomie nakładów pracy w rolnictwie. Poziom 5% umożliwia porównanie do gospodarek: Hiszpanii (4,3%), Finlandii (4,4%) Irlandii (4,6%) i Austrii (5,2%) oraz do średniej dla UE-27 (5,2%), natomiast 10% jest wielkością zbliżoną do: Portugalii (10,5%) i Grecji (12,5%) (Agriculture in the European Union... 2011). Dla każdego z tych wariantów obliczono zmiany liczby osób pracujących ogółem, pracu-jących w rolnictwie i bezrobotnych oraz oszacowano wartości wskaźników charakte-ryzujących sytuację zawodową tych osób (wskaźnika zatrudnienia i stopy bezrobocia),

45 Trudne do oszacowania zjawisko zatrudnienia nieefektywnego występuje również w poza-produkcyjnej sferze budżetowej.

99

w warunkach przyjętych dla danego wariantu (tj. z udziałem pracujących w rolnictwie w wysokości 5% lub 10% ogółu pracujących) dla Polski oraz w przekroju województw. Dokonano także oceny zmian na rynku pracy, jakie musiałyby nastąpić po spełnieniu przyjętych założeń, w odniesieniu do stanu wyjściowego, tj. liczby pracujących i bezro-botnych oraz wartości wskaźnika zatrudnienia i stopy bezrobocia w 2010 roku.

Dane dotyczące wielkości zasobów pracujących i bezrobotnych pochodzą z pu-blikowanych przez Główny Urząd Statystyczny wyników Badania Aktywności Ekono-micznej Ludności (BAEL), natomiast dane dotyczące pracujących w gospodarstwach indywidualnych w rolnictwie zostały oszacowane przez Główny Urząd Statystyczny z wykorzystaniem metodyki Powszechnego Spisu Rolnego przeprowadzonego w 2010 roku (Raport z wyników... 2011). Obliczenia przeprowadzono na podstawie skorygo-wanych wyników badania BAEL, opublikowanych w formie elektronicznej na stronie GUS (BAEL – dane... 2012), uwzględniających rezultaty Powszechnego Spisu Rolnego, przeprowadzonego w 2010 roku.

Przystępując do symulacji przyjęto założenie, że zmniejszeniu liczby pracujących w rolnictwie nie towarzyszyłoby powstawanie pozarolniczych miejsc pracy, a ogólny zasób aktywnej siły roboczej w skali kraju pozostałby stały. Założenia te mają cha-rakter umowny, zostały przyjęte dla uzyskania syntetycznego wyniku symulacji „na dziś” i umożliwiają zobrazowanie skali zmian na rynku pracy, jakie mogą okazać się konieczne w przyszłości. Równocześnie można w przybliżeniu przyjąć, że oszacowana skala uwolnienia zasobów pracy z rolnictwa odpowiada liczbie miejsc pracy, jakie mu-siałyby powstać poza rolnictwem, aby było możliwe zmniejszenie zatrudnienia w rol-nictwie do wartości przyjętych w symulacji.

Stan wyjściowy – udział pracujących w rolnictwie na poziomie 14,8% ogólnej liczby pracujących w gospodarce narodowej

Według stanu na 31 grudnia 2010 roku w Polsce pracowało zarobkowo 15 557 tys. osób, z czego 14,8% (2305 tys. osób) pracowało w rolnictwie, natomiast bez pracy pozo-stawało 1597 tys. osób, spośród których 37% (591 tys. osób) stanowili mieszkańcy wsi. Wartość wskaźnika zatrudnienia kształtowała się na poziomie 50,2% średnio w Polsce i 50,3% na wsi. Stopa bezrobocia przyjmowała wartości, odpowiednio: 9,3% średnio w Polsce oraz 9,0% na wsi (tab. 17).

Najwięcej osób pracowało w rolnictwie w województwach: lubelskim (305 tys.), mazowieckim (295 tys.), małopolskim (270 tys.), podkarpackim (255 tys.) i wielko-polskim (201 tys.), a najmniej w lubuskim (32 tys.), zachodniopomorskim (42 tys.) i opolskim (47 tys.). Najwyższym udziałem pracujących w rolnictwie w ogólnej licz-bie pracujących charakteryzowały się województwa: podkarpackie (30,5%) i lubelskie (30,2%), następnie podlaskie (25,8%) i świętokrzyskie (24,2%), natomiast najniższym województwa: śląskie (5,4%) oraz dolnośląskie (7,2%), lubuskie (7,3%) i zachodniopo-morskie (7,4%) oraz pomorskie (7,8%).

Wartości wskaźnika zatrudnienia wskazywały pewne zróżnicowanie terytorialne, przyjmując wartości od 53,8% w województwie mazowieckim, poprzez 52,7% w wiel-kopolskim i 52,1% w łódzkim, do 46,3% w zachodniopomorskim. Na wsi sytuacja kształ-towała się podobnie, jednak można zauważyć pewne różnice związane z rolą, jaką pełni rolnictwo w gospodarce poszczególnych województw. Najwyższe wartości wskaźnika

100

zatrudnienia na wsi występowały w województwach łódzkim (54,5%) i wielkopolskim (54,1%), następnie w świętokrzyskim (53,6%), natomiast województwo mazowieckie znalazło się dopiero na czwartym miejscu (51,5%), po województwie lubelskim (52,5%). Najniższe wartości wskaźnika zatrudnienia charakteryzowały wieś w województwach: zachodniopomorskim (41,8%) i warmińsko-mazurskim (43,5%). Można zatem stwier-dzić, że obciążenia strukturalne związane z rolniczym charakterem tych województw oddziałują nadal, podobnie jak przez poprzednie dwie dekady, w sposób niekorzystny na sytuację zawodową zamieszkującej je ludności wiejskiej.

Wyraźne zróżnicowanie sytuacji pomiędzy województwami dotyczyło również war-tości stopy bezrobocia. Była ona najwyższa w województwach świętokrzyskim (11,6%) i zachodniopomorskim (11,5%), a najniższa w: mazowieckim (7,3%), wielkopolskim (8,6%), śląskim (8,8%) i opolskim (8,9%). Najwyższe bezrobocie na wsi występowało w województwach: zachodniopomorskim (14,6%), warmińsko-mazurskim (10,7%), ku-jawsko-pomorskim (10,5%) i podkarpackim (10,0%), natomiast najniższe w: podlaskim (6,9%), łódzkim (7,0%) i lubelskim (7,5%).

Tabela 17. Pracujący i bezrobotni w gospodarce narodowej oraz w rolnictwie w Polsce według województw w 2010 roku (stan wyjściowy symulacji)a

Województwa

Pra-cujący ogółem (tys.)

Pracujący w rolnic-twie (tys.)

Pracujący w rolnictwie

w ogólnej liczbie

pracujących (%)

Bezrobotni według BAEL

(tys.)

Wskaźnik zatrudnienia

według BAEL (%)

Stopa bezro-bocia według

BAEL (%)

Polska Wieś Polska Wieś Polska Wieś

Polska 15 557 2 305 14,8 1 597 591 50,2 50,3 9,3 9,0Dolnośląskie 1 150 83 7,2 130 35 48,6 48,5 10,2 9,6Kujawsko-po-morskie 768 103 13,4 90 35 48,1 46,4 10,5 10,5

Lubelskie 1 007 305 30,2 106 42 50,8 52,5 9,5 7,5Lubuskie 442 32 7,3 46 13 50,6 48,8 9,4 8,7Łódzkie 1 242 176 14,2 123 34 52,1 54,5 9,0 7,0Małopolskie 1 274 270 21,2 132 66 49,2 50,2 9,4 9,0Mazowieckie 2 306 295 12,8 182 74 53,8 51,5 7,3 8,7Opolskie 358 47 13,2 35 14 48,2 47,8 8,9 8,3Podkarpackie 837 255 30,5 100 56 49,8 51,2 10,7 10,0Podlaskie 480 124 25,8 48 13 49,3 48,1 9,1 6,9Pomorskie 792 62 7,8 85 29 51,0 49,9 9,7 9,8Śląskie 1 817 98 5,4 175 34 47,9 47,2 8,8 8,0Świętokrzyskie 609 147 24,2 80 38 50,4 53,6 11,6 9,5Warmińsko--mazurskie 549 65 11,7 61 22 48,0 43,5 10,0 10,7

Wielkopolskie 1 356 201 14,9 127 60 52,7 54,1 8,6 8,8Zachodniopo-morskie 569 42 7,4 74 27 46,3 41,8 11,5 14,6

a Pracujący, bezrobotni, wskaźnik zatrudnienia, stopa bezrobocia – stan w dniu 31 grudnia; pracujący w rolnic-twie – stan w dniu 30 czerwca.Źródło: opracowanie własne na podstawie BAEL... (2012).

101

W jedenastu województwach stopa bezrobocia średnio w województwie była wyższa niż na wsi. Odmiennie kształtowała się sytuacja w województwach: kujaw-sko-pomorskim (równa średniej dla województwa), mazowieckim, pomorskim, war-mińsko-mazurskim, wielkopolskim i zachodniopomorskim. Z wyjątkiem województwa mazowieckiego, są to województwa, w których likwidacja państwowych gospodarstw rolnych wywołała najbardziej odczuwalne skutki na rynku pracy, co w połączeniu z niedostatecznie szybkim rozwojem przemysłu i usług spowodowało długookresowe utrwalenie bezrobocia na wysokim poziomie (Socha i Sztanderska 2002). Dane zawarte w tabeli 17 należy traktować jako charakterystykę stanu wyjściowego do symulacji przeprowadzonej i zaprezentowanej w dalszej części rozważań.

Wariant 1 – udział pracujących w rolnictwie na poziomie 5% ogólnej liczby pracujących w stanie wyjściowym

Przyjęto założenie, że w rolnictwie polskim pracowałoby 5% ogółu pracujących w gospodarce narodowej, a więc nieznacznie mniej niż średnio w państwach „starej” UE-15. Realizacja tego wariantu spowodowałaby znaczące pogorszenie sytuacji na rynku pracy (tab. 18). Ogółem, w skali kraju, pracy w rolnictwie musiałoby zaprze-stać 1528 tys. osób, najwięcej w województwach: lubelskim (254 tys.), podkarpackim (213 tys.) i małopolskim (206 tys.), a najmniej w: śląskim (7 tys.), lubuskim (10 tys.) i zachodniopomorskim (14 tys.). Ponieważ w założeniu symulacji osoby zaprzestające pracy w rolnictwie nie znajdują jej w działach pozarolniczych, wielkość zasobu bezro-botnych zwiększa się proporcjonalnie, osiągając najwyższy poziom w województwach: mazowieckim (362 tys. osób), lubelskim (360 tys. osób), małopolskim (338 tys. osób) i podkarpackim (313 tys.).

Wartość wskaźnika zatrudnienia zmniejszyłaby się do poziomu 45,3% średnio w kraju, przy czym najwyższe wartości wskaźnik ten osiągnąłby w województwach: ma-zowieckim, pomorskim (po 49,6%) i lubuskim (49,4%), natomiast najniższe (niemożliwe do zaakceptowania) w województwach: podkarpackim (37,1%), lubelskim (38,0%), pod-laskim (39,0%) i świętokrzyskim (40,7%). Najwyższe wartości stopy bezrobocia zosta-łyby zarejestrowane w województwach: podkarpackim (33,5%) i lubelskim (32,4%) oraz świętokrzyskim (28,6%) i podlaskim (28,0%). We wszystkich pozostałych województwach (z wyjątkiem śląskiego), stopa bezrobocia również przyjmowałaby wartości dwucyfrowe. Zróżnicowanie wartości wskaźnika zatrudnienia i stopy bezrobocia wynika z różnic do-tyczących udziału pracujących w rolnictwie w ogólnej liczbie pracujących w gospodarce narodowej w stanie wyjściowym, a – w konsekwencji – z różnej liczby ludności „uwol-nionej” z rolnictwa w poszczególnych województwach.

Należy stwierdzić, że zmniejszenie udziału pracujących w rolnictwie do poziomu 5% jest niemożliwe bez jednoczesnego utworzenia odpowiedniej liczby pozarolniczych miejsc pracy. Zwiększanie liczby miejsc pracy w gospodarce narodowej jest problemem trudnym i silnie powiązanym z kondycją gospodarki. Czynnikiem, który długookresowo może oddziaływać pozytywnie na możliwości zmniejszenia liczby osób zatrudnionych w rolnictwie jest zmniejszenie napływu absolwentów na rynek pracy, który był bardzo silny przez poprzednie dwudziestolecie (Kabaj 2003). Wydaje się więc, że zmniejszenie liczby pracujących w rolnictwie do poziomu 5% jest możliwe w czasie kilku dziesięcio-leci, pod warunkiem jednoczesnego oddziaływania ujemnego (lub zbliżonego do zera)

102

wzrostu demografi cznego46 i (proporcjonalnego do liczby uwalnianej z rolnictwa lud-ności) tworzenia miejsc pracy poza rolnictwem (determinowanego głównie przez tempo wzrostu gospodarczego) oraz podejmowanie pracy za granicą (Kołodziejczak i Wysocki 2012 b). Proces zmniejszania się liczby ludności, związany z utrzymującym się ujemnym przyrostem naturalnym, jest w skali kraju zjawiskiem negatywnym, powodującym obcią-żenie systemu ubezpieczeń społecznych i budżetu. Jednak ze względu na zmniejszanie się napływu absolwentów na rynek pracy, przez pewien czas może zaistnieć sytuacja, w której zapotrzebowanie na pracowników w działach pozarolniczych będzie równowa-żone poprzez odpływ do tych działów ludności rolniczej.

46 Nie oznacza to postulatu utrzymywania ujemnego lub zerowego wzrostu demografi cznego, a jedynie spostrzeżenie, że warunki demografi czne mogą mieć pewien wpływ na ograniczanie liczby osób pracujących w rolnictwie. W latach 2001-2010 liczba ludności Polski zmniejszyła się o 0,14%, przy czym tendencja spadkowa w skali kraju jest powodowana przez sytuację występującą w mia-stach, w których ubytek ludności wynosił przeciętnie 1,71%, podczas gdy na wsi nastąpił przyrost liczby ludności (2,41%) (Sytuacja demografi czna... 2011). Według Strzeleckiego (2010), populacja Polski w latach 2010-2035 zmniejszy się o 1635 tys. osób (–4,3%). Na zmianę całkowitej liczby ludności złoży się zmniejszenie się o 2020 tys. liczby dzieci w wieku do 17 lat (–6,4%), zmniejszenie się populacji w wieku produkcyjnym (18-64 lat) o 3150 tys. (–12,4%) oraz wzrost liczby ludności w wieku emerytalnym (65 lat i więcej) o 3535 tys. (wzrost o 69,1%).

Tabela 18. Charakterystyka zasobów siły roboczej w Polsce i według województw (zakładając, że udział pracujących w rolnictwie wyniósłby 5% ogólnej liczby pracujących w stanie wyjściowym)

WojewództwaPracujący ogółem (tys.)

Pracujący w rolnic-

twie (tys.)

Zasoby pracy uwol-nione z rol-

nictwa (tys. osób)

Bezrobotni ogółem (tys.)

Wskaźnik zatrudnienia

(%)

Stopa bezrobocia

(%)

Polska 14 029 778 1 528 3 125 45,3 18,2Dolnośląskie 1 124 58 26 156 47,6 12,2Kujawsko-pomorskie 703 38 65 155 44,0 18,0Lubelskie 753 50 254 360 38,0 32,4Lubuskie 432 22 10 56 49,4 11,5Łódzkie 1 128 62 114 237 47,3 17,4Małopolskie 1 068 64 206 338 41,2 24,1Mazowieckie 2 126 115 180 362 49,6 14,5Opolskie 329 18 29 64 44,2 16,4Podkarpackie 624 42 213 313 37,1 33,5Podlaskie 380 24 100 148 39,0 28,0Pomorskie 770 40 22 107 49,6 12,2Śląskie 1 810 91 7 182 47,7 9,1Świętokrzyskie 492 30 117 197 40,7 28,6Warmińsko-mazurskie 512 27 37 98 44,8 16,1Wielkopolskie 1 222 68 134 261 47,5 17,6Zachodniopomorskie 555 28 14 88 45,2 13,7

Źródło: obliczenia własne na podstawie danych zawartych w tabeli 17.

103

Wariant 2 – udział pracujących w rolnictwie na poziomie 10% ogólnej liczby pracujących w stanie wyjściowym

W wariancie 2 przyjęto założenie (tab. 19), że udział pracujących w rolnictwie kształtowałby się na poziomie 10% ogółu ludności pracującej we wszystkich działach gospodarki. Przy takim założeniu, z rolnictwa zostałoby uwolnione w skali kraju 750 tys. osób. Wskaźnik zatrudnienia przyjmowałby średnio w kraju wartość 47,8%, nato-miast stopa bezrobocia wynosiłaby 13,7%. Najwyższymi wartościami wskaźnika zatrud-nienia charakteryzowałyby się województwa mazowieckie (52,3%) i lubuskie (52%), a najniższymi – województwa podkarpackie (39,6%) i lubelskie (40,5%). Podobnie jak w wariancie 1, najwyższe bezrobocie wystąpiłoby w województwach podkarpackim (29%) i lubelskim (27,8%), natomiast najniższe w śląskim (4,6%). Ze względu na to, że w stanie wyjściowym udział pracujących w rolnictwie w niektórych województwach był niższy niż przyjęte w symulacji 10% (wartości ujemne dotyczące uwolnionych z rolnic-twa zasobów pracy w kolumnie czwartej), w województwach: dolnośląskim, lubuskim, pomorskim, śląskim i zachodniopomorskim realizacja wariantu 10% oznaczałaby teo-retycznie zwiększenie zatrudnienia w rolnictwie (stopa bezrobocia uległaby obniżeniu). Oczywiście, nie oznacza to postulatu rzeczywistego zwiększania zatrudnienia w rolnic-twie w tych województwach.

Tabela 19. Charakterystyka zasobów siły roboczej w Polsce i według województw (z założe-niem, że udział pracujących w rolnictwie wyniósłby 10% ogólnej liczby pracujących w stanie wyjściowym)

WojewództwaPracujący ogółem (tys.)

Pracujący w rolnic-

twie (tys.)

Zasoby pracy uwol-nione z rol-

nictwa (tys. osób)

Bezrobotni ogółem (tys.)

Wskaźnik zatrudnienia

(%)

Stopa bezrobocia

(%)

Polska 14 807 1 556 750 2 347 47,8 13,7Dolnośląskie 1 182 115 –32 98 50,0 7,7Kujawsko-pomorskie 742 77 26 116 46,4 13,5Lubelskie 803 101 204 310 40,5 27,8Lubuskie 454 44 –12 34 52,0 6,9Łódzkie 1 190 124 52 175 49,9 12,8Małopolskie 1 131 127 143 275 43,7 19,5Mazowieckie 2 241 231 65 247 52,3 9,9Opolskie 347 36 11 46 46,6 11,8Podkarpackie 665 84 172 272 39,6 29,0Podlaskie 404 48 76 124 41,5 23,4Pomorskie 810 79 -18 67 52,1 7,7Śląskie 1 901 182 -84 91 50,1 4,6Świętokrzyskie 523 61 86 166 43,2 24,2Warmińsko-mazurskie 539 55 10 71 47,2 11,6Wielkopolskie 1 290 136 66 193 50,1 13,0Zachodniopomorskie 584 57 -15 59 47,5 9,2

Źródło: obliczenia własne na podstawie danych zawartych w tabeli 17.

104

Realizacja wariantu zakładającego zmniejszenie udziału pracujących w rolnic-twie do poziomu 10% ogółu pracujących w gospodarce narodowej (w stanie wyjścio-wym) spowodowałaby mniej dotkliwe obniżenie się wartości wskaźników zatrudnienia i zwiększenie poziomu bezrobocia niż z udziałem pracujących w rolnictwie wynoszącym 5%, jednak w skali kraju wartości tych wskaźników pozostawałyby nadal na pozio-mie niemożliwym do zaakceptowania. Należy stwierdzić, że w obecnych warunkach gospodarczych i społecznych szybka realizacja wariantu „10%” jest niemożliwa, nato-miast w dłuższym okresie, można osiągnąć taki poziom zatrudnienia, pod warunkiem utrzymywania ujemnego (niekorzystnego dla gospodarki narodowej i fi nansów państwa) wzrostu demografi cznego i proporcjonalnego do potrzeb tworzenia miejsc pracy poza rolnictwem. Pewne znaczenie dla powodzenia procesu zmniejszania liczby pracujących w rolnictwie może mieć podejmowanie przez ludność rolniczą pracy za granicą (Pere-peczko 2008).

Badania pozwalają stwierdzić, że na aktywność ekonomiczną ludności wiejskiej silnie oddziałuje jej związek z gospodarstwem rolnym. Ludność zamieszkująca w go-spodarstwach domowych z właścicielem lub użytkownikiem gospodarstwa rolnego charakteryzuje się znacznie wyższymi wartościami współczynnika aktywności zawodo-wej i wskaźnika zatrudnienia oraz wyraźnie niższą stopą bezrobocia niż zamieszkujący wiejskie gospodarstwa domowe bezrolne. Sytuacja zawodowa mieszkańców wsi jest złożona. Na skutek braku możliwości podjęcia przez ludność rolniczą pracy poza rol-nictwem i występującej jednocześnie bariery dochodowej, związanej z wyczerpaniem szans na znaczące zwiększenie dochodowości gospodarstw rolnych, pojawia się bez-robocie ukryte. Ludność bezrolna zamieszkująca na wsi jest pozbawiona możliwości „ukrycia” bezrobocia poprzez pracę w rolnictwie. Ponieważ w większości przypadków nie znajduje zatrudnienia pozarolniczego, problem braku pracy dotyka ją najbardziej. W sytuacji, kiedy bezrobocie ma charakter długookresowy, ludność ta ulega dezakty-wizacji zawodowej.

Bezrobocie ukryte w rolnictwie jest zjawiskiem powszechnym w skali kraju. Nie wydaje się możliwe, aby w najbliższej przyszłości nastąpiło wyraźne zmniejszenie udziału zatrudnionych w rolnictwie w ogólnej liczbie zatrudnionych w gospodarce na-rodowej. Symulacja wykazała, że zmniejszenie zatrudnienia w rolnictwie do poziomu charakterystycznego dla państw Unii Europejskiej, bez równoczesnego odpowiednio wysokiego przyrostu liczby pozarolniczych miejsc pracy, spowodowałoby znaczące po-gorszenie sytuacji na rynku pracy, wyrażające się zwiększeniem stopy bezrobocia oraz zmniejszeniem wartości wskaźnika zatrudnienia.

Chociaż bezrobocie ukryte w rolnictwie jest problemem, który dotyczy całego kraju, jednak jest to zjawisko zróżnicowane terytorialnie. W województwach typowo rolni-czych, realizacja założeń symulacji spowodowałaby załamanie na rynku pracy (najgorsza sytuacja wystąpiłaby w województwie podkarpackim). Wartości te są nie do przyjęcia ze względu na nieuniknione powiększenie obszarów biedy oraz wykluczenia zawodo-wego i społecznego, dlatego należy stwierdzić, że jakiekolwiek zmniejszenie nakładów pracy w rolnictwie jest uwarunkowane przede wszystkim możliwościami pozarolniczego zatrudnienia uwalnianej z rolnictwa siły roboczej. Ponieważ budżetu państwa nie stać na stworzenie systemu osłon socjalnych i utrzymywanie w dłuższym okresie osób od-chodzących z rolnictwa, jedyną szansą na zmniejszenie wielkości zasobów pracy zwią-zanych z rolnictwem jest wzrost gospodarczy, w wyniku którego mogą powstać nowe, pozarolnicze miejsca pracy. Ponadto, ze względu na zaszłości o charakterze społecznym

105

i strukturalnym, wydaje się, że konieczne jest, aby te miejsca pracy powstawały na terenach wiejskich47.

Długookresowo, proces ograniczania rozmiarów bezrobocia ukrytego może zostać przyspieszony poprzez zmniejszanie napływu absolwentów na rynek pracy, związane z występującym ujemnym wzrostem demografi cznym. Może również zaistnieć sytu-acja, w której zapotrzebowanie na pracowników w działach pozarolniczych będzie rów-noważone poprzez odpływ do tych działów ludności rolniczej. Pewne znaczenie dla powodzenia procesu zmniejszania liczby pracujących w rolnictwie może mieć także podejmowanie przez ludność rolniczą pracy za granicą.

Niewykorzystywane zasoby pracy nie uczestniczą w wytwarzaniu produktu krajo-wego oraz stopniowo pogarsza się ich jakość. Ponieważ, zgodnie z założeniami funk-cji produkcji, niewykorzystane zasoby pracy wpływają na zmniejszenie tempa wzrostu gospodarczego (Solow 1970), niekorzystne tendencje na wiejskim (i nie tylko) rynku pracy są stopniowo umacniane. Niższy wzrost gospodarczy implikuje zwykle niż-sze zapotrzebowanie na pracę (Burda i Wyplosz 1995). Ludność nie utrzymująca się z pracy stanowi ekonomiczne obciążenie dla utrzymujących ją osób oraz/lub budżetu państwa, a to skutkuje koniecznością utrzymywania podatków i opłat na ubezpiecze-nia społeczne na wyższym poziomie. Nadmierne obciążenie przedsiębiorstw z tytułu podatków i opłat obniża ich skłonność do zatrudniania większej liczby pracowników. W takiej sytuacji fi rmy dążą raczej do zwiększania ilości wykonywanej pracy poprzez wydłużanie czasu pracy poszczególnych pracowników (często ponad dopuszczalne pra-wem normy) – w wyniku takich działań ilość wykonanej pracy przez pracowników ulega zwykle zwiększeniu, jednak pogarsza się jej jakość i wydajność (Kabaj 2003), natomiast występujący wzrost gospodarczy ma charakter w przeważającej części bezza-trudnieniowy (Tyrowicz 2011). Wymienione czynniki oddziałują niekorzystnie na jakość życia ludności, budżety gospodarstw domowych oraz budżet państwa (Kołodko 2013). Należy zatem stwierdzić, że dążenie do możliwie pełnego wykorzystania zasobów pracy powinno być jednym z głównych celów polityki gospodarczej i należy je traktować co najmniej równorzędnie w stosunku do zachowania równowagi budżetu oraz utrzymania założonego poziomu infl acji.

47 Szans na poprawę sytuacji można upatrywać również w alternatywnych źródłach pozyski-wania dochodów przez ludność wiejską, związanych z przyrodniczymi i kulturowymi walorami obszarów wiejskich (np. agroturystyka, produkty lokalne). Istotne znaczenie może mieć również zmiana prawodawstwa dotyczącego produkcji i dystrybucji paliw produkowanych na bazie kompo-nentów roślinnych. Ze względu na wzrastające ceny paliw tradycyjnych oraz znaczne zasoby ziemi i niewykorzystane rezerwy jej wydajności, produkcja na szeroką skalę paliw, np. na bazie rzepaku (biodiesel) lub ziemniaków (etanol), może stwarzać szanse z jednej strony na poprawę sytuacji ekonomicznej ludności wiejskiej, z drugiej – na częściowe uniezależnienie gospodarki narodowej od importu nieodnawialnych źródeł energii.

106

4. PRZEPŁYWY NA RYNKU PRACY I BEZROBOCIE RÓWNOWAGI

4.1. Metoda przepływów na rynku pracy i szacowanie bezrobocia równowagi

4.1.1. Metoda przepływów na rynku pracy (IOA)

Siła robocza podlega nieustannym, dynamicznym przemianom jej wewnętrznej struktury oraz przepływom pomiędzy trzema podstawowymi, możliwymi stanami aktyw-ności ekonomicznej: zatrudnieniem (E), bezrobociem (U) oraz biernością zawodową (N) (rys. 9), co odpowiada zmianom pozycji poszczególnych osób na rynku pracy. Jednym z możliwych sposobów badania tych zmian i ich determinantów jest zastosowanie me-tody przepływów na rynku pracy (Infl ow-Outfl ow Analysis – IOA). Metoda ta opiera się na założeniu, że analiza zmian pozycji jednostek na rynku pracy w przeszłości pozwala przewidywać różnicowanie się ich pozycji na tym rynku w przyszłości (czyli możliwości pozostania w określonym stanie lub jego zmiany). W konsekwencji, poznanie struktury przepływów pomiędzy poszczególnymi stanami aktywności ekonomicznej umożliwia wnioskowanie o możliwościach podjęcia (utrzymania) zatrudnienia, zagrożeniu bezrobo-ciem lub skłonności do dezaktywizacji zawodowej w grupach ludności wyodrębnionych ze względu na wybrane cechy (Socha i Sztanderska, 2002). Ponieważ napływy (Iu) i od-pływy (Ou) z bezrobocia w stanie ustabilizowanym są równe, stopę bezrobocia można wyrazić w formie iloczynu stopy napływów do bezrobocia w sile roboczej i długości pozostawania w bezrobociu (Socha i Sztanderska 2002). Dzięki temu, możliwe jest zdefi niowanie oraz obliczenie:

• stopy napływów do bezrobocia w sile roboczej jako:

iu = U +Iu

Egdzie:

iu – stopa napływów do bezrobocia w sile roboczej,Iu – napływy do bezrobocia,U – liczba bezrobotnych,E – liczba pracujących;

107

• stopy odpływów z bezrobocia jako:

ou = OU

u

gdzie:ou – stopa odpływów z bezrobocia,Ou – odpływy z bezrobocia,U – liczba bezrobotnych;

• przeciętnej długości trwania bezrobocia:

DUu = 1ou

gdzie:DU

u – przeciętne trwanie bezrobocia w badanej populacji,ou – stopa odpływów z bezrobocia.

Analiza wartości tych wskaźników oraz ich zmian w czasie pozwala między innymi na określenie płynności siły roboczej. Im wyższe są wartości stóp przepływów, tym większa płynność (mobilność) ludności aktywnej ekonomicznie. Niskie stopy przepły-wów wskazują na istotne znaczenie czynników o charakterze strukturalnym dla kształ-towania się sytuacji na rynku pracy. Zwiększanie się wartości stóp przepływów, zwykle wskazuje na zmniejszanie się znaczenia czynników strukturalnych (jednak nie świadczy o tym wprost, bowiem czynniki strukturalne mogą także powodować w niektórych przy-padkach zwiększenie wartości stóp przepływów). Ważna jest również analiza długości trwania bezrobocia w poszczególnych grupach ludności i jego zmian w czasie. Jak podają Socha i Sztanderska (2002), jeżeli przemiany na rynku pracy następujące w kolejnych latach prowadzą do skracania okresu trwania bezrobocia i do zmniejszania rozpiętości jego poziomu (a więc różnicy pomiędzy najniższymi a najwyższymi wartościami stopy bezrobocia) na poszczególnych mikrorynkach pracy, to można przypuszczać, że istotne znaczenie dla kształtowania się poziomu bezrobocia mają czynniki o charakterze ko-niunkturalnym. Jeżeli następuje zjawisko odwrotne, można wnioskować, że decydujące znaczenie mają czynniki o charakterze strukturalno-instytucjonalnym. W badaniu wzięto pod uwagę przepływy brutto48. Dostarczają one między innymi informacji o tym, jak zmieniała się pozycja na rynku pracy osób już zatrudnionych (insiders) w stosunku do osób pozostających bez pracy (outsiders). Im silniejsza pozycja insiders, tym trudniejsze jest podjęcie pracy przez outsiders. Silna pozycja insiders jest czynnikiem wpływającym na umacnianie się strukturalnych niedopasowań na rynku pracy (zwiększanie się udziału bezrobocia strukturalnego w rzeczywistym) (Kwiatkowski 2002 b).

Jedno z pierwszych badań z wykorzystaniem metody IOA zostało przeprowadzone przez Sochę i Sztanderską (2002), dla danych z Badania Aktywności Ekonomicznej Ludności Polski (BAEL), pochodzących z lat 1992-1998. Dokonali oni dekompozy-cji zjawiska bezrobocia na część cykliczną i strukturalną oraz scharakteryzowali jego zróżnicowanie, stosując między innymi metodę przepływów na rynku pracy (IOA).

48 Napływy/odpływy brutto są to napływy/odpływy do poszczególnych stanów aktywności ekonomicznej, które nie zostały pomniejszone o wielkość przepływu w kierunku odwrotnym (a więc łączne napływy/odpływy do/z zatrudnienia, bezrobocia lub stanu bierności zawodowej).

108

Stwierdzili, że bezrobocie w Polsce w tym okresie miało charakter przede wszystkim strukturalny.

Ponieważ wyniki uzyskane dla okresu, jaki przyjęli Socha i Sztanderska oraz inni badacze49, mają obecnie charakter historyczny, celowe było przeprowadzenie badania dla bardziej aktualnych danych. W związku z powyższym, podjęto próbę określenia charakteru bezrobocia występującego w Polsce w latach 2002-2009. Równocześnie zastosowano inne, w stosunku do badań Sochy i Sztanderskiej (2002), podejścia do zagadnienia pozyskiwania danych wejściowych do obliczeń. W badaniu przeprowadzo-nym metodą IOA przez Sochę i Sztanderską (2002) wzięto pod uwagę zmiany stanu aktywności ekonomicznej ludności (zatrudnienia, bezrobocia lub bierności zawodowej), identyfi kowane na podstawie obiektywnych kryteriów klasyfi kacji stanu aktywności eko-nomicznej, dokonywanej przez GUS w ramach badania BAEL, ponieważ, aby obliczyć wartości wskaźników wykorzystywanych w metodzie IOA jest konieczna informacja, w którym ze stanów aktywności ekonomicznej znajdowała się każda z badanych osób w dwóch momentach. W zakresie dotyczącym polskiej ludności aktywnej ekonomicz-nie taką informację można uzyskać na podstawie indywidualnych danych BAEL. Ze względu na rotacyjny charakter badania BAEL i konstrukcję ankiety wykorzystywanej w tym badaniu zmiana stanu aktywności ekonomicznej jednostek była obserwowana przez Sochę i Sztanderską (2002) w panelach – parach kwartałów, w których spośród ca-łej próby BAEL wzięto pod uwagę tylko te jednostki, które były ankietowane w obydwu kwartałach danej pary (np. 1 i 2 kwartał 1997 roku, następnie 2 i 3 kwartał 1997 roku, 3 i 4 kwartał 1997 roku, 4 kwartał 1997 roku i 1 kwartał 1998 roku itd.). W badaniu zaprezentowanym w rozdziale wprowadzono natomiast dwa zestawy danych wejścio-wych do obliczeń: pierwszy, w którym identyfi kacja stanu aktywności ekonomicznej poszczególnych osób ankietowanych w ramach BAEL, podobnie jak w badaniach Sochy i Sztanderskiej (2002), odbywała się na podstawie kryteriów zgodnych z przyjętą przez GUS metodyką BAEL, a także drugi, gdyż konieczne było stworzenie paneli składają-cych się z osób, które były ankietowane co najmniej w dwóch kwartałach50.

W 2006 roku do ankiety BAEL dodano nowe pytania. Dzięki temu respondenci uczestniczący w BAEL mogli samodzielnie identyfi kować swój stan aktywności eko-nomicznej, co umożliwiło badanie jego zmian nie tylko na podstawie klasyfi kacji poszczególnych osób dokonanej przez GUS (podejście „obiektywne”), lecz także na podstawie subiektywnej oceny respondentów dotyczącej ich stanu aktywności eko-nomicznej (podejście „subiektywne”). W związku z tym, dla lat 2006-2009 badanie zostało przeprowadzone również na podstawie zestawu danych obejmującego subiek-tywne odpowiedzi wszystkich respondentów ankiety BAEL, ze wszystkich 16 kwarta-łów okresu obejmującego lata 2006-2009, na pytania: „Jak Pan(i) ocenia swoją obecną sytuację na rynku pracy?” oraz: „Jaka była Pana(i) sytuacja rok temu?”. W badaniu

49 Próby identyfi kacji charakteru bezrobocia występującego w Polsce na podstawie analizy zmiennych związanych ze zjawiskami ekonomicznymi dokonywali również inni autorzy, m.in. Góra i Walewski (2002), przy czym stosowano również inne metody badawcze, w tym oparte na koncepcji bezrobocia równowagi NAIRU (poziom bezrobocia nie powodujący przyspieszenia wzrostu cen) i NAWRU (poziom bezrobocia nie powodujący wzrostu płac) (Kwiatkowski 2002 a, b).

50 Do obliczeń dotyczących okresu obejmującego lata 2002-2009 roku przyjęto następujący schemat budowy paneli: I i II kwartał, II i III kwartał, III i IV kwartał, IV kwartał i I kwartał kolej-nego roku (zob. rozdział 1.3).

109

BAEL przeprowadzonym w 2006 roku została przy tym zawarta informacja o sytuacji zawodowej respondentów w 2005 i 2006 roku, w badaniu z 2007 roku – o sytuacji w la-tach 2006 i 2007, w 2008 roku – w latach 2007 i 2008, a w 2009 roku – w latach 2008 i 2009. Na pytania dotyczące sytuacji zawodowej w momencie badania i rok wcześniej respondenci mogli udzielić następujących odpowiedzi: praca, bezrobocie oraz nauka/szkolenie, emerytura, wcześniejsza emerytura, niepełnosprawność, obowiązki rodzinne, inna forma bierności zawodowej. Osoby, które udzieliły odpowiedzi „praca”, zostały zakwalifi kowane do grupy pracujących, respondenci, którzy określili swoją sytuację za-wodową jako „bezrobotni”, zostali przyporządkowani do grupy bezrobotnych, natomiast wszyscy, którzy udzielili innych odpowiedzi, zostali zaliczeni do biernych zawodowo. Ze względu na przyjęte podejście do pozyskiwania informacji o zmianach stanu aktyw-ności ekonomicznej ludności, otrzymane wyniki mogą różnić się od wyników badań opartych na obiektywnej klasyfi kacji poszczególnych osób do grupy pracujących, bez-robotnych lub biernych zawodowo według metodyki GUS stosowanej w badaniu BAEL (Socha i Sztanderska 2002, Wysocki i Kołodziejczak 2007 a), ponieważ nie zostały uwzględnione ofi cjalne, zgodne z metodyką BAEL, kryteria, a jedynie subiektywna ocena respondentów samodzielnie identyfi kujących swój stan aktywności ekonomicznej. Prawdopodobnie ta subiektywna ocena sytuacji zawodowej była w wielu przypadkach inna niż wynikałoby to z obiektywnych kryteriów klasyfi kacji BAEL. Można rozważyć, który ze sposobów identyfi kacji jest bardziej trafny – w przypadku ofi cjalnych kryteriów BAEL wątpliwości może budzić zwłaszcza klasyfi kacja respondentów do grupy pracują-cych wtedy, gdy w tygodniu badania przepracowali zaledwie jedną godzinę (Aktywność ekonomiczna... 2013 a). Na korzyść obliczeń na podstawie samodzielnej, subiektywnej klasyfi kacji stanu aktywności ekonomicznej dokonywanej przez respondentów BAEL przemawia możliwość uwzględnienia wszystkich osób objętych badaniem BAEL, pod-czas gdy badanie w wyodrębnionych panelach, na podstawie klasyfi kacji stanu ekono-micznego zgodnego z defi nicjami GUS, wymaga odnalezienia tych osób, które były uwzględnione w co najmniej dwóch kolejnych kwartałach badania, co ogranicza li-czebność badanej zbiorowości do około 30% stanu wyjściowego. Ponadto, ze względu na konstrukcję ankiety BAEL, podejście „subiektywne” ułatwia analizę przepływów rocznych (pytania zadawane respondentowi dotyczyły jego sytuacji w momencie badania i rok wcześniej), a więc analizowane zmiany stanu aktywności ekonomicznej są w pe-wien sposób „oczyszczone” z wpływu czynników frykcyjnych, związanych z opóźnie-niami czasowymi alokacji siły roboczej), podczas gdy w badaniu na podstawie danych zgodnych z klasyfi kacją stanu aktywności ekonomicznej prowadzoną przez GUS, były analizowane przepływy kwartalne, na które te czynniki silnie oddziałują51. Możliwe jest również badanie przepływów rocznych na podstawie danych „obiektywnych”, jednak ze względu na schemat doboru respondentów do ankiety BAEL powoduje to drastyczne ograniczenie liczby tworzonych paneli, a w konsekwencji brak wiarygodności wyników obliczeń innych niż prowadzonych łącznie dla całego panelu (brak możliwości dekom-pozycji zjawiska na czynniki mające znaczenie ekonomiczne).

51 Na korzyść obliczeń prowadzonych na podstawie przepływów kwartalnych przemawia moż-liwość przeprowadzenia analizy krótkookresowych zmian stanów aktywności ekonomicznej (Socha i Sztanderska 2002).

110

4.1.2. Metody szacowania poziomu bezrobocia równowagi

Bezrobocie równowagi można szacować metodami, których założenia zostały oparte na teorii krzywej Philipsa lub na hipotezie racjonalnych oczekiwań i neutralno-ści pieniądza (Socha i Sztanderska 2002), a więc NAIRU (Non-Accelerating Infl ation Rate of Unemployment – stopa bezrobocia nie powodująca przyspieszenia wzrostu cen) i NAWRU (Non-Accelerating Wage Rate of Unemployment – stopa bezrobocia nie powodująca przyspieszenia wzrostu płac)52. Modele stosowane w tych metodach wykorzystują zmienne rynkowe (m.in. wskaźnik infl acji, wydajność pracy, stopy pro-centowe i inne; Socha i Wojciechowski 2004). Poprawność szacunków dokonywanych z ich użyciem jest uwarunkowana między innymi przez dokładność danych o pła-cach oraz infl acji, przyjęte założenia dotyczące oczekiwań i zachowań pracowników oraz niepewność co do wyboru właściwego modelu ekonometrycznego i zmiennych w równaniu infl acji (Socha i Sztanderska 2002). Zastosowanie tych modeli jest zwy-kle ograniczone do danych agregatowych, ponieważ przeprowadzenie wiarygodnych szacunków NAIRU lub NAWRU dla grup ludności wyodrębnionych na podstawie wybranych cech jakościowych jest trudne. Szacunki NAIRU mogą być prowadzone również na podstawie modeli opartych na założeniach krzywej Beveridge’a (odwrot-nej zależności między bezrobociem i liczbą wolnych miejsc pracy). Inne podejście polega na estymacji poziomu NAIRCU (Non Accelerating Infl ation Rate of Capacity Utilization – stopa bezrobocia nie powodująca przyspieszenia wzrostu cen z uwzględ-nieniem zdolności wytwórczych na poziomie produktu potencjalnego), z zastoso-waniem prawa Okuna, jednak ze względu na trudności z określeniem estymatorów (zwłaszcza stopnia wykorzystania kapitału) ta metoda jest rzadko stosowana (Socha i Sztanderska 2002).

Bezrobocie równowagi można również szacować na podstawie analizy wielkości i struktury przepływów między stanami aktywności ekonomicznej ludności (zatrudnie-niem, bezrobociem i biernością zawodową). Przyjmuje się, że bezrobocie równowagi występuje wówczas, kiedy napływy i odpływy do innych stanów aktywności ekonomicz-nej są równe. Jak podają Socha i Sztanderska (2002), do najważniejszych spośród metod wykorzystujących to założenie należą: metoda zaprezentowana w raporcie The Center for Economics Policy Research (CEPR) (Unemployment... 1995), metoda przedstawiona przez Gärtnera (1997) oraz metoda opracowana przez Darby’ego i in. (1985).

Każde z opisanych podejść wymaga innego rozumienia bezrobocia naturalnego (równowagi). Metody obliczania NAIRU, NAWRU i NAIRCU akcentują wpływ zmien-nych rynkowych, zwłaszcza cen, płac i wydajności na kształtowanie się poziomu bezro-bocia. Metody oparte na przepływach ludności między stanami aktywności ekonomicznej pozwalają na uwzględnienie cech siły roboczej i obliczenie bezrobocia strukturalnego w dowolnych przekrojach, ograniczonych jedynie dostępnością danych i wielkością próby (Socha i Sztanderska 2002).

Na podstawie danych BAEL określono wielkości i stopy przepływów pomiędzy poszczególnymi stanami aktywności ekonomicznej ludności w latach 2006-2009. Dzięki

52 Defi nicje i szersze omówienie problematyki NAIRU i NAWRU zamieszczono w rozdzia-le 2.3.

111

poznaniu wielkości i struktury przepływów możliwe stało się zastosowanie metody sza-cowania bezrobocia równowagi opracowanej przez The Center for Economics Policy Research (CEPR) (Unemployment... 1995). Metoda CEPR polega na wyznaczeniu stopy bezrobocia w równowadze według wzoru:

u* = s +s

h+

+zn

gdzie:u* – stopa bezrobocia w równowadze,s = (EU + EN) / E – stopa odpływu z zatrudnienia (łącznie do bezrobocia

i bierności zawodowej),h = UE / U – stopa odpływu z bezrobocia do zatrudnienia,z = (NU – UN – EN) / (E + U) – demografi czny składnik bezrobocia,n – procentowe zmiany zasobów siły roboczej w przyjętym okresie trwania

próby,przy czym:

E – liczba pracujących na początku badanego okresu,U – liczba bezrobotnych na początku badanego okresu,EU – wielkość przepływu z zatrudnienia do bezrobocia w badanym okresie

(liczba osób, które zmieniły stan z zatrudnionego na bezrobotnego),EN – wielkość przepływu z grupy zatrudnionych do grupy biernych zawodowo,NU – wielkość przepływu z grupy biernych zawodowo do grupy bezrobotnych,UN – wielkość przepływu z grupy bezrobotnych do grupy biernych zawodowo,UE – wielkość przepływu z grupy bezrobotnych do grupy zatrudnionych.

Jeżeli u* > u, to bezrobocie rzeczywiste (u) prawdopodobnie będzie wzrastać, po-nieważ nie osiągnęło jeszcze poziomu wynikającego z oddziaływania czynników struk-turalnych na rynku pracy (niedostosowania popytu i podaży pracy); jeżeli u* < u, to bezrobocie rzeczywiste jest wyższe niż wynikające z czynników strukturalnych, a róż-nica może być w przybliżeniu utożsamiana z bezrobociem spowodowanym zbyt wolnym wzrostem gospodarczym (a więc prawdopodobnie jest możliwe zbliżenie wartości u do poziomu u* poprzez pobudzanie koniunktury na rynku dóbr i usług)53. Granicę możli-wości redukcji bezrobocia poprzez oddziaływanie ukierunkowane na poprawę koniunk-tury gospodarczej stanowi (w przybliżeniu) poziom bezrobocia równowagi występujący w poszczególnych grupach siły roboczej (Kryńska 1999).

Ponieważ udział bezrobocia frykcyjnego i instytucjonalnego w bezrobociu równo-wagi nie przekracza zwykle kilku procent, a jednocześnie jest trudny do oszacowania, w prowadzonych badaniach bezrobocia przyjmuje się, że stopa bezrobocia naturalnego (równowagi) stanowi najbliższe przybliżenie stopy bezrobocia strukturalnego w szer-szym znaczeniu (Socha i Sztanderska 2002; rys. 9). Tym samym można założyć, że różnica pomiędzy bezrobociem rzeczywistym i strukturalnym określa w przybliżeniu poziom bezrobocia kształtowanego przez czynniki koniunkturalne (a więc bezrobocie koniunkturalne lub inaczej bezrobocie typu keynesowskiego). Oszacowanie udziału

53 Należy podkreślić, że są to założenia upraszczające, a oparta na nich interpretacja wyników musi odbywać się z uwzględnieniem uwarunkowań gospodarczych i społecznych.

112

bezrobocia równowagi i cyklicznego w bezrobociu rzeczywistym pozwala na formuło-wanie wniosków dotyczących polityki państwa w zakresie zmniejszania skali wystę-pującego bezrobocia rzeczywistego i dążenia do pełnego zatrudnienia (Kwiatkowski 2002 a). Analiza zmian wartości tych wskaźników, dokonana dla poszczególnych grup ludności wyodrębnionych z zasobów pracy lub dla poszczególnych rynków, umożliwia natomiast określenie przyczyn występowania niekorzystnych zjawisk oraz zapropono-wanie kierunków działań zaradczych. Należy jednak zaznaczyć, że założenie o braku wrażliwości poziomu bezrobocia równowagi na oddziaływanie czynników koniunktural-nych stanowi uproszczenie. Istotnie, w początkowym okresie rozwoju teorii bezrobocia równowagi upatrywano jego determinant wyłącznie w czynnikach strukturalnych, nie dostrzegano natomiast wpływu wahań ogólnej aktywności gospodarczej na to bezrobo-cie (Kwiatkowski 2002 b). Ujęcie to uległo jednak modyfi kacji w związku z rozwojem teorii histerezy bezrobocia, w której uznano pewien wpływ wahań ogólnej aktywności gospodarczej (w tym łącznego popytu na towary i usługi) na bezrobocie równowagi, za pośrednictwem mechanizmów histerezy (Layard i in. 1991). Zauważono, że poziom bezrobocia równowagi w danym okresie zależy nie tylko od aktualnego kształtu czyn-ników strukturalnych i instytucjonalnych determinujących to bezrobocie, lecz także od wcześniejszych tendencji bezrobocia rzeczywistego – na bezrobocie oddziałują również przejściowe wstrząsy popytowe i podażowe. Negatywne wstrząsy podnoszą poziom faktycznego bezrobocia powyżej bezrobocia równowagi, a po ich ustaniu – rzeczywi-ste bezrobocie nie powraca do poziomu bezrobocia równowagi w stanie wyjściowym, lecz utrwala się na wyższym poziomie. Jak podaje Kwiatkowski (2002 b), działanie tych mechanizmów wynika z występującego w okresie negatywnego wstrząsu ubytku kapitału ludzkiego (Blanchard i Summers 1991), ubytku kapitału rzeczowego (Carlin i Soskice 1990) oraz silnej pozycji insiders (Lindbeck i Snower 1988). Pewne znaczenie ma także fakt, że w okresie kryzysu przedsiębiorstwa intensywniej poszukują możliwo-ści uzyskania wyższego poziomu efektywności przy niższym zatrudnieniu, w wyniku czego po ustaniu kryzysu mogą osiągnąć relatywnie wysoki (odpowiadający wystę-pującemu w fazie wzrostu gospodarczego popytowi na wytwarzane przez nie dobra) poziom wytwarzania, bez konieczności zatrudniania dodatkowych pracowników (Burda i Wyplosz 1995). W rezultacie, poziom bezrobocia równowagi „podąża” za faktyczną stopą bezrobocia ukształtowaną przez wstrząsy gospodarcze. Zatem można stwierdzić, że wahania aktywności gospodarczej wpływają na poziom bezrobocia równowagi. Za-gadnienia te posiadają istotne znaczenie podczas interpretacji wyników uzyskanych w przeprowadzonym badaniu.

Aby było możliwe zastosowanie metody przepływów na rynku pracy (IOA) i oszacowanie bezrobocia równowagi metodą CEPR, była konieczna informacja, w którym ze stanów aktywności ekonomicznej znajdowała się każda z osób na-leżących do badanej zbiorowości na początku i na końcu obserwowanego okresu (pary kwartałów lub roku). W warunkach polskich, informację taką można było uzyskać (podobnie jak w przypadku analizy przepływów na rynku pracy) jedynie na podstawie jednostkowych danych ankietowych BAEL. W pracy posłużono się szesnastoma niepublikowanymi, indywidualnymi, kwartalnymi zestawami danych surowych BAEL z lat 2006-2009, stosując dwa podejścia: na podstawie „obiektyw-nych”, zgodnych z metodyką GUS kryteriów klasyfi kacji stanu aktywności ekono-micznej ludności (badanie w panelach) i na podstawie subiektywnej klasyfi kacji stanu

113

aktywności ekonomicznej dokonywanej samodzielnie przez respondentów BAEL (podejście „subiektywne”)54.

Zaprezentowane w pracy badanie zostało przeprowadzone w kilku przekrojach kla-syfi kacyjnych jednostek (respondentów): dla całej objętej badaniem BAEL zbiorowości (Polska ogółem), dla respondentów mieszkających na wsi oraz dla ich grup wyodrębnio-nych ze względu na wybrane cechy, m.in.: płeć, grupę wieku, wykształcenie, wielkość miejscowości zamieszkania i główne źródło utrzymania.

4.2. Zmiany aktywności ekonomicznej ludności w latach 2002-2009

Okres obejmujący lata 2002-2009 nie był jednolity z punktu widzenia rozwoju gospodarki i sytuacji na rynku pracy. Do 2004 roku Polska nie była członkiem Unii Europejskiej, a gospodarka znajdowała się w fazie restrukturyzacji, o czym może świadczyć między innymi brak możliwości wyznaczenia klasycznej krzywej Philipsa (Wysocki i Kołodziejczak 2007 a). Charakterystyczna dla tego okresu była znaczna skala niewykorzystania zasobów pracy i wysokie bezrobocie (Kabaj 2003). Po 2004 roku sytuacja zaczęła się poprawiać, co było związane z zakończeniem transformacji gospodarki oraz pewnym jej ożywieniem po podpisaniu przez Polskę umowy akce-syjnej z Unią Europejską. Jednak pojawiły się także nowe problemy. Szybki wzrost nie zawsze przekładał się na zwiększenie zatrudnienia, a przedsiębiorstwa prefero-wały raczej inwestycje kapitałowe, służące zwiększaniu produkcji dzięki podnoszeniu wydajności już istniejących stanowisk pracy. Wiele rynków w sferze realnej zostało zdominowanych przez podmioty zagraniczne, co w połączeniu ze wzrostem znaczenia zagranicznych instytucji fi nansowych spowodowało transferowanie wytworzonego w Polsce bogactwa za granicę oraz uzależnienie od nich dalszych inwestycji w kraju. Pomimo tego, sytuacja na rynku pracy ulegała stopniowej poprawie w zakresie wskaź-ników zatrudnienia i bezrobocia, niestety przy spadającej wartości współczynnika aktywności zawodowej.

Na rysunku 51 zaprezentowano zmiany wartości współczynnika aktywności za-wodowej w latach 2002-2009, w Polsce ogółem i na wsi, w ujęciu kwartalnym. Można zauważyć, że niemal przez cały badany okres mieszkańcy wsi charakteryzowali się wyż-szymi wartościami tego współczynnika niż przeciętnie mieszkańcy kraju. Wartości te zmieniały się sezonowo, były najwyższe w kwartałach wiosennych i letnich, a najniższe w zimowych, przy czym zjawisko to dotyczyło szczególnie wsi. Poza sezonowością, wartości współczynnika aktywności zawodowej były silnie związane z koniunkturą gospodarczą.

Na rysunku 52 zaprezentowano zmiany wartości wskaźnika zatrudnienia w la-tach 2002-2009. Można zauważyć, że ludność wiejska charakteryzowała się wyższymi

54 Schemat i opis doboru próby został zamieszczony na rysunku 2 w rozdziale 1.3.

114

wartościami tego wskaźnika w całym badanym okresie, przy czym z uwagi na większą sezonową zmienność, prawdopodobnie wynikającą ze związku z rolnictwem i usługami, których świadczenie jest uzależnione od warunków pogodowych (np. usługi budowlane), zdarzały się kwartały, w których różnice pomiędzy Polską ogółem a wsią ulegały zatar-ciu. Poprawa sytuacji gospodarczej w skali kraju po 2004 roku spowodowała, że pomimo wahań sezonowych, wartości wskaźnika zatrudnienia systematycznie rosły na wsi oraz w Polsce ogółem, przy czym począwszy od 2008 roku ten wzrost był wolniejszy.

Rys. 51. Wartości współczynnika aktywności zawodowej w Polsce ogółem i na wsi w latach 2002-2009Źródło: opracowanie własne na podstawie niepublikowanych, nieważonych danych surowych BAEL z lat 2002-2009.

Rys. 52. Wartości wskaźnika zatrudnienia w Polsce ogółem i na wsi w latach 2002-2009Źródło: opracowanie własne na podstawie niepublikowanych, nieważonych danych surowych BAEL z lat 2002-2009.

115

Szczególnie pozytywnie należy ocenić systematyczne zmniejszanie się wartości stopy wyłączenia zasobów pracy (rys. 53)55. Problem niewykorzystania zasobów pracy był poruszany w literaturze między innymi przez Kabaja (2003), który akcentował straty dla gospodarki związane z marnotrawieniem tego czynnika produkcji. Po 2004 roku stopa wyłączenia zasobów pracy zaczęła się obniżać, co było wywołane poprawą koniunktury gospodarczej oraz stopniowym otwieraniem przez państwa europejskie rynków pracy dla pracowników z Polski. Podobnie jak w przypadku wskaźnika zatrudnienia, od 2008 roku nastąpiło zahamowanie korzystnej tendencji i względna stabilizacja wartości stopy wyłączenia zasobów pracy. Wartości stopy wyłączenia zasobów pracy ulegały wahaniom sezonowym, co można było zauważyć zwłaszcza w przypadku mieszkańców wsi. Wio-sną i latem wartości tego wskaźnika na wsi były znacznie niższe niż w Polsce ogółem, natomiast jesienią i zimą wzrastały do wartości zbliżonych do Polski ogółem. Pomimo że sezonowość była zauważalna także w skali całego kraju, jednak na wsi zjawisko to przejawiało się w sposób szczególnie wyraźny.

Sztanderska (1999) uważa, że ponieważ skala łącznego popytu na pracę jest zdeter-minowana dynamiką gospodarczą i opłacalnością zwiększania zatrudnienia w dłuższym okresie, to możliwości zwiększenia zatrudnienia są uwarunkowane długookresową stopą bezrobocia strukturalnego56 (czyli – w uproszczeniu – bezrobocia w równowadze). Stopa

55 Udział biernych zawodowo i bezrobotnych w ogólnej liczbie ludności aktywnej ekono-micznie.

56 Tzn. w szerszym znaczeniu. W skład bezrobocia strukturalnego w szerszym znaczeniu zali-cza się: bezrobocie frykcyjne, bezrobocie strukturalne w wąskim znaczeniu oraz bezrobocie insty-tucjonalne – spowodowane sztywnością rynku pracy występującą na skutek oddziaływania regulacji prawnych i działania instytucji rynku pracy.

Rys. 53. Stopa wyłączenia zasobów pracy w Polsce ogółem i na wsi w latach 2002-2009Źródło: opracowanie własne na podstawie niepublikowanych, nieważonych danych surowych BAEL z lat 2002-2009.

116

bezrobocia w równowadze określa poziom bezrobocia, przy którym następuje teore-tyczne zrównoważenie popytu i podaży pracy, gdy płaca realna osiąga pewien poziom. Porównanie stopy bezrobocia w równowadze ze stopą bezrobocia rzeczywistego pozwala na wnioskowanie o charakterze występującego bezrobocia. Wielkość bezrobocia odpo-wiadająca stanowi równowagi pomiędzy popytem i podażą pracy, określana poprzez stopę bezrobocia równowagi, stanowi najprostsze przybliżenie poziomu bezrobocia, do którego dąży gospodarka w długim okresie. Poznanie wielkości wskaźnika bezrobocia w równowadze pozwala na oszacowanie, jaka część bezrobocia występującego w gospo-darce jest niezależna od krótkookresowych wahań cyklicznych na rynkach dóbr i usług (Socha i Sztanderska 2002), a więc jaka część bezrobocia ma charakter strukturalny (w szerszym znaczeniu). Informacja ta stanowi podstawę do określenia rodzaju działań nakierowanych na zwiększenie zatrudnienia/zmniejszenie bezrobocia – wysoki udział bezrobocia strukturalnego w bezrobociu rzeczywistym skłania do realizacji programów mających na celu poprawę dopasowania podażowej i popytowej strony rynku pracy, natomiast znaczny udział bezrobocia typu cyklicznego (keynesowskiego) wskazuje na celowość pobudzania wzrostu gospodarczego. Na rysunku 54 przedstawiono kształtowa-nie się wartości stopy bezrobocia rzeczywistego i bezrobocia równowagi, obliczonego w okresach kwartalnych według formuły CEPR. Końcowy okres transformacji (do 2004 roku) charakteryzował się wysoką dynamiką zmian poziomu bezrobocia równowagi57 oraz bardzo wysokimi wartościami stopy bezrobocia rzeczywistego. Począwszy od 2004 roku sytuacja zaczęła ulegać poprawie. Stopa bezrobocia rzeczywistego uległa obniżeniu i zmniejszała się systematycznie aż do 2008 roku. Równocześnie można było zaobserwo-wać pewne uspokojenie i stabilizację sytuacji na rynku pracy. O ile w latach 2002-2003 wartości stopy bezrobocia równowagi okresowo (zwłaszcza w miesiącach zimowych), krótkotrwale przekraczały wartości stopy bezrobocia rzeczywistego, to począwszy od 2004 roku taka sytuacja nie miała miejsca aż do IV kwartału 2008 roku. Dystans pomię-dzy bezrobociem rzeczywistym i bezrobociem równowagi zwiększał się, a bezrobocie równowagi było znacznie niższe niż rzeczywiste zarówno w Polsce ogółem, jak i na wsi. Poprawa koniunktury gospodarczej, wiązana najczęściej z przystąpieniem Polski do Unii Europejskiej, spowodowała wygładzenie krzywych (rys. 54), co oznacza, że osłabło od-działywanie czynników sezonowych i frykcyjnych, a tym samym (gdy spadały wartości bezrobocia rzeczywistego i równowagi) wzrosła stabilność zatrudnienia.

57 Wyniki uzyskane dla lat 2003-2004 różnią się od zaprezentowanych przez Wysockiego i Kołodziejczaka (2007 b), ze względu na inny schemat doboru próby. Ponieważ badania BAEL były przeprowadzane przez GUS dla wylosowanych osób na podstawie schematu: dwa kwartały badania – dwa kwartały przerwy – dwa kwartały badania, spośród analizowanych rekordów należało wyodrębnić te, które znajdowały się w dwóch kwartalnych próbach. Wyniki opublikowane w 2007 roku uzyskano dla paneli skonstruowanych poprzez porównanie stanu aktywności ekonomicznej respondentów BAEL występujących w danej parze kwartałów, według schematu: I kwartał 2003 i III kwartał 2003, II kwartał 2003 i IV kwartał 2003, III kwartał 2003 i I kwartał 2004, IV kwartał 2003 i II kwartał 2004, I kwartał 2004 i II kwartał 2004. Natomiast w badaniu prezentowanym w niniejszej publikacji dobór próby odbywał się według schematu: I i II kwartał, II i III kwartał, III i IV kwartał, IV kwartał i I kwartał kolejnego roku. Spowodowało to, że wyniki są w istotny sposób zależne od krótkookresowych (frykcyjnych) zmian stanu aktywności ekonomicznej ludno-ści – wraz ze zwiększaniem się długości okresu obserwacji zmian stanu aktywności ekonomicznej poszczególnych badanych osób, znaczenie przepływów frykcyjnych ulega zmniejszeniu.

117

Potwierdzenie takiego przypuszczenia można znaleźć na rysunkach 55 i 56. Co-raz mniejsze, począwszy od 2004 roku, stopy odpływów z zatrudnienia i napływów do bezrobocia świadczą o zmniejszaniu się zagrożenia bezrobociem i dezaktywizacją zawodową. Równocześnie systematycznie zmniejszały się wartości stopy napływów do bezrobocia z zatrudnienia i bierności zawodowej (rys. 56), co potwierdza tezę o popra-wie sytuacji na rynku pracy po 2004 roku. Od pierwszego kwartału 2008 roku stopa napływów do bezrobocia ponownie rosła, do poziomu 2% w 2009 roku (jednak nadal była dwukrotnie niższa niż w 2003 roku).

Jednoznacznie pozytywnie należy ocenić zjawisko wzrostu wartości stopy odpły-wów z bezrobocia do zatrudnienia, które nastąpiło w latach 2005-2008 (rys. 57). Naj-gorsza sytuacja pod tym względem miała miejsce w czwartym kwartale 2002 roku, najlepsza w pierwszym i drugim kwartale 2006 i 2007 roku oraz w pierwszym, drugim i trzecim kwartale 2008 roku. Jednak, już w czwartym kwartale 2008 roku, wartości stopy odpływów z bezrobocia do zatrudnienia zaczęły gwałtownie spadać. Był to naj-większy spadek od 2002 roku. Począwszy od pierwszego kwartału 2009 roku wartości badanego wskaźnika ponownie rosły, jednak w badanym okresie nie osiągnęły już war-tości z lat 2007-2008. Wysokie wahania wskazują na dużą sezonowość zatrudniania w Polsce ogółem i na wsi, a zmiany wartości stopy odpływu z bezrobocia do zatrudnie-nia są zbieżne ze ścieżką rozwoju gospodarczego.

Na rysunku 58 przedstawiono przeciętną długość skończonych okresów trwania bezrobocia w Polsce ogółem i na wsi w latach 2002-2009. Można zauważyć, że w koń-cowym okresie transformacji, kiedy bezrobocie było najwyższe (do 2003 roku), bez-robocie poszczególnych osób trwało coraz krócej, od około 11 miesięcy na początku 2002 roku do około 5 miesięcy w 2003 roku. W pierwszym kwartale 2004 roku średnia

Rys. 54. Stopa bezrobocia rzeczywistego i równowagi w Polsce ogółem i na wsi w latach 2002-2009 (podejście „obiektywne”, przepływy kwar-talne)Źródło: opracowanie własne na podstawie niepublikowanych, nieważonych danych surowych BAEL z lat 2002-2009.

118

długość okresu pozostawania w bezrobociu uległa gwałtownemu zwiększeniu, co może być o tyle zaskakujące, że był to rok poprawy koniunktury gospodarczej i wzrostu optymizmu, związanych między innymi z akcesją Polski do Unii Europejskiej. Jednak już w drugim kwartale nastąpiła korekta – przeciętna długość skończonych okresów trwania bezrobocia spadła z 12 do ośmiu kwartałów. W czwartym kwartale 2004 roku nastąpił ponowny wzrost wartości tego wskaźnika.

Rys. 55. Stopa odpływu z zatrudnienia do bezrobocia i bierności zawodo-wej w Polsce ogółem i na wsi w latach 2002-2009 (przepływy kwartalne)Źródło: opracowanie własne na podstawie niepublikowanych, nieważonych danych surowych BAEL z lat 2002-2009.

Rys. 56. Stopa napływu do bezrobocia z zatrudnienia i bierności zawodo-wej w Polsce ogółem i na wsi w latach 2002-2009 (przepływy kwartalne)Źródło: opracowanie własne na podstawie niepublikowanych, nieważonych danych surowych BAEL z lat 2002-2009.

119

Od tego momentu można zaobserwować łagodną tendencję spadkową. Przeciętna długość pozostawania bez pracy ulegała systematycznemu zmniejszeniu, szczególnie począwszy od 2007 roku, przy dość wyraźnych wahaniach sezonowych. W kwar-tałach letnich badane wartości ulegały zmniejszeniu, by ponownie wzrosnąć w kwartałach jesienno-zimowych.

Rys. 57. Stopa odpływu z bezrobocia do zatrudnienia w Polsce ogółem i na wsi w latach 2002-2009 (przepływy kwartalne)Źródło: opracowanie własne na podstawie niepublikowanych, nieważonych danych surowych BAEL z lat 2002-2009.

Rys. 58. Przeciętna długość skończonych okresów trwania bezrobocia w Polsce ogółem i na wsi w latach 2002-2009 (przepływy kwartalne)Źródło: opracowanie własne na podstawie niepublikowanych, nieważonych danych surowych BAEL z lat 2002-2009.

120

Wartości zaprezentowane na rysunkach 51-58 zostały obliczone na podstawie da-nych kwartalnych i oparte na występujących pomiędzy sąsiadującymi ze sobą kwar-tałami obserwacjach zmiany stanu aktywności ekonomicznej ludności ankietowanej w ramach BAEL. Takie podejście umożliwia bardzo precyzyjne uchwycenie wszelkich zmian, jednak uzyskane wyniki są w pewien sposób obciążone przez krótkookresowe zmiany stanu aktywności ekonomicznej. Pewne „oczyszczenie” wyników z tego fryk-cyjnego składnika zmian można uzyskać poprzez badanie prowadzone na podstawie przepływów rocznych. Począwszy od 2006 roku, w ankiecie BAEL zostały wprowa-dzone nowe pytania, w których respondenci samodzielnie (subiektywnie) określali swój stan aktywności ekonomicznej. Dzięki temu zaistniała możliwość nieco innego spojrzenia na badane zagadnienie. Można dyskutować, która z form określania stanu aktywności ekonomicznej jest bardziej właściwa. Obiektywne kryteria BAEL pozwalają na unifi kację kryteriów klasyfi kacji, jednak pewne z nich wydają się być dyskusyjne, zwłaszcza uznawanie za pracującą osobę, która w tygodniu badania przepracowała zaledwie jedną godzinę. Pomimo subiektywizmu oceny stanu ekonomicznego doko-nywanego przez respondentów, można przypuszczać, że zwykle właściwie oceniają swoją sytuację. Odpowiedzi subiektywne mogą być również mniej obarczone błędem, wynikającym z nieuwzględnienia pracy nierejestrowanej i bezrobocia ukrytego. Na ry-sunku 59 przedstawiono oszacowane z zastosowaniem tego podejścia zmiany wartości bezrobocia rzeczywistego i bezrobocia równowagi w Polsce ogółem i na wsi w latach 2006-2009. W całym badanym okresie zmniejszało się bezrobocie rzeczywiste, z około 20% ludności aktywnej zawodowo do około 11%. Przy niewielkich różnicach można stwierdzić, że tendencja ta dotyczyła zarówno Polski ogółem, jak i wsi. Ze względu na relację między stopą bezrobocia równowagi (u*) i bezrobocia rzeczywistego (u), można wyróżnić trzy podokresy:

Rys. 59. Stopa bezrobocia rzeczywistego (u) i równowagi (u*) w Polsce ogółem i na wsi w latach 2006-2009 (podejście „obiektywne”, przepływy roczne)Źródło: obliczenia własne na podstawie niepublikowanych, indywidualnych danych surowych BAEL z lat 2006-2009.

121

• w pierwszym półroczu 2006 roku bezrobocie równowagi było niższe niż rze-czywiste (a więc pewien udział w bezrobociu rzeczywistym miało bezrobocie koniunkturalne); spadek stopy bezrobocia rzeczywistego oraz wzrost stopy bez-robocia równowagi spowodowały, że w drugim półroczu 2006 roku wartości tych wskaźników zrównały się,

• bezrobocie równowagi przyjmowało wyższe wartości niż rzeczywiste (całe bez-robocie miało charakter strukturalny), aż do pierwszego kwartału 2009 roku, przy czym w związku z przejściową poprawą koniunktury wartości obydwu wskaźników ulegały zmniejszeniu,

• w 2009 roku następowało dalsze zmniejszanie się wartości stopy bezrobocia równowagi, do około 7%, z jednoczesną stabilizacją bezrobocia rzeczywistego na poziomie około 11% (ponownie bezrobocie rzeczywiste było wyższe niż strukturalne, a utrzymywanie się jego wysokiego poziomu wynikało z pogor-szenia się koniunktury na rynku dóbr i usług).

Niemal przez cały badany okres stopa bezrobocia rzeczywistego była wyższa niż oszacowane bezrobocie NAIRU, można więc przypuszczać, że do połowy 2007 roku istniały możliwości redukcji bezrobocia rzeczywistego bez zwiększania presji infl acyjnej (równocześnie bezrobocie rzeczywiste zmniejszało się). Jednak, począwszy od 2008 roku, różnica między wartościami tych wskaźników uległa znacznemu zmniejszeniu. Niewielkie różnice występujące pomiędzy NAIRU i bezrobociem rzeczywistym w 2009 roku skłaniają do sformułowania przypuszczenia, że dalsze zmniejszanie poziomu bezro-bocia wymagało złagodzenia polityki antyinfl acyjnej. Oczywiste jest jednak to, że samo podwyższanie celu infl acyjnego nie daje pewności poprawy sytuacji na rynku pracy.

Pomimo że poziom bezrobocia równowagi nie jest w zasadzie wrażliwy na zmiany koniunktury w krótkim okresie, jednak ta prawidłowość dotyczy przede wszystkim usta-bilizowanych gospodarek. Chociaż przyjmuje się, że bezrobocie rzeczywiste w dłuższym okresie dąży do poziomu bezrobocia równowagi, to w warunkach kryzysów wywoła-nych przez szoki egzogeniczne (jak np. kryzys fi nansowy) lub w warunkach szybkiego wzrostu gospodarczego, bezrobocie równowagi może również dość szybko podążać za bezrobociem rzeczywistym (Kołodziejczak i Wysocki 2013). Wydaje się, że takie dosto-sowanie bezrobocia równowagi do rzeczywistego mogło nastąpić w latach 2007-2008. Od początku 2009 roku poziom bezrobocia był kształtowany przez koniunkturę na rynku dóbr i usług. W warunkach polskiej gospodarki kryzys, odczuwalny już w 2007 roku, dopiero od początku 2009 roku wpłynął na zmianę charakteru bezrobocia rzeczywistego. Można przypuszczać, że w 2009 roku czynniki rynkowe (zwłaszcza, gdyby utrzymał się popyt wewnętrzny napędzający gospodarkę w poprzednich latach) (Polska... 2011) pozwoliłyby na znaczące zmniejszenie skali tego bezrobocia (nawet o 3 punkty procen-towe), gdyby nie ograniczenia związane z kryzysem gospodarczym (rys. 59).

Komentarza wymagają bardzo duże różnice w wartości obliczonych stóp bezro-bocia rzeczywistego i równowagi w latach 2006-2009, przedstawione na rysunkach 54 i 59. Przede wszystkim, wartości uzyskane w wyniku obliczeń na podstawie subiek-tywnej oceny stanu aktywności ekonomicznej dokonywanej przez respondentów BAEL (rys. 59) są znacznie wyższe niż wyniki obliczeń przeprowadzonych na podstawie kry-teriów klasyfi kacji do zatrudnionych, bezrobotnych lub biernych zawodowo, przyjętych przez GUS na potrzeby badania BAEL (rys. 54). Można więc stwierdzić, że subiektywne odczucia ankietowanych osób są inne niż ocena GUS. Po drugie, w przypadku klasyfi -kacji subiektywnej, wzięto pod uwagę całą próbę BAEL (około 56 tys. osób w każdym

122

kwartale), podczas gdy badanie prowadzone na podstawie klasyfi kacji GUS ze wzglę-dów metodycznych wymagało odnalezienia osób, które były ankietowane w obydwu kwartałach każdej pary kwartałów, co skutkowało zmniejszeniem liczebności próby do 1/3 stanu wyjściowego. Po trzecie, jeżeli przyjąć że znaczna część zatrudnienia miała charakter krótkookresowy, to wahania frykcyjne mogły zmniejszać poziom bezrobocia prezentowanego na rysunku 54. Interesujące jest zwłaszcza odmienne kształtowanie się relacji pomiędzy bezrobociem rzeczywistym i bezrobociem równowagi. Dwa zastoso-wane podejścia dostarczają odmiennych wyników. Obliczenia prowadzone na podstawie subiektywnej oceny stanu aktywności ekonomicznej respondentów BAEL wskazują, że od 2006 do końca 2008 roku bezrobocie miało charakter strukturalny, a od 2009 roku nastąpiła szybka zmiana jego charakteru i zaczął się zwiększać udział bezrobocia koniunkturalnego. Podejście tradycyjne, na podstawie klasyfi kacji stanu aktywności eko-nomicznej dokonywanej przez BAEL, wskazuje, że było dokładnie odwrotnie. Od 2006 do końca 2008 roku występował wysoki udział bezrobocia koniunkturalnego, a od 2009 roku niemal całe bezrobocie miało charakter strukturalny. Zatem, które podejście jest bliższe rzeczywistości i może stanowić podstawę procesów decyzyjnych związanych z działaniami mającymi na celu poprawę sytuacji na rynku pracy? Przypuszczalnie, różnice w tym zakresie występujące pomiędzy zastosowanymi podejściami badawczymi wynikają z odmienności metodyki GUS i kryteriów subiektywnej klasyfi kacji stanu ak-tywności ekonomicznej dokonywanej przez respondentów BAEL. Zapewne w wielu przypadkach subiektywnie nie identyfi kują oni jako „zatrudnienia” prac krótkookre-sowych i sezonowych oraz pracy nierejestrowanej. Często nie określają się także jako „zatrudnieni”, jeżeli nie wykonują pracy w pełnym wymiarze czasu, lub jeżeli poma-gają w prowadzeniu gospodarstw rolnych. Również czasowe zaniechanie poszukiwania pracy nie zawsze jest przez nich klasyfi kowane jako bierność zawodowa, a częściej jako bezrobocie. Trudno więc mówić o bezpośredniej porównywalności danych uzyskanych z zastosowaniem kryteriów GUS oraz subiektywnej identyfi kacji stanu aktywności eko-nomicznej dokonanej przez respondentów BAEL.

4.3. Aktywność ekonomiczna ludności w Polsce i na wsi ze względu na jej wybrane cechy

Informacja dotycząca charakteru występującego w skali kraju bezrobocia nie jest wystarczająca do przeprowadzenia wyczerpującego wnioskowania, ponieważ we-wnętrzna struktura tego zjawiska jest zróżnicowana. Zjawisko bezrobocia z różną siłą dotyka aktywnych zawodowo, co ma związek przede wszystkim z ich cechami demo-grafi czno-społecznymi. Celowe jest więc przeprowadzenie dekompozycji bezrobocia w odniesieniu do tych cech. W związku z tym oszacowano wartości stopy bezrobocia w równowadze i jego relację w stosunku do bezrobocia rzeczywistego oraz wybrane wskaźniki płynności siły roboczej i przeciętną długość skończonych okresów trwania bezrobocia w Polsce w latach 2006-2009, dla grup ludności wyodrębnionych ze względu na wybrane cechy demografi czne i społeczne (wiek, płeć, wykształcenie, klasę wielkości

123

miejscowości zamieszkania, główne źródło utrzymania i województwo zamieszkania)58. Ponieważ dla niektórych wskaźników występują różnice pomiędzy wynikami obliczeń przeprowadzonych na podstawie kryteriów identyfi kacji stanu aktywności ekonomicznej ludności przyjętych przez GUS na potrzeby badania BAEL (podejście „obiektywne”) a wynikami uzyskanymi na podstawie subiektywnej, dokonywanej przez responden-tów BAEL oceny własnego stanu aktywności ekonomicznej (podejście „subiektywne”), uznano za konieczne zaprezentowanie wyników dla obydwu podejść. Przyjęcie okresu badawczego, obejmującego lata 2006-2009, umożliwiło porównanie wyników uzyska-nych z zastosowaniem podejścia „obiektywnego” i „subiektywnego”.

Z obliczeń przeprowadzonych na podstawie subiektywnej oceny stanu aktywno-ści ekonomicznej dokonywanej przez respondentów BAEL (tab. 20) wynika, że sy-tuacja ludności wiejskiej i średnio w Polsce nie różni się istotnie. Przyczynia się do tego związek ludności wiejskiej z rolnictwem indywidualnym, co w pewien sposób „fałszuje” rzeczywisty obraz sytuacji tej ludności (zatrudnienie nieefektywne). Obliczone dla mieszkańców wsi wartości stopy bezrobocia równowagi nie odbiegają znacząco od stóp bezrobocia rzeczywistego. Podobna sytuacja występuje dla wartości oszacowanych średnio dla całego kraju. Można zatem przypuszczać, że dominowało bezrobocie struktu-ralne, którego nie można wyeliminować poprzez działania pobudzające popyt na towary i usługi. Należy jednak zastrzec, że możliwe byłoby zwiększenie ekonomicznej efektyw-ności pracy części ludności wiejskiej, gdyby powstały pozarolnicze miejsca pracy do-stępne dla tej ludności. Konieczne byłoby jednak takie lokowanie inwestycji, aby nowe miejsca pracy nie były oddalone od miejsc zamieszkania potencjalnych pracowników dalej, niż wynosi ekonomiczna i logistyczna granica opłacalności dojazdów, a więc tak, żeby koszt dojazdu nie był zbyt wysoki w stosunku do oferowanych wynagrodzeń, oraz aby czas dojazdu nie powodował zbytniej uciążliwości dla pracownika i jego rodziny. Wyniki obliczeń przeprowadzonych na podstawie klasyfi kacji GUS różnią się w sposób istotny od omówionych powyżej (tab. 20). Przede wszystkim, wartości stopy bezrobocia rzeczywistego są znacznie niższe od określonych na podstawie kryteriów subiektywnych (o 3,9 punktu procentowego dla Polski ogółem i 4,8 punktu procentowego na wsi). Jeszcze większe różnice dotyczą bezrobocia równowagi, którego stopa wynosi w tym przypadku 5,4% dla Polski ogółem i 5,1% na wsi, wobec (odpowiednio) 12,8% i 12,2%. Poza różnicami wskazującymi na pewne niedoszacowanie lub przeszacowanie poziomu bezrobocia w zależności od zastosowanego podejścia, wyniki według klasyfi kacji GUS wskazują na mniejsze znaczenie czynników strukturalnych i większą siłę oddziaływania koniunktury na rynku dóbr i usług. Pomimo tego, wartości stopy napływu do bezrobocia, odpływu z zatrudnienia i odpływu z bezrobocia do zatrudnienia świadczą o większej płynności w przypadku wyników opartych na samodzielnej, subiektywnej ocenie stanu aktywności ekonomicznej dokonanej przez respondentów. Ta sprzeczność ma jednak charakter pozorny, ponieważ wysoka płynność zasobów pracy może być również wy-woływana przez czynniki o charakterze strukturalnym i nie zawsze oznacza niższe bez-robocie, zwłaszcza gdy występują znaczne odpływy z zatrudnienia.

Aktywność ekonomiczna ludności jest zróżnicowana także ze względu na płeć (tab. 21). Kobiety charakteryzowały się znacznie niższą niż mężczyźni wartością wskaź-ników aktywności zawodowej i zatrudnienia oraz wyższą wartością stopy wyłączenia

58 Sposób obliczania wartości wskaźników zamieszczono w rozdziałach: 1.3, 4.1.1 i 4.1.2.

124

Tabe

la 2

0. C

hara

kter

ysty

ka a

ktyw

nośc

i eko

nom

iczn

ej lu

dnoś

ci w

Pol

sce

i na

wsi

w la

tach

200

6-20

09

Wys

zcze

-gó

lnie

nie

Wsp

ółcz

ynni

k ak

tyw

nośc

i za

wod

owej

(%

)

Wsk

aźni

k za

trudn

ieni

a (%

)

Stop

a w

yłąc

zeni

a za

sobó

w p

racy

(%

)

Stop

a be

zrob

ocia

rz

eczy

wis

tego

(%

)

Stop

a be

zrob

ocia

ró

wno

wag

i C

EPR

(%

)

Prze

cięt

ny

czas

trw

ania

be

zrob

ocia

(k

war

tały

)

Stop

a na

pływ

u do

bez

robo

cia

(%)

Stop

a od

pływ

u z

bezr

oboc

ia

do z

atru

dnie

nia

(%)

Stop

a od

pływ

u z

zatru

dnie

nia

(%)

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Kla

syfi k

acja

wedłu

g su

biek

tyw

nej o

ceny

resp

onde

ntów

BA

EL (p

odejśc

ie „

subi

ekty

wne

”)O

gółe

m51

,051

,344

,244

,455

,855

,613

,313

,412

,812

,23,

33,

44,

03,

921

,320

,57,

36,

9K

lasyfi k

acja

wedłu

g kr

yter

iów

GU

S (p

odejśc

ie „

obie

ktyw

ne”)

Ogółe

m51

,152

,046

,247

,553

,852

,59,

58,

65,

45,

15,

95,

91,

61,

514

,115

,22,

22,

1

Źródło

: obl

icze

nia

wła

sne

na p

odst

awie

nie

publ

ikow

anyc

h, in

dyw

idua

lnyc

h da

nych

suro

wyc

h B

AEL

z la

t 200

6-20

09.

Tabe

la 2

1. C

hara

kter

ysty

ka a

ktyw

nośc

i eko

nom

iczn

ej lu

dnoś

ci w

Pol

sce

i na

wsi

w la

tach

200

6-20

09 z

e w

zglę

du n

a pł

eć

Wys

zcze

-gó

lnie

nie

Wsp

ółcz

ynni

k ak

tyw

nośc

i za

wod

owej

(%

)

Wsk

aźni

k za

trudn

ieni

a (%

)

Stop

a w

yłąc

zeni

a za

sobó

w p

racy

(%

)

Stop

a be

zrob

ocia

rz

eczy

wis

tego

(%

)

Stop

a be

zrob

ocia

ró

wno

wag

i C

EPR

(%

)

Prze

cięt

ny

czas

trw

ania

be

zrob

ocia

(k

war

tały

)

Stop

a na

pływ

u do

bez

robo

cia

(%)

Stop

a od

pływ

u z

bezr

oboc

ia

do z

atru

dnie

nia

(%)

Stop

a od

pływ

u z

zatru

dnie

nia

(%)

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Kla

syfi k

acja

wedłu

g su

biek

tyw

nej o

ceny

resp

onde

ntów

BA

EL (p

odejśc

ie „

subi

ekty

wne

”)Męż

czyź

ni58

,559

,351

,552

,248

,547

,812

,111

,911

,310

,93,

23,

13,

83,

824

,324

,26,

76,

5K

obie

ty44

,443

,737

,837

,062

,262

,914

,715

,314

,813

,73,

53,

74,

24,

018

,416

,98,

17,

5K

lasyfi k

acja

wedłu

g kr

yter

iów

GU

S (p

odejśc

ie „

obie

ktyw

ne”)

Męż

czyź

ni58

,960

,253

,755

,746

,344

,38,

97,

65,

44,

96,

06,

01,

51,

315

,617

,11,

91,

9K

obie

ty44

,244

,239

,639

,960

,460

,110

,39,

85,

45,

55,

96,

01,

71,

612

,513

,32,

42,

4

Źródło

: obl

icze

nia

wła

sne

na p

odst

awie

nie

publ

ikow

anyc

h, in

dyw

idua

lnyc

h da

nych

suro

wyc

h B

AEL

z la

t 200

6-20

09.

125

zasobów pracy, przy czym prawidłowość ta występowała zarówno na wsi, jak i w Polsce ogółem. Te prawidłowości były zauważalne w obydwu podejściach, przy czym badanie prowadzone na podstawie kryteriów identyfi kacji stanu aktywności ekonomicznej przy-jętych przez GUS dawało nieco wyższe wartości wskaźnika zatrudnienia i współczyn-nika aktywności zawodowej oraz niższe w przypadku stopy wyłączenia z zasobów pracy dla obydwu płci. Wartości wskaźników obliczone dla kobiet wiejskich były zbliżone do średniej dla kobiet w kraju. W przypadku „subiektywnej” oceny stanu aktywności ekono-micznej dokonywanej przez respondentów BAEL, stopa bezrobocia równowagi również była wyższa w przypadku kobiet niż mężczyzn i nieco wyższa w mieście niż na wsi, jednak nie odbiegała w sposób istotny od stopy bezrobocia rzeczywistego. Można więc uznać, że w przypadku obydwu płci niemal całe bezrobocie miało charakter strukturalny. Odmiennie, według zasad klasyfi kacji GUS, od 35% w przypadku mężczyzn do niemal połowy bezrobocia rzeczywistego było wywołane czynnikami o charakterze koniunk-turalnym. W obydwu podejściach, nie występowały znaczące różnice pomiędzy Polską ogółem a wsią w zakresie przeciętnego czasu trwania bezrobocia i wartości wskaźników charakteryzujących płynność siły roboczej. Różnice takie były natomiast bardzo wyraźne pomiędzy dwoma zastosowanymi podejściami. W przypadku obydwu płci, podejście „subiektywne” daje nawet dwukrotnie mniejsze długości trwania bezrobocia, około 2,5-krotnie większe wartości stopy napływów do bezrobocia, niemal o 40% wyższe dla stopy odpływu z bezrobocia do zatrudnienia i nawet ponad czterokrotnie wyższe warto-ści stopy odpływu z zatrudnienia (tab. 21). Wyjaśnienie tego zjawiska jest dość trudne. Można przypuszczać, że większa długość trwania bezrobocia wynika (jak wspomniano wcześniej) z innego niż kryteria GUS rozumienia bezrobocia i bierności zawodowej. Wyższe stopy napływów do bezrobocia i odpływu z zatrudnienia mogą być spowodo-wane identyfi kowaniem przez respondentów BAEL zmiany stanów aktywności ekono-micznej na „bierność zawodową” (rozumianą zgodnie z defi nicją GUS) jako zmianę stanu na „bezrobocie” oraz brakiem poczucia bycia „zatrudnionym”, jeżeli praca jest wykonywana w niepełnym wymiarze czasu, jest nieefektywna z powodu nadmiernego zatrudnienia w rodzinnych gospodarstwach rolnych lub ma charakter nierejestrowany. W sytuacji pogarszającej się koniunktury gospodarczej i „chomikowania zatrudnienia” w przedsiębiorstwach59, znaczące obniżenie wymiaru czasu pracy lub urlop bezpłatny mógł być identyfi kowany jako czasowa utrata pracy (respondent określał swój stan ak-tywności ekonomicznej jako „bezrobocie”).

Kolejnym kryterium uwzględnionym w badaniu był wiek. Najwyższe wartości wskaźnika aktywności zawodowej i wskaźnika zatrudnienia charakteryzowały osoby w wieku 25-49 lat, przy czym w tej grupie nie występowało istotne zróżnicowanie pomiędzy mieszkańcami wsi a średnią w kraju (tab. 22). Można zauważyć, że wraz z wiekiem zwiększał się przeciętny czas trwania bezrobocia, zmniejszały się natomiast wartości stóp przepływu, co może świadczyć o coraz mniejszej mobilności. Z jednej strony, wraz z wiekiem coraz trudniej stracić pracę, z drugiej, w przypadku utraty pracy zmniejszają się również szanse jej ponownego podjęcia. Osoby młodsze niż 25 lat charakteryzowały się niższymi wartościami wskaźnika aktywności zawodowej

59 „Chomikowanie zatrudnienia” jest zjawiskiem pojawiającym się w okresach przejściowego pogorszenia koniunktury gospodarczej. Polega na zmniejszaniu wymiaru czasu pracy bez istotnego zmniejszenia zatrudnienia, jako alternatywy dla zwolnienia części pracowników (Strzelecki i in. 2009).

126

i zatrudnienia, głównie ze względu na kontynuację nauki i trudności, jakie napotykały w związku ze znalezieniem pierwszej pracy (wysokie stopy bierności, bezrobocia rzeczy-wistego i stopy napływów do bezrobocia). Powyżej 49 roku życia wartości wskaźników aktywności zawodowej i zatrudnienia ulegały zmniejszeniu, co jest związane z dezakty-wizacją zawodową i przechodzeniem na emeryturę (wzrastające wraz z wiekiem wartości stopy bierności).

W grupie osób w wieku 25-59 lat stopa bezrobocia równowagi, obliczona na pod-stawie subiektywnej klasyfi kacji stanów aktywności ekonomicznej dokonywanej przez respondentów BAEL, nie różniła się istotnie od stopy bezrobocia rzeczywistego, a więc można przyjąć, że bezrobocie miało charakter głównie strukturalny i nie istnieją moż-liwości istotnej poprawy sytuacji w krótkim okresie poprzez działania propopytowe na rynku dóbr i usług. Odmienna sytuacja wystąpiła wśród osób młodszych, wchodzących na rynek pracy. W tej grupie bezrobocie równowagi jest znacząco, a wśród osób w wieku 18-19 lat ponad trzykrotnie niższe niż bezrobocie rzeczywiste. Wyniki te wskazują na to, że podstawowym problemem w tej grupie nie jest brak kwalifi kacji, czy mała mobil-ność, a brak miejsc pracy (oczywiście należy uwzględnić specyfi kę tej grupy ludności i najczęściej brak doświadczenia zawodowego, co pomimo formalnie posiadanych przez nich kwalifi kacji, zniechęca pracodawców do zatrudniania ludzi młodych; rekompen-sowane jest to najczęściej niższym wynagrodzeniem). Zatem możliwe byłoby istotne zmniejszenie bezrobocia poprzez działania na rzecz tworzenia nowych miejsc pracy. Bezrobocie równowagi wśród osób powyżej 59 roku życia jest wyższe niż bezrobocie rzeczywiste, co należy wiązać głównie z wysokimi wartościami stopy odpływu z za-trudnienia, przy czym należy zaznaczyć, że ten przepływ nie jest jednak ukierunkowany na zwiększanie bezrobocia rzeczywistego, ale do grupy biernych zawodowo. Warto-ści otrzymane z zastosowaniem kryteriów klasyfi kacji stanu aktywności ekonomicznej zdefi niowanych przez GUS wskazują, że istnieją duże możliwości poprawy sytuacji na rynku pracy pod warunkiem polepszenia się koniunktury gospodarczej. Stopa bezrobo-cia równowagi i stopa bezrobocia rzeczywistego przyjmowały niższe wartości, co było szczególnie zauważalne w przypadku wsi. Skrajnie duże różnice występowały w grupach wiekowych 15-17 i 18-19 lat, co można wytłumaczyć ich szczególną sytuacją na rynku pracy, związaną z kontynuacją nauki. Osoby w tym przedziale wiekowym kontynuując naukę nie spełniają formalnych kryteriów zaliczenia do bezrobotnych, a równocześnie często poszukują pracy (najczęściej dorywczej, sezonowej lub w niepełnym wymiarze czasowym), przy czym można przypuszczać, że nie są szczególnie zainteresowane jej legalizacją. Mogą więc określać się jako bezrobotne, wbrew ofi cjalnym kryteriom GUS (według których są bierne zawodowo). Udział bezrobocia równowagi w rzeczywistym według tych kryteriów także był znacznie niższy, we wszystkich grupach wiekowych. Największe możliwości poprawy sytuacji na rynku pracy, poprzez działania pobudzające koniunkturę na rynku dóbr i usług, odnotowano średnio w kraju w grupie wiekowej 45-59 lat, a na wsi wśród osób w wieku 20-44 lata. Można więc stwierdzić, że w tym wypadku występują różnice strukturalne pomiędzy Polską ogółem a wyodrębnioną z niej wsią. Przyczyn omawianej sytuacji można upatrywać w odmiennej strukturze popytu na pracę na obszarach wiejskich. Dotyczy to w sposób szczególny związków ludno-ści wiejskiej z rolnictwem i trudniejszego dostępu do miejsc pracy w przemyśle oraz w usługach.

W przypadku podejścia „subiektywnego”, obliczone wartości przeciętnej długo-ści trwania bezrobocia nie różniły się zasadniczo pomiędzy Polską ogółem a wsią,

127

Tabe

la 2

2. C

hara

kter

ysty

ka a

ktyw

nośc

i eko

nom

iczn

ej lu

dnoś

ci w

Pol

sce

i na

wsi

w la

tach

200

6-20

09 z

e w

zglę

du n

a w

iek

Wys

zcze

-gó

lnie

nie

(lata

)

Wsp

ółcz

ynni

k ak

tyw

nośc

i za

wod

owej

(%

)

Wsk

aźni

k za

trudn

ieni

a (%

)

Stop

a w

yłąc

zeni

a za

sobó

w p

racy

(%

)

Stop

a be

zrob

ocia

rz

eczy

wis

tego

(%

)

Stop

a be

zrob

ocia

ró

wno

wag

i C

EPR

(%

)

Prze

cięt

ny

czas

trw

ania

be

zrob

ocia

(k

war

tały

)

Stop

a na

pływ

u do

bez

robo

cia

(%)

Stop

a od

pływ

u z

bezr

oboc

ia

do z

atru

dnie

-ni

a (%

)

Stop

a od

pływ

u z

zatru

dnie

nia

(%)

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Kla

syfi k

acja

wedłu

g su

biek

tyw

nej o

ceny

resp

onde

ntów

BA

EL (p

odejśc

ie „

subi

ekty

wne

”)15

-17

0,7

0,9

0,5

0,7

99,5

99,3

25,7

23,2

..

..

2,9

1,3

1,3

.46

,440

,818

-19

9,6

11,5

5,7

6,8

94,4

93,2

41,0

40,9

12,9

12,5

3,0

3,1

15,3

15,0

5,9

6,4

69,1

65,1

20-2

450

,957

,938

,042

,662

,157

,525

,426

,618

,919

,12,

52,

710

,410

,320

,719

,828

,926

,825

-29

82,3

81,2

70,5

68,2

29,5

31,8

14,4

16,0

15,3

16,4

2,6

2,8

5,7

5,7

26,9

25,9

10,6

9,7

30-3

486

,584

,777

,075

,223

,024

,810

,911

,212

,913

,02,

83,

04,

03,

928

,128

,55,

75,

335

-39

88,9

87,8

79,7

78,7

20,2

21,3

10,3

10,3

11,9

12,0

3,2

3,3

3,3

3,3

26,6

25,8

4,2

3,9

40-4

488

,888

,379

,379

,220

,720

,810

,610

,312

,311

,93,

63,

63,

03,

022

,422

,53,

83,

645

-49

84,9

84,9

74,7

75,6

25,3

24,4

12,1

11,0

13,5

11,4

4,4

4,9

2,8

2,3

19,9

18,6

3,4

2,8

50-5

473

,673

,763

,864

,436

,335

,713

,412

,713

,813

,24,

85,

32,

72,

417

,615

,53,

32,

755

-59

43,0

43,3

37,5

38,0

62,6

62,0

12,9

12,2

14,9

13,9

5,1

5,3

2,5

2,2

15,1

14,7

3,4

2,9

60-6

418

,419

,116

,617

,483

,482

,69,

58,

912

,89,

05,

56,

71,

91,

511

,610

,23,

53,

065

i w

ięce

j3,

64,

53,

64,

596

,495

,52,

01,

211

,3.

3,8

.0,

50,

52,

1.

2,9

1,9

Kla

syfi k

acja

wedłu

g kr

yter

iów

GU

S (p

odejśc

ie „

obie

ktyw

ne”)

15-1

73,

24,

63,

04,

497

,095

,66,

63,

6.

59,0

1,2

0,7

3,8

1,7

6,7

11,1

10,6

8,9

18-1

917

,220

,912

,315

,687

,784

,428

,725

,139

,120

,32,

93,

011

,29,

019

,613

,810

,89,

320

-24

58,0

64,4

45,5

51,0

54,5

48,9

21,6

20,7

16,1

9,5

5,5

5,4

4,1

3,8

17,2

10,3

4,5

4,1

25-2

982

,881

,173

,972

,426

,127

,610

,810

,86,

53,

86,

56,

71,

71,

716

,36,

92,

22,

130

-34

85,4

83,8

78,6

77,5

21,4

22,5

8,0

7,5

4,5

3,7

6,5

7,5

1,2

1,0

15,1

14,9

1,6

1,6

35-3

987

,386

,080

,980

,319

,119

,77,

46,

65,

23,

36,

16,

71,

21,

113

,315

,31,

31,

340

-44

86,7

86,7

80,4

81,3

19,6

18,7

7,3

6,3

4,0

2,9

7,3

10,4

1,0

0,8

13,1

15,3

1,3

1,3

45-4

981

,882

,375

,377

,024

,723

,08,

06,

42,

15,

29,

211

,61,

00,

711

,012

,01,

31,

250

-54

69,4

70,3

64,0

65,9

36,0

34,2

7,9

6,4

2,7

6,2

9,8

8,1

1,0

0,8

9,6

10,6

1,8

1,7

55-5

940

,141

,737

,339

,462

,760

,67,

15,

61,

34,

38,

26,

21,

00,

711

,011

,63,

12,

760

-64

19,1

21,7

18,3

21,2

81,7

78,8

4,3

2,3

..

4,9

1,0

0,6

0,7

3,7

5,1

4,0

3,7

65 i

wi ę

cej

5,2

7,3

5,1

7,3

94,9

92,7

1,1

0,2

..

0,9

0,2

0,3

0,2

3,3

0,0

5,2

4,3

Źródło

: obl

icze

nia

wła

sne

na p

odst

awie

nie

publ

ikow

anyc

h, in

dyw

idua

lnyc

h da

nych

suro

wyc

h B

AEL

z la

t 200

6-20

09.

Tabe

la 2

3. C

hara

kter

ysty

ka a

ktyw

nośc

i eko

nom

iczn

ej lu

dnoś

ci w

Pol

sce

i na

wsi

w la

tach

200

6-20

09 z

e w

zglę

du n

a w

yksz

tałc

enie

Wys

zcze

góln

ieni

e

Wsp

ółcz

ynni

k ak

tyw

nośc

i za

wod

owej

(%

)

Wsk

aźni

k za

trudn

ieni

a (%

)

Stop

a w

yłą-

czen

ia z

aso-

bów

pra

cy (%

)

Stop

a be

zrob

o-ci

a rz

eczy

wi-

steg

o (%

)

Stop

a be

zrob

o-ci

a ró

wno

wag

i C

EPR

(%)

Prze

cięt

ny

czas

trw

ania

be

zrob

ocia

(k

war

tały

)

Stop

a na

pływ

u do

bez

robo

cia

(%)

Stop

a od

pływ

u z

bezr

oboc

ia

do z

atru

dnie

-ni

a (%

)

Stop

a od

pływ

u z

zatru

dnie

nia

(%)

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Kla

syfi k

acja

wedłu

g su

biek

tyw

nej o

ceny

resp

onde

ntów

BA

EL (p

odejśc

ie „

subi

ekty

wne

”)W

yższ

e ze

sto

p-ni

em n

auko

wym

(c

o na

jmni

ej d

ok-

tora

t) i w

yższ

e

69,7

73,2

65,0

67,3

36,0

33,8

8,2

9,5

5,7

5,3

2,4

2,6

3,0

3,3

27,0

22,7

8,2

8,8

Polic

ealn

e i ś

red-

nie

zaw

odow

e63

,969

,256

,861

,843

,238

,311

,010

,810

,58,

73,

13,

03,

63,

522

,822

,16,

56,

8

Śred

nie

ogól

ne36

,240

,930

,934

,969

,065

,114

,414

,613

,710

,73,

04,

34,

84,

720

,020

,111

,611

,6Za

sadn

icze

zaw

o-do

we

64,6

70,4

53,8

59,3

46,2

40,8

16,6

15,9

21,6

20,2

3,6

3,9

4,6

4,1

22,0

21,5

6,8

6,4

Gim

nazj

um, p

od-

staw

owe,

nie

pełn

e po

dsta

wow

e i b

ez

wyk

ształc

enia

19,7

22,6

15,0

18,2

85,0

81,7

23,8

19,4

25,5

20,4

4,5

4,7

5,2

4,1

16,1

15,7

8,7

6,3

Kla

syfi k

acja

wedłu

g kr

yter

iów

GU

S (p

odejśc

ie „

obie

ktyw

ne”)

Wyż

sze

ze s

top-

niem

nau

kow

ym

(co

najm

niej

dok

-to

rat)

i wyż

sze

76,4

81,8

72,7

77,3

27,4

22,8

4,9

5,6

2,4

3,7

5,6

6,3

0,9

1,0

19,3

20,0

1,3

1,5

Polic

ealn

e i ś

red-

nie

zaw

odow

e64

,071

,658

,665

,941

,534

,18,

58,

05,

25,

45,

95,

91,

41,

414

,116

,01,

91,

7

Śred

nie

ogól

ne44

,651

,639

,045

,361

,054

,712

,512

,27,

79,

05,

65,

42,

62,

614

,515

,13,

12,

9Za

sadn

icze

zaw

o-do

we

63,1

69,6

56,4

63,6

43,7

36,4

10,7

8,6

11,3

8,8

6,9

6,4

1,5

1,3

14,1

15,9

2,2

2,0

Gim

nazj

um, p

od-

staw

owe,

nie

pełn

e po

dsta

wow

e i b

ez

wyk

ształc

enia

22,2

25,3

19,1

22,8

80,9

77,1

13,9

9,8

9,3

7,8

5,9

6,5

2,5

1,7

10,7

10,8

3,6

3,0

Źródło

: obl

icze

nia

wła

sne

na p

odst

awie

nie

publ

ikow

anyc

h, in

dyw

idua

lnyc

h da

nych

suro

wyc

h B

AEL

z la

t 200

6-20

09.

129

z wyjątkiem osób powyżej 60 roku życia. Wyraźne zróżnicowanie można było zaob-serwować w przypadku wyników uzyskanych na podstawie klasyfi kacji zgodnej z me-todyką BAEL, przyjętą przez GUS. W tym przypadku, najwyraźniej od średniej dla kraju różniła się na niekorzyść sytuacja osób w wieku 30-34 lat i 40-49 lat, natomiast mieszkańcy wsi znajdowali się w lepszej sytuacji (krótsze przeciętne okresy trwania bez-robocia) po ukończeniu 49 roku życia. Niemniej, w grupach 20-59 roku życia długości trwania bezrobocia obliczone na podstawie klasyfi kacji stanu aktywności ekonomicznej zgodnej z kryteriami GUS są znacznie dłuższe niż w przypadku podejścia „subiektyw-nego”. Natomiast wartości wskaźników charakteryzujących płynność siły roboczej są w większości przypadków wyższe dla podejścia „subiektywnego”, Można więc przy-puszczać, że różnice w długości trwania bezrobocia są konsekwencją różnej (według GUS i odczuwanej przez respondentów BAEL) płynności zasobów pracy.

Istotnym czynnikiem określającym szanse na znalezienie i utrzymanie zatrudnienia oraz zagrożenie bezrobociem i dezaktywizacją zawodową jest wykształcenie (tab. 23). Przeprowadzone badanie potwierdza opisywaną wielokrotnie w literaturze prawidłowość (Socha i Sztanderska 2002, Zatrudnienie... 2005, Wysocki i Kołodziejczak 2007 a, Ko-łodziejczak i Wysocki 2012 a, b), że wraz ze wzrostem poziomu wykształcenia zmniej-sza się poziom bezrobocia, a ukierunkowanie zawodowe jest czynnikiem dodatkowo poprawiającym sytuację konkurencyjną na rynku pracy. Grupą, która znajdowała się w najlepszej sytuacji na rynku pracy, a więc najłatwiej znajdowała zatrudnienie i była najmniej zagrożona bezrobociem oraz dezaktywizacją, były osoby z wykształceniem wyższym, zarówno na wsi, jak i średnio w kraju. Wraz ze zmniejszaniem się poziomu wykształcenia wzrastały wartości stopy bezrobocia i bierności oraz ulegały zmniejsze-niu wartości wskaźników aktywności zawodowej i zatrudnienia. Pewnym wyjątkiem jest grupa osób z wykształceniem średnim ogólnym, w której obliczone na podstawie kryteriów „subiektywnych” wartości stopy bierności (wyłączenia zasobów pracy) były niemal dwukrotnie wyższe niż w grupie z wykształceniem zasadniczym zawodowym, co wiązało się również z proporcjonalnie niższymi wartościami wskaźników aktyw-ności zawodowej i zatrudnienia. Obliczenia prowadzone z zastosowaniem kryteriów GUS wykazały mniejsze różnice dotyczące wartości tych wskaźników, co wynikało z relatywnie lepszej sytuacji tych osób według podejścia zgodnego z klasyfi kacją GUS. W najgorszej sytuacji znajdowały się osoby z najniższym wykształceniem, wśród któ-rych stopa bierności zawodowej była najwyższa (od 80,9% według klasyfi kacji GUS do 85,0% w przypadku klasyfi kacji „subiektywnej” dla Polski ogółem i odpowiednio 77,1-81,7% na wsi). Podczas gdy w grupie osób z wykształceniem średnim ogólnym dezaktywizacja była formą substytucyjną wobec zagrożenia bezrobociem, a więc reakcją na trudności w znalezieniu pracy (przepływ do grupy biernych zastępował przepływ do bezrobocia), to wśród osób najgorzej wykształconych, pomimo najwyższych wartości stopy bierności, występowało również największe bezrobocie. Wartości wskaźników charakteryzujących płynność siły roboczej były wyższe dla podejścia „subiektywnego”, przy czym najmniejsze różnice dotyczyły stopy odpływu z zatrudnienia do bezrobocia, a największe stopy odpływów z zatrudnienia. Wartości stopy odpływów z bezrobocia do zatrudnienia ulegały zwiększeniu wraz ze wzrostem poziomu wykształcenia, przy czym najwyraźniejsze różnice występowały (według obydwu podejść i to zarówno w Polsce ogółem, jak i na wsi) pomiędzy osobami z najwyższym i najniższym wykształceniem, natomiast sytuacja osób z wykształceniem zasadniczym zawodowym, średnim i poli-cealnym nie różniła się istotnie. Również długości okresów trwania bezrobocia różniły

Tabe

la 2

4. C

hara

kter

ysty

ka a

ktyw

nośc

i eko

nom

iczn

ej lu

dnoś

ci w

Pol

sce

i na

wsi

w la

tach

200

6-20

09 z

e w

zglę

du n

a kl

asę

mie

jsco

woś

ci z

amie

szka

nia

Wys

zcze

gól-

nien

ie

Wsp

ółcz

ynni

k ak

tyw

nośc

i za

wod

owej

(%

)

Wsk

aźni

k za

trudn

ieni

a (%

)

Stop

a w

yłąc

zeni

a za

sobó

w p

racy

(%

)

Stop

a be

zrob

ocia

rz

eczy

wis

tego

(%

)

Stop

a be

zrob

ocia

ró

wno

wag

i C

EPR

(%

)

Prze

cięt

ny

czas

trw

ania

be

zrob

ocia

(k

war

tały

)

Stop

a na

pływ

u do

bez

robo

cia

(%)

Stop

a od

pływ

u z

bezr

oboc

ia

do z

atru

dnie

nia

(%)

Stop

a od

pływ

u z

zatru

dnie

nia

(%)

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Kla

syfi k

acja

wedłu

g su

biek

tyw

nej o

ceny

resp

onde

ntów

BA

EL (p

odejśc

ie „

subi

ekty

wne

”)10

0 00

0 m

iesz

-kańc

ów i

wię

cej

51,2

x45

,8x

54,2

x10

,5x

10,9

x3,

1x

3,4

x23

,6x

7,2

x

50 0

00-9

9 99

950

,2x

42,8

x57

,2x

14,7

x13

,8x

3,3

x4,

5x

22,4

x8,

0x

20 0

00-4

9 99

950

,5x

43,1

x56

,9x

14,7

x15

,4x

3,3

x4,

5x

20,8

x7,

8x

10 0

00-1

9 99

951

,0x

43,3

x56

,7x

15,1

x15

,6x

3,3

x4,

7x

21,4

x8,

2x

5 00

0-9

999

51,0

x42

,7x

57,3

x16

,2x

15,3

x3,

3x

4,9

x22

,5x

8,5

x2

000-

4 99

949

,5x

40,4

x59

,6x

18,5

x17

,2x

4,3

x4,

4x

17,9

x8,

2x

1 99

9 i m

niej

52,5

x40

,0x

60,0

x23

,7x

42,3

x5,

7x

5,6

x10

,8x

9,1

xw

ieś

51,3

x44

,4x

55,6

x13

,4x

12,2

x3,

4x

3,9

x20

,5x

6,9

xK

lasyfi k

acja

wedłu

g kr

yter

iów

GU

S (p

odejśc

ie „

obie

ktyw

ne”)

100

000

mie

sz-

kańc

ów i

wię

cej

51,3

x47

,0x

53,0

x8,

3x

4,4

x5,

5x

1,5

x14

,1x

2,0

x

50 0

00-9

9 99

949

,5x

43,8

x56

,2x

11,5

x7,

0x

6,4

x1,

8x

12,8

x2,

6x

20 0

00-4

9 99

949

,4x

44,0

x56

,0x

10,9

x5,

9x

6,3

x1,

8x

13,6

x2,

4x

10 0

00-1

9 99

950

,2x

44,6

x55

,4x

11,0

x6,

2x

6,4

x1,

8x

13,4

x2,

2x

5 00

0-9

999

50,0

x44

,0x

56,0

x11

,9x

7,3

x7,

9x

1,9

x14

,3x

2,0

x2

000-

4 99

947

,8x

41,6

x58

,4x

13,1

x9,

3x

6,7

x2,

2x

12,3

x2,

5x

1 99

9 i m

niej

52,4

x42

,7x

57,4

x18

,6x

32,9

x2,

7x

2,3

x4,

8x

3,9

xw

ieś

52,0

x47

,4x

52,6

x8,

9x

5,2

x6,

1x

1,5

x14

,7x

2,1

x

Źródło

: obl

icze

nia

wła

sne

na p

odst

awie

nie

publ

ikow

anyc

h, in

dyw

idua

lnyc

h da

nych

suro

wyc

h B

AEL

z la

t 200

6-20

09.

131

się znacznie w zależności od zastosowanego podejścia. W przypadku klasyfi kacji „su-biektywnej”, wraz ze wzrostem poziomu wykształcenia ulegał skróceniu przeciętny czas trwania bezrobocia, z 4,5 kwartału w przypadku osób najgorzej wykształconych, do 2,4 kwartału w grupie z wykształceniem wyższym w Polsce ogółem i odpowiednio 4,7-2,6 kwartału na wsi. W przypadku klasyfi kacji zgodnej z kryteriami GUS, trudno mówić o jakiejkolwiek prawidłowości dotyczącej związków między poziomem wykształcenia a długością trwania bezrobocia oraz o znaczącym wpływie zamieszkiwania na wsi, z wy-jątkiem grup najgorzej i najlepiej wykształconych, w których długość trwania bezrobocia była zauważalnie większa wśród mieszkańców wsi.

Kolejnym kryterium uwzględnionym w badaniu była wielkość (klasa) miejscowości zamieszkania. Z obliczeń prowadzonych na podstawie subiektywnej oceny stanu aktyw-ności ekonomicznej dokonywanej przez respondentów BAEL wynika, że we wszystkich badanych klasach miejscowości występowały zbliżone wartości współczynnika aktyw-ności zawodowej (tab. 24). Pewne zróżnicowanie można zauważyć w zakresie wartości wskaźnika zatrudnienia, wynoszące niemal sześć punktów procentowych pomiędzy miej-scowościami liczącymi 100 tys. i więcej mieszkańców (45,8%) oraz liczącymi mniej niż 2 tys. mieszkańców (40,0%). Stopa bezrobocia rzeczywistego była najwyższa w miej-scowościach liczących mniej niż 2 tys. mieszkańców (23,7%) i ulegała zmniejszeniu wraz ze wzrostem liczby mieszkańców w kolejnych klasach miejscowości, osiągając poziom 10,5% w miastach liczących 100 tys. i więcej mieszkańców. Wieś charakte-ryzowała się poziomem bezrobocia rzeczywistego wynoszącym 13,4%, zbliżonym do miast liczących 20-100 tys. mieszkańców. Badanie prowadzone według kryteriów iden-tyfi kacji stanu aktywności ekonomicznej przyjętych przez GUS wskazuje na wyraźnie najniższe wartości współczynnika aktywności zawodowej mieszkańców miejscowości klasy 2-5 tys. mieszkańców i na dość wysoką aktywność zawodową mieszkańców wsi (tab. 24). Wartości stopy bezrobocia rzeczywistego obliczone według kryteriów GUS są niższe niż w przypadku podejścia „subiektywnego” , przy czym występują również dość duże różnice dotyczące sytuacji mieszkańców miast liczących 100 tys. mieszkań-ców i więcej oraz wsi, ponieważ w tych przypadkach wartości stopy bezrobocia były bardzo zbliżone (odpowiednio 8,3% i 8,9%) i wyraźnie niższe niż w pozostałych klasach miejscowości. Stopa wyłączenia zasobów pracy obliczona według kryteriów klasyfi kacji stanu aktywności ekonomicznej ludności stosowanych przez GUS, była we wszystkich klasach miejscowości nieco niższa niż oszacowana na podstawie podejścia „subiektyw-nego”, jednak w przypadku obydwu podejść zostały zachowane podobne relacje pomię-dzy poszczególnymi klasami miejscowości. Najwyższymi wartościami stopy wyłączenia zasobów pracy charakteryzowały się miejscowości liczące mniej niż 2 tys. mieszkańców, a najniższe odnotowano w największych miastach oraz na wsi.

Niezależnie od zastosowanych kryteriów identyfi kacji, najwyższa wartość stopy bezrobocia równowagi występowała w miejscowościach liczących mniej niż 2 tys. mieszkańców (32,9% według podejścia opartego na kryteriach GUS i 42,3% według podejścia „subiektywnego”), natomiast najniższa w miastach liczących 100 tys. lub więcej mieszkańców (odpowiednio 4,4 i 10,9%). Według podejścia „subiektywnego”, bezrobocie równowagi przyjmowało wartości zbliżone do bezrobocia rzeczywistego w niemal wszystkich klasach miejscowości (z wyjątkiem klasy poniżej 2 tys. mieszkań-ców), natomiast oszacowane na podstawie danych zgodnych z klasyfi kacją przyjętą przez GUS, było dwu-, a nawet niemal trzykrotnie niższe niż rzeczywiste. Ponieważ bezro-bocie równowagi obliczone według formuły CEPR można w przybliżeniu utożsamiać

132

z bezrobociem strukturalnym, wywołanym niedopasowaniem cech siły roboczej do po-trzeb pracodawców, to – według podejścia „subiektywnego” – należy uznać, że nie można uzyskać znaczącego zmniejszenia stopy bezrobocia rzeczywistego wyłącznie poprzez działania stymulujące popyt na rynku dóbr i usług (podejście keynesowskie). Konieczne jest zatem równoległe oddziaływanie w kierunku zmniejszenia skali niedo-pasowania strukturalnego i tworzenia nowych miejsc pracy. Według drugiego podej-ścia (kryteria zgodne z metodyką BAEL przyjętą przez GUS), niemal we wszystkich klasach miejscowości można było uzyskać znaczącą poprawę sytuacji na rynku pracy poprzez poprawę koniunktury na rynku dóbr i usług. Według obydwu podejść, szcze-gólny przypadek stanowią najmniejsze miasta (mniej niż 2 tys. mieszkańców), w któ-rych bezrobocie równowagi niemal dwukrotnie przewyższało bezrobocie rzeczywiste. Interpretacja tego zjawiska jest trudna, ponieważ czynniki powodujące utrzymywanie zatrudnienia większej liczby ludności niż wynikałoby to z szacowanej stopy bezrobocia równowagi mają często charakter indywidualny. Ta klasa miejscowości charakteryzo-wała się również najniższymi wartościami stopy odpływu z bezrobocia do zatrudnienia i najwyższymi wartościami stopy odpływu z zatrudnienia (do bezrobocia i bierności) oraz stopy napływu do bezrobocia. Dominuje zatem trudne do przezwyciężenia bezro-bocie strukturalne (według klasycznej defi nicji lub w porównaniu z pozostałymi klasami miejscowości), powodujące stopniowe zatracanie kwalifi kacji i kompetencji społecz-nych. Ponieważ bezrobocie równowagi jest pewnym wyznacznikiem kierunku, w jakim dąży bezrobocie rzeczywiste, wydaje się konieczne skoncentrowanie działań prozatrud-nieniowych na najmniejszych miastach. Pozostaje jednak do rozstrzygnięcia kwestia doboru rodzajów i kierunków działań mających na celu poprawę sytuacji na lokalnych rynkach pracy i, w konsekwencji, zapobiegających wykluczeniu zawodowemu miesz-kańców najmniejszych miast.

Sytuacja na obszarach wiejskich wydaje się być lepsza, o czym świadczy zwłasz-cza relatywnie niska wartość stopy bezrobocia równowagi oraz wysoka stopa odpływu z bezrobocia do zatrudnienia, jednak ze względu na powiązanie ludności wiejskiej z rol-nictwem, wyniki te należy interpretować z dużą dozą ostrożności. Prawdopodobne jest, że na wartość obliczonych wskaźników oddziałuje znacząco zjawisko nieefektywnego zatrudnienia w rodzinnych gospodarstwach rolnych (bezrobocie ukryte) oraz zatrud-nianie przy sezonowych pracach polowych. Biorąc pod uwagę wcześniejsze szacunki zatrudnienia nieefektywnego należy stwierdzić, że jest to spowodowane nadwyżkami zasobów pracy związanych z rolnictwem, głównie z gospodarstwami indywidualnymi, w których nominalnie pracują, jednak ich praca nie przynosi zadowalających efektów ekonomicznych i produkcyjnych (mogliby podjąć pracę poza gospodarstwami bez szkody dla procesu i efektów produkcji w tych gospodarstwach). Z tego względu należy uznać, że występuje pewna nieścisłość w zakresie oszacowanego udziału bezrobocia strukturalnego i rzeczywistego, co powoduje że udział bezrobocia koniunkturalnego jest prawdopodobnie znacznie wyższy niż wynikający z obliczeń (niedoszacowanie bezro-bocia rzeczywistego, spowodowane nieuwzględnieniem nieefektywnych ekonomicznie nadwyżek pracy – bezrobocia ukrytego). Wynika z tego, że nawet jeżeli działania w kie-runku pobudzania koniunktury na rynku dóbr i usług prawdopodobnie nie przyniosą poprawy sytuacji zawodowej ludności wiejskiej w stosunku do „ofi cjalnych” wartości wskaźników, jednak powstające na skutek ewentualnego ożywienia gospodarczego, od-powiednio lokowane, nowe miejsca pracy (na terenach dostępnych dla mieszkańców wsi ze względów logistycznych i ekonomicznych), mogą spowodować istotne zmniejszenie

133

skali bezrobocia ukrytego w rolnictwie (odpływ ludności z gospodarstw do działów pozarolniczych), a w konsekwencji poprawę sytuacji ekonomicznej ludności wiejskiej.

Wartości mierników charakteryzujących aktywność ekonomiczną ludności różnią się znacząco w zależności od jej głównego źródła utrzymania (tab. 25). Jednak, przy-stępując do opisu tych zależności, należy wyjaśnić związek głównego źródła utrzyma-nia ludności z jej stanem aktywności ekonomicznej. Często pojęcie stanu aktywności ekonomicznej jest utożsamiane ze źródłami utrzymania. Jednak przynależność do grupy pracujących, bezrobotnych lub biernych zawodowo nie oznacza automatycznie, że dana osoba utrzymuje się tylko lub głównie z pracy, zasiłku lub emerytury. Poszczególne, główne lub dodatkowe źródła utrzymania są oczywiście związane ze stanem aktywności ekonomicznej, w którym znajduje się dana osoba, jednak nie zawsze są z nim tożsame. Zgodnie z klasyfi kacją przyjętą w badaniu BAEL, ludność może posiadać następujące główne źródła utrzymania (Aktywność ekonomiczna... 2009)60 (nie wyklucza to po-siadania innych, dodatkowych źródeł): pracę najemną, użytkowanie indywidualnego gospodarstwa rolnego, pracę na rachunek własny poza indywidualnym gospodarstwem rolnym, emeryturę, rentę inwalidzką, zasiłek dla bezrobotnych lub inne niezarobkowe źródło utrzymania61.

Według obliczeń przeprowadzonych na podstawie kryteriów „subiektywnych”, najwyższe wartości współczynnika aktywności zawodowej (tab. 25) charakteryzowały osoby, które utrzymywały się głównie z zasiłków dla bezrobotnych (67,3% w Polsce ogółem i 68,1% na wsi), a następnie z pracy na własny rachunek poza gospodarstwem rolnym (odpowiednio 67,1% i 65,5%) lub z użytkowania własnego gospodarstwa rol-nego (64,2% i 64,1%). Najmniej aktywnych zawodowo było w grupie osób, które utrzy-mywały się z emerytury (17,6% i 23,8%) lub renty inwalidzkiej (24,1% i 30,9%), co jest związane głównie z oddziaływaniem czynników demografi cznych i społecznych (głównie wieku lub niezdolności do pracy z powodu inwalidztwa). Wyniki obliczeń prowadzonych na podstawie identyfi kacji stanu aktywności ekonomicznej ludności zgod-nej z kryteriami GUS wskazują zwłaszcza na znacznie niższe wartości współczynnika aktywności zawodowej osób utrzymujących się głównie z zasiłków dla bezrobotnych (48,3% w Polsce ogółem i 47,0% na wsi). Można przypuszczać, że wynika to z innego niż kryteria GUS rozumienia pojęcia aktywności zawodowej. W przypadku samodzielnej identyfi kacji stanu aktywności ekonomicznej dokonywanej przez respondentów BAEL, fakt nieposzukiwania pracy w tygodniu badania nie oznaczał automatycznie wybrania odpowiedzi wskazującej na bierność zawodową. Osoby bezrobotne, a nawet „zniechę-cone” osoby długotrwale i bezskutecznie poszukujące pracy, zwykle nie uważają się za bierne zawodowo, nawet jeżeli faktycznie zaprzestały podejmowania wysiłków w celu pozyskania zatrudnienia.

Według wyników obliczeń na podstawie podejścia „subiektywnego”, wartości wskaźnika zatrudnienia kształtowały się na najwyższym poziomie wśród osób utrzy-mujących się z pracy na własny rachunek poza indywidualnym gospodarstwem rolnym i wśród osób utrzymujących się głównie z użytkowania indywidualnego gospodar-stwa rolnego (w Polsce ogółem odpowiednio: 62,1% i 61,3%, na wsi odpowiednio:

60 Respondenci BAEL samodzielnie określali, jakie jest ich główne źródło utrzymania.61 Inne niezarobkowe źródła utrzymania to przede wszystkim: zasiłki dla bezrobotnych, świadczenia

pieniężne i niepieniężne udzielone na podstawie ustawy o pomocy społecznej, pieniężne dodatki mieszkaniowe, zasiłki rodzinne wraz z dodatkami, alimenty, darowizny, dochody z tytułu własności i z wynajmu nieruchomości.

Tabe

la 2

5. C

hara

kter

ysty

ka a

ktyw

nośc

i eko

nom

iczn

ej lu

dnoś

ci w

Pol

sce

i na

wsi

w la

tach

200

6-20

09 z

e w

zglę

du n

a gł

ówne

źró

dło

utrz

yman

ia

Wys

zcze

góln

ieni

e

Wsp

ółcz

ynni

k ak

tyw

nośc

i za

wod

owej

(%

)

Wsk

aźni

k za

trudn

ieni

a (%

)

Stop

a w

yłąc

zeni

a za

sobó

w p

racy

(%

)

Stop

a be

zrob

ocia

rz

eczy

wis

tego

(%

)

Stop

a be

zrob

ocia

ró

wno

wag

i C

EPR

(%)

Prze

cięt

ny

czas

trw

ania

be

zrob

ocia

(k

war

tały

)

Stop

a na

pływ

u do

bez

robo

cia

(%)

Stop

a od

pływ

u z

bezr

oboc

ia

do z

atru

dnie

nia

(%)

Stop

a od

pływ

u z

zatru

dnie

nia

(%)

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Kla

syfi k

acja

wedłu

g su

biek

tyw

nej o

ceny

resp

onde

ntów

BA

EL (p

odejśc

ie „

subi

ekty

wne

”)Pr

aca

naje

mna

51,4

57,7

40,8

44,4

61,4

66,0

24,9

23,6

17,7

15,7

2,5

3,2

4,4

5,6

22,1

15,0

47,8

18,1

Uży

tkow

anie

indy

wi-

dual

nego

gos

poda

rstw

a ro

lneg

o64

,264

,161

,359

,938

,744

,14,

56,

60,

90,

03,

44,

51,

21,

225

,823

,33,

32,

7

Prac

a na

rach

unek

wła

sny

poza

indy

wid

u-al

nym

gos

poda

rstw

em

roln

ym

67,1

65,5

62,1

58,2

37,9

48,2

7,5

11,1

8,4

13,8

2,9

3,0

2,7

3,8

20,7

17,6

5,1

5,8

Emer

ytur

a17

,623

,813

,617

,686

,487

,122

,726

,419

,013

,34,

87,

24,

33,

218

,416

,59,

26,

9R

enta

inw

alid

zka

24,1

30,9

15,2

19,6

84,8

87,5

37,0

36,6

28,6

19,8

5,2

7,3

6,8

4,4

16,8

20,8

15,1

8,7

Zasiłe

k dl

a be

zrob

ot-

nych

67,3

68,1

25,7

21,3

74,1

93,2

61,6

67,8

20,9

22,2

14,9

18,5

3,2

2,4

58,7

47,6

26,4

25,0

Inne

, nie

zaro

bkow

e źr

ódło

utrz

yman

ia31

,845

,413

,314

,386

,395

,557

,168

,650

,933

,511

,114

,15,

64,

513

,412

,518

,411

,5

Kla

syfi k

acja

wedłu

g kr

yter

iów

GU

S (p

odejśc

ie „

obie

ktyw

ne”)

Prac

a na

jem

na51

,056

,243

,449

,958

,650

,418

,811

,75,

33,

84,

74,

41,

51,

615

,114

,512

,65,

2Uży

tkow

anie

indy

wi-

dual

nego

gos

poda

rstw

a ro

lneg

o67

,967

,965

,966

,034

,134

,03,

02,

92,

22,

36,

45,

50,

50,

517

,214

,71,

21,

1

Prac

a na

rach

unek

wła

sny

poza

indy

wid

u-al

nym

gos

poda

rstw

em

roln

ym

66,6

63,2

63,4

60,3

36,6

39,7

4,8

4,6

3,4

3,3

7,9

6,1

0,9

0,9

13,8

11,8

1,4

1,6

Emer

ytur

a18

,223

,015

,320

,384

,779

,716

,011

,95,

94,

27,

87,

42,

11,

512

,914

,43,

42,

7R

enta

inw

alid

zka

24,7

27,6

17,5

21,3

82,5

78,7

29,1

23,1

7,8

5,9

9,2

11,4

3,5

2,4

12,6

11,7

3,6

2,8

Zasiłe

k dl

a be

zrob

ot-

nych

48,3

47,0

11,2

12,9

88,7

86,7

76,6

71,7

..

9,9

4,5

7,1

8,2

14,4

18,4

5,5

7,3

Inne

, nie

zaro

bkow

e źr

ódło

utrz

yman

ia26

,629

,214

,018

,785

,781

,146

,035

,44,

8.

9,2

8,6

4,2

3,2

14,5

16,1

4,2

3,5

Źródło

: obl

icze

nia

wła

sne

na p

odst

awie

nie

publ

ikow

anyc

h, in

dyw

idua

lnyc

h da

nych

suro

wyc

h B

AEL

z la

t 200

6-20

09.

135

58,2% i 59,9%). Znacznie niższe wartości tego wskaźnika odnotowano w grupie osób, które utrzymywały się z pracy najemnej (40,8% w Polsce ogółem i 44,4% na wsi), co wskazuje na dodatni związek wartości wskaźnika zatrudnienia z pracą na własny rachunek, zwłaszcza w rolnictwie. Najniższe wartości wskaźnika zatrudnienia występo-wały wśród osób utrzymujących się z innych niezarobkowych źródeł, rent i emerytur oraz z zasiłku dla bezrobotnych. Wyniki otrzymane na podstawie danych zgodnych z kryteriami klasyfi kacji stanu aktywności ekonomicznej ludności przyjętymi przez GUS wskazują na nieco lepszą (w porównaniu z podejściem „subiektywnym”) sytuację grup utrzymujących się głównie ze źródeł zarobkowych, porównywalną lub nieco lep-szą sytuację osób utrzymujących się z emerytur, rent i innych niezarobkowych źródeł oraz na wyraźnie gorszą sytuację osób, które utrzymywały się głównie z zasiłków dla bezrobotnych.

Obliczone wartości stopy bezrobocia rzeczywistego wskazują, że związek z rol-nictwem chroni przed jawnym bezrobociem (nie wykluczając jednocześnie bezrobocia ukrytego – część osób pracujących w gospodarstwach mogłaby podjąć pracę poza nimi, bez szkody dla wielkości i jakości produkcji). Stopa bezrobocia rzeczywistego wśród osób utrzymujących się z rolnictwa kształtowała się według podejścia „subiektywnego” na poziomie 4,5% średnio w Polsce i 6,6% na wsi, podczas gdy wśród osób utrzymu-jących się głównie z pracy na własny rachunek poza gospodarstwami rolnymi wynosiła odpowiednio 7,5% i 11,1%, a w przypadku pracy najemnej aż 24,9% i 23,6%. Najwyż-sze bezrobocie występowało w grupie osób, które utrzymywały się głównie z zasiłków dla bezrobotnych i innych niezarobkowych źródeł (od 57,1% do 68,6%). W przypadku obliczeń prowadzonych na podstawie danych zgodnych z kryteriami GUS, wartości stopy bezrobocia były niższe we wszystkich grupach ludności utrzymujących się głów-nie ze źródeł zarobkowych, lecz relacje pomiędzy tymi grupami były podobne, jak w przypadku podejścia „subiektywnego”. Nieco inaczej kształtowała się sytuacja grup utrzymujących się ze źródeł niezarobkowych. W przypadku obliczeń na podstawie da-nych zgodnych z kryteriami GUS stwierdzono znacznie lepszą, niż przy obliczeniach na podstawie kryteriów „subiektywnych” sytuację osób utrzymujących się głównie z eme-rytury, renty inwalidzkiej i innych niezarobkowych źródeł oraz dużo gorsze położenie osób utrzymujących się z zasiłków dla bezrobotnych.

W przypadku stopy wyłączenia zasobów pracy, obliczenia przeprowadzone z zasto-sowaniem obydwu podejść wskazują, że najwyższe wartości osiągała ona wśród osób utrzymujących się z niezarobkowych źródeł, a najniższe wśród osób, które utrzymywały się głównie z użytkowania indywidualnego gospodarstwa rolnego i z pracy na wła-sny rachunek poza rolnictwem. Według obydwu podejść, sytuacja osób utrzymujących się z pracy najemnej była niekorzystna, co przejawiało się znacznie wyższymi warto-ściami stopy wyłączenia w porównaniu z pozostałymi grupami utrzymującymi się ze źródeł zarobkowych. Warto zauważyć relatywnie lepszą sytuację osób utrzymujących się z pracy najemnej na wsi w stosunku do średniej w kraju, według podejścia zgod-nego z kryteriami identyfi kacji stanu aktywności ekonomiczniej przyjętymi przez GUS, oraz wyraźnie gorszą sytuację ludności wiejskiej według obliczeń opartych na kryte-riach „subiektywnych”. Można przypuszczać, że wynika to z częstego nieuwzględniania przez ankietowanych zatrudnienia nieformalnego i świadczenia pomocy w prowadzeniu rodzinnych gospodarstw rolnych, przez co klasyfi kują się jako bezrobotni lub bierni zawodowo, podczas kiedy zgodnie z kryteriami GUS byliby zaliczani do pracujących.

136

Obliczona metodą CEPR, na podstawie danych „subiektywnych” stopa bezrobocia równowagi osiągała najwyższe wartości wśród osób utrzymujących się głównie z innych niezarobkowych źródeł (50,9% średnio w Polsce i 33,5% na wsi), renty inwalidzkiej (odpowiednio 28,6% i 19,8%) i z zasiłków dla bezrobotnych (20,9% i 22,2%), przy czym relacja bezrobocia równowagi do rzeczywistego wskazuje, że (pomimo relatywnie wysokich wartości stopy bezrobocia równowagi) bezrobocie rzeczywiste w tych grupach było podatne na zmiany koniunktury gospodarczej i w przypadku szybkiego wzrostu gospodarczego mogło ulec znacznemu obniżeniu, najbardziej wśród osób utrzymujących się głównie z zasiłku dla bezrobotnych. Ożywienie gospodarcze prawdopodobnie nie wpłynęłoby znacząco na poprawę sytuacji osób utrzymujących się z pracy na własny rachunek poza rolnictwem, wśród których bezrobocie równowagi było wyższe niż rze-czywiste (stopa bezrobocia rzeczywistego 7,5% średnio w Polsce i 11,1% na wsi, a rów-nowagi – odpowiednio 8,4% i 13,8%). Na szczególną uwagę zasługuje sytuacja osób związanych z rolnictwem, charakteryzujących się bardzo niskimi wartościami stopy bez-robocia (4,5% średnio w Polsce i 6,6% na wsi) oraz bliską zera lub nawet zerową stopą bezrobocia równowagi62. Skłania to do sformułowania przypuszczenia, że odpowiednio silny wpływ wzrostu gospodarczego pozwoliłby na niemal całkowite wyeliminowanie bezrobocia rzeczywistego w tej grupie ludności. Po raz kolejny można więc zauważyć pozytywny wpływ związku z rolnictwem na sytuację zawodową ludności wiejskiej. Należy jednak pamiętać, że w prezentowanej analizie nie uwzględniono zagadnienia technicznej i ekonomicznej efektywności pracy w gospodarstwach rolnych. Prawdo-podobne jest, że na wartość obliczonych wskaźników oddziałuje znacząco zjawisko nieefektywnego zatrudnienia w rodzinnych gospodarstwach rolnych (bezrobocie ukryte) oraz zatrudniania przy sezonowych pracach polowych (Kołodziejczak i Wysocki 2013). Wartości stopy bezrobocia równowagi, oszacowane na podstawie danych zgodnych z kryteriami BAEL, są znacznie niższe niż w przypadku podejścia „subiektywnego” we wszystkich badanych grupach osób aktywnych ekonomicznie, wyodrębnionych ze względu na główne źródło utrzymania.

Interesujące zależności można zauważyć również w zakresie przeciętnej długości trwania bezrobocia. Poza opisywanymi wcześniej dłuższymi okresami trwania bezro-bocia w przypadku obliczeń opartych na klasyfi kacji stanu aktywności ekonomicznej ludności zgodnej z kryteriami GUS, wyraźne są również odmienne relacje pomiędzy miastem i wsią. Obliczenia prowadzone na podstawie klasyfi kacji „subiektywnej” wska-zują, że bezrobocie na wsi trwało przeciętnie dłużej niż średnio w kraju we wszystkich grupach wyodrębnionych ze względu na główne źródło utrzymania. Natomiast w przy-padku podejścia zgodnego z kryteriami GUS, dłuższe przeciętne okresy trwania bezro-bocia na wsi występowały jedynie wśród osób utrzymujących się z renty inwalidzkiej. Aby zrozumieć istotę tego zjawiska, należy przeanalizować wartości stóp przepływów. Stopa napływów do bezrobocia była, według podejścia „subiektywnego”, wyższa na wsi niż średnio w kraju jedynie w przypadku osób utrzymujących się głównie z pracy

62 Należy zaznaczyć, że szacunki bezrobocia równowagi zawsze są obarczone pewnym błędem, wyno-szącym nawet do kilku punktów procentowych. Wynika to przede wszystkim z konstrukcji bazy danych BAEL. O ile przy badaniach dotyczących całej zbiorowości osób aktywnych ekonomicznie (czyli w wieku 15 i więcej lat), badania BAEL są reprezentatywne, to w przypadku wyodrębnionych spośród nich grup (ze względu na wybrane cechy: wiek, płeć, wykształcenie, miejsce zamieszkania, źródło utrzymania itd.), gwałtownie zmniejsza się liczebność próby, a w związku z tym wartości uzyskiwane na podstawie obliczeń stają się mniej dokładne.

137

najemnej i pracy na własny rachunek poza indywidualnym gospodarstwem rolnym, a więc w grupach dość mocno uzależnionych od zmian koniunktury gospodarczej. W przypadku osób utrzymujących się z użytkowania indywidualnego gospodarstwa rol-nego wartości stopy napływu do bezrobocia były równe w Polsce ogółem i na wsi. Lud-ność wiejska utrzymująca się głównie ze źródeł niezarobkowych charakteryzowała się niższymi wartościami stopy napływów do bezrobocia niż średnia dla tych grup w kraju. Odmiennie, obliczenia prowadzone na podstawie danych zgodnych z klasyfi kacją GUS nie wykazały istotnych różnic w zakresie wartości stopy napływów do bezrobocia po-między Polską ogółem a wsią wśród osób utrzymujących się z pracy najemnej i pracy na własny rachunek poza indywidualnym gospodarstwem rolnym. Można natomiast zauważyć, że ludność utrzymująca się z użytkowania indywidualnych gospodarstw rolnych charakteryzowała się, podobnie jak w przypadku podejścia „subiektywnego”, równymi wartościami stopy napływów do bezrobocia średnio w kraju i na wsi. Miesz-kańców wsi utrzymujących się z renty inwalidzkiej charakteryzowały niższe niż śred-nio w kraju wartości tego wskaźnika. W przypadku stopy odpływu z bezrobocia do zatrudnienia obliczonej według podejścia „subiektywnego” sytuacja mieszkańców wsi była nieco gorsza niż średnia dla kraju w we wszystkich grupach z wyjątkiem osób utrzymujących się głównie z renty inwalidzkiej. Na uwagę zasługują bardzo wysokie wartości stopy odpływu z bezrobocia do zatrudnienia, uzyskane w przypadku ludności utrzymującej się głównie z zasiłków dla bezrobotnych (58,7% w Polsce ogółem i 47,6% na wsi). Pomimo tego, właśnie ta grupa charakteryzowała się najdłuższym przeciętnym czasem trwania bezrobocia oraz najwyższymi spośród wszystkich grup wartościami stopy odpływów z zatrudnienia (26,4% w Polsce ogółem i 25,0% na wsi). Obliczenia przeprowadzone na podstawie danych uzyskanych zgodnie z kryteriami GUS wskazują na podobne, jak w przypadku podejścia „subiektywnego”, zależności w zakresie war-tości stopy odpływu z bezrobocia do zatrudnienia i stopy odpływu z zatrudnienia dla wszystkich grup utrzymujących się ze źródeł zarobkowych (oczywiście przy wyraźnie niższych wartościach niż uzyskane dla podejścia „subiektywnego”). Istotne różnice pojawiają się natomiast w przypadku ludności utrzymującej się z zasiłków dla bezrobot-nych, które charakteryzowały się wyższymi wartościami stopy odpływu z zatrudnienia do bezrobocia na wsi. W przypadku stopy odpływu z zatrudnienia, różnice w relacjach pomiędzy poszczególnymi grupami utrzymującymi się ze źródeł niezarobkowych, nie są wyraźne w stosunku do podejścia „subiektywnego” (jednak wartości obliczonych wskaźników są znacznie mniejsze).

Związek z rolnictwem chroni przed bezrobociem, lecz jednocześnie może skła-niać do przesunięcia krzywej obojętności osób bezrobotnych w stronę wyższego oczekiwanego wynagrodzenia i lepszych warunków niż w przypadku osób nie zwią-zanych z rolnictwem. Można przypuszczać, że ze względu na posiadanie zarobko-wego zajęcia w gospodarstwie, presja na podjęcie pracy poza rolnictwem nie jest u nich tak silna, jak w przypadku ludności nie związanej z indywidualnymi gospo-darstwami rolnymi.

138

4.4. Aktywność ekonomiczna ludności w Polsce i na wsi ze względu na województwo zamieszkania

Podobnie jak w przypadku innych cech ludności, również województwo zamiesz-kania oddziaływało na jej aktywność ekonomiczną. Wynikało to z niejednorodności sytuacji społecznej i gospodarczej w poszczególnych województwach, będącej w znacz-nej mierze wynikiem ich powiązania w przeszłości z rolnictwem (zwłaszcza uspołecz-nionym) lub przemysłem. Restrukturyzacja gospodarki po 1989 roku spowodowała uwolnienie zasobów pracy z przemysłu, górnictwa i rolnictwa uspołecznionego. Część uwolnionych zasobów pracy została wchłonięta przez rolnictwo indywidualne (głównie ludność, która w czasie rozwoju przemysłu migrowała do miast, natomiast po likwidacji przemysłowych miejsc pracy powracała do rodzinnych gospodarstw rolnych), a część uległa dezaktywizacji (wcześniejsze renty i emerytury) lub stawała się bezrobotnymi.

Podobnie jak w przypadku innych cech ludności aktywnej ekonomicznie, również w przypadku województwa zamieszkania można było zaobserwować różnice w war-tościach badanych wskaźników, występujące w zależności od przyjętego podejścia. W tabeli 26 zaprezentowano wartości wskaźników aktywności ekonomicznej ludności w Polsce i na wsi, w przekroju województw, średnio w latach 2006-2009, które zostały obliczone na podstawie odpowiedzi respondentów BAEL samodzielnie określających swój stan aktywności ekonomicznej (podejście „subiektywne”), natomiast w tabeli 27 zawarto wyniki obliczeń na podstawie kryteriów klasyfi kacji stanu aktywności ekono-micznej dokonanej przez GUS zgodnie z kryteriami przyjętymi w Badaniu Aktywności Ekonomicznej Ludności (podejście „obiektywne”).

Według podejścia „subiektywnego”, wartości współczynnika aktywności zawo-dowej przyjmowały średnio dla wszystkich mieszkańców kraju podobne wartości, jak w przypadku mieszkańców wsi, wynoszące odpowiednio 51,0% i 51,3% (tab. 26). Z jednej strony, wskazuje to na fakt, że niemal połowa osób aktywnych ekonomicznie nie pracowała i nie poszukiwała pracy, a więc pozostawała wyłączona z wytwarzania PKB. Z drugiej strony, świadczą one o niewielkim zróżnicowaniu sytuacji zawodowej ludności średnio w Polsce i na wsi. Podobne wnioski można sformułować na podstawie analizy wartości obliczonych dla poszczególnych województw, ponieważ różnice miedzy wartościami uzyskanymi ogółem i na wsi nie przekraczały 1,4 punktu procentowego w przypadku podejścia „subiektywnego” i 2,0 punkty procentowe dla podejścia „obiek-tywnego” (tab. 26). Wyjątek stanowiło województwo śląskie, w którym współczyn-nik aktywności zawodowej ogółem był wyższy niż na wsi o 3,5 punktu procentowego niezależnie od zastosowanego podejścia. W tym województwie odnotowano najniższe wartości tego współczynnika w skali kraju (48,2% ogółem i 44,7% na wsi, w przy-padku samodzielnej klasyfi kacji stanu aktywności ekonomicznej dokonywanej przez respondentów BAEL oraz 48,1% i 44,6% w przypadku klasyfi kacji zgodnej z kryteriami GUS), co może być wynikiem, związanej z restrukturyzacją gospodarki, dezaktywizacji zawodowej ludności pracującej w przemyśle i górnictwie. Zwracają uwagę bardzo małe różnice wartości współczynnika aktywności zawodowej w tym województwie pomiędzy obydwoma zastosowanymi podejściami badawczymi. Według podejścia „subiektyw-nego”, najwyższe wartości, zbliżone do 54%, odnotowano w województwie mazowiec-kim, a nieco niższe (52,0-52,9%) w świętokrzyskim, lubelskim i lubuskim (tab. 26).

Tabe

la 2

6. C

hara

kter

ysty

ka a

ktyw

nośc

i eko

nom

iczn

ej lu

dnoś

ci w

Pol

sce

i na

wsi

w la

tach

200

6-20

09 z

e w

zglę

du n

a w

ojew

ództ

wo

zam

iesz

kani

a (p

o-de

jści

e „s

ubie

ktyw

ne”)

Wys

zcze

góln

ieni

e

Wsp

ółcz

ynni

k ak

tyw

nośc

i za

wod

owej

(%

)

Wsk

aźni

k za

trudn

ieni

a (%

)

Stop

a w

yłąc

ze-

nia

zaso

bów

pr

acy

(%)

Stop

a be

zrob

o-ci

a rz

eczy

wi-

steg

o (%

)

Stop

a be

zrob

o-ci

a ró

wno

wag

i C

EPR

(%)

Prze

cięt

ny

czas

trw

ania

be

zrob

ocia

(k

war

tały

)

Stop

a na

pływ

u do

bez

robo

cia

(%)

Stop

a od

pływ

u z

bezr

oboc

ia

do z

atru

dnie

-ni

a (%

)

Stop

a od

pływ

u z

zatru

dnie

nia

(%)

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Kla

syfi k

acja

wedłu

g su

biek

tyw

nej o

ceny

resp

onde

ntów

BA

EL (p

odejśc

ie „

subi

ekty

wne

”)O

gółe

m51

,051

,344

,244

,455

,855

,613

,313

,412

,812

,23,

33,

44,

03,

921

,320

,57,

36,

9D

olnośląs

kie

50,7

49,7

42,7

41,2

57,3

58,8

15,8

17,0

16,7

17,6

3,1

3,4

5,2

5,2

22,7

20,1

9,6

9,6

Kuj

awsk

o-po

mor

skie

51,1

51,9

42,7

43,2

57,3

56,8

16,3

16,8

17,2

18,5

3,5

4,0

4,7

4,4

19,8

16,2

8,3

7,7

Lube

lski

e52

,453

,545

,948

,054

,152

,012

,310

,28,

85,

63,

53,

83,

42,

623

,525

,06,

34,

8Lu

busk

ie52

,051

,243

,341

,456

,758

,616

,719

,118

,623

,23,

43,

55,

15,

819

,017

,08,

59,

1Łó

dzki

e51

,652

,645

,647

,254

,452

,811

,610

,311

,29,

82,

92,

93,

93,

625

,623

,47,

36,

3M

ałop

olsk

ie49

,550

,945

,046

,755

,053

,29,

28,

28,

36,

12,

82,

83,

32,

921

,222

,65,

95,

7M

azow

ieck

ie54

,253

,748

,347

,651

,752

,511

,011

,410

,49,

93,

33,

33,

33,

622

,523

,76,

76,

8O

pols

kie

49,5

49,5

42,9

42,6

57,1

57,4

13,3

13,9

12,8

14,4

3,2

3,3

4,1

4,3

22,5

21,3

7,5

7,7

Podk

arpa

ckie

50,1

50,4

42,4

42,6

57,6

57,4

15,4

15,6

10,2

9,2

3,8

3,9

3,9

3,9

21,8

23,7

7,1

6,8

Podl

aski

e51

,249

,945

,044

,855

,055

,212

,310

,112

,811

,14,

15,

33,

12,

016

,714

,06,

14,

3Po

mor

skie

50,4

50,7

44,3

42,7

55,7

57,2

12,1

15,6

14,2

18,5

3,2

3,1

3,8

5,3

21,2

22,0

7,0

9,3

Śląs

kie

48,2

44,7

42,6

40,0

57,4

60,0

11,7

10,4

12,8

9,2

3,2

4,0

3,8

2,8

20,7

19,5

7,6

6,3

Świę

tokr

zysk

ie52

,953

,745

,146

,854

,953

,214

,813

,012

,610

,53,

53,

64,

13,

621

,521

,27,

46,

5W

arm

ińsk

o-m

azur

skie

50,6

50,0

42,1

39,8

57,9

60,2

16,7

20,4

20,2

28,0

3,4

3,5

5,0

6,2

19,3

16,7

8,0

9,3

Wie

lkop

olsk

ie51

,552

,846

,047

,053

,953

,010

,610

,910

,310

,23,

23,

33,

33,

321

,319

,06,

56,

6Za

chod

niop

omor

skie

49,8

48,9

41,1

37,5

58,9

62,4

17,4

23,1

18,5

23,8

3,7

3,9

5,0

6,2

18,9

17,0

8,8

10,4

Źródło

: obl

icze

nia

wła

sne

na p

odst

awie

nie

publ

ikow

anyc

h, in

dyw

idua

lnyc

h da

nych

suro

wyc

h B

AEL

z la

t 200

6-20

09.

140

Tabe

la 2

7. C

hara

kter

ysty

ka a

ktyw

nośc

i eko

nom

iczn

ej lu

dnoś

ci w

Pol

sce

i na

wsi

w la

tach

200

6-20

09 z

e w

zglę

du n

a w

ojew

ództ

wo

zam

iesz

kani

a (p

odejśc

ie „

obie

ktyw

ne”)

Wys

zcze

gól-

nien

ie

Wsp

ółcz

ynni

k ak

tyw

nośc

i za

wod

owej

(%

)

Wsk

aźni

k za

trudn

ieni

a (%

)

Stop

a w

yłą-

czen

ia z

aso-

bów

pra

cy (%

)

Stop

a be

zrob

o-ci

a rz

eczy

wi-

steg

o (%

)

Stop

a be

zrob

o-ci

a ró

wno

wag

i C

EPR

(%)

Prze

cięt

ny

czas

trw

ania

be

zrob

ocia

(k

war

tały

)

Stop

a na

pływ

u do

bez

robo

cia

(%)

Stop

a od

pływ

u z

bezr

oboc

ia

do z

atru

dnie

-ni

a (%

)

Stop

a od

pływ

u z

zatru

dnie

nia

(%)

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Pols

ka

Wieś

Kla

syfi k

acja

wedłu

g kr

yter

iów

GU

S (p

odejśc

ie „

obie

ktyw

ne”)

Ogółe

m51

,152

,046

,247

,553

,852

,59,

58,

65,

45,

15,

95,

91,

61,

514

,115

,22,

22,

1D

olnośląs

kie

50,2

49,5

44,1

43,2

55,9

56,7

12,1

12,6

5,5

4,8

8,9

6,8

1,6

1,6

14,5

14,9

2,5

2,2

Kuj

awsk

o-po

-m

orsk

ie49

,850

,644

,245

,455

,854

,711

,210

,46,

19,

26,

66,

01,

81,

814

,812

,52,

42,

1

Lube

lski

e53

,655

,248

,751

,451

,348

,69,

16,

96,

85,

43,

94,

22,

41,

619

,320

,13,

22,

8Lu

busk

ie49

,849

,144

,944

,455

,155

,59,

99,

44,

80,

85,

76,

61,

91,

413

,512

,92,

11,

7Łó

dzki

e51

,954

,047

,450

,552

,649

,58,

76,

44,

33,

79,

47,

51,

11,

114

,916

,51,

71,

6M

ałop

olsk

ie51

,353

,047

,049

,253

,050

,88,

47,

23,

02,

89,

310

,21,

10,

915

,517

,01,

81,

8M

azow

ieck

ie54

,754

,950

,150

,849

,949

,38,

47,

76,

14,

45,

28,

01,

71,

214

,514

,32,

11,

8O

pols

kie

49,3

49,8

44,6

45,3

55,4

54,7

9,6

9,1

9,9

6,4

5,5

5,6

2,1

1,6

14,9

17,0

3,3

3,1

Podk

arpa

ckie

52,6

54,6

47,5

49,6

52,5

50,4

9,7

9,0

6,5

10,5

5,6

5,5

1,8

1,6

11,6

10,2

2,2

2,1

Podl

aski

e51

,551

,347

,448

,452

,651

,67,

95,

73,

45,

68,

96,

61,

20,

812

,814

,21,

91,

6Po

mor

skie

49,7

50,3

45,3

45,1

54,6

54,9

8,7

10,4

3,7

6,1

9,1

8,6

1,2

1,3

11,6

13,1

1,8

2,1

Śląs

kie

48,1

44,6

44,1

41,8

55,9

58,1

8,3

6,2

4,2

6,1

5,5

5,9

1,5

0,9

15,1

12,8

2,2

1,5

Świ ę

tokr

zysk

ie53

,154

,647

,450

,052

,650

,110

,98,

68,

38,

17,

36,

41,

71,

515

,215

,52,

32,

1W

arm

ińsk

o--m

azur

skie

48,5

47,3

43,3

41,9

56,7

58,1

10,7

11,5

3,4

2,8

10,9

10,5

1,1

1,1

13,1

13,6

1,4

1,3

Wie

lkop

olsk

ie52

,254

,047

,949

,752

,150

,28,

27,

86,

56,

66,

57,

11,

31,

212

,513

,71,

61,

6Za

chod

niop

o-m

orsk

ie47

,544

,942

,038

,358

,061

,611

,714

,56,

924

,79,

37,

51,

62,

310

,18,

02,

53,

2

Źródło

: obl

icze

nia

wła

sne

na p

odst

awie

nie

publ

ikow

anyc

h, in

dyw

idua

lnyc

h da

nych

suro

wyc

h B

AEL

z la

t 200

6-20

09.

141

Według podejścia „obiektywnego” (tab. 27), wśród województw o najwyższych war-tościach współczynnika aktywności zawodowej nie znalazło się województwo lubuskie (odpowiednio 49,8% w Polsce ogółem i 49,1% na wsi).

Znacznie wyraźniejsze zróżnicowanie można zaobserwować w zakresie wartości wskaźnika zatrudnienia. Według podejścia subiektywnego, najwyższe wartości tego wskaźnika (ogółem) charakteryzowały województwa mazowieckie (48,3%) i wielko-polskie (46,0%), a najniższe – zachodniopomorskie (41,1%). Na wsi, najwyższe wartości występowały w województwach: lubelskim (48,0%), mazowieckim (47,6%) i łódzkim (47,2%), natomiast najniższe w: zachodniopomorskim (37,5%), warmińsko-mazurskim (39,8%) i śląskim (40%). W przypadku województw zachodniopomorskiego i warmiń-sko-mazurskiego wynikało to prawdopodobnie z zaszłości dotyczących likwidacji pań-stwowych gospodarstw rolnych, natomiast w województwie śląskim niskie wartości tego wskaźnika mogą być spowodowane prowadzoną w latach dziewięćdziesiątych XX wieku restrukturyzacją przemysłu, powodującą zjawisko powrotu na wieś (często do gospodarstw nietowarowych) robotników zwalnianych z likwidowanych zakładów prze-mysłowych i kopalń. Należy także pamiętać, że podane wyniki nie uwzględniają nieefek-tywnego zatrudnienia (bezrobocia ukrytego) w gospodarstwach rolnych63, co może mieć wpływ na wysokie wartości wskaźnika zatrudnienia, zwłaszcza na wsi w województwie lubelskim (48,0%). Według podejścia „obiektywnego”, najwyższe wartości wskaźnika zatrudnienia charakteryzowały województwo mazowieckie (50,1%), a następnie woje-wództwa: lubelskie (48,7%), wielkopolskie (47,9%), podkarpackie (47,5%), łódzkie, podlaskie i świętokrzyskie (47,4%) oraz małopolskie (47,0%). Najniższe wartości tego wskaźnika odnotowano w województwie zachodniopomorskim (zaledwie 42%). W przy-padku wsi, na pierwszym miejscu znalazło się województwo lubelskie (51,4%), a na-stępnie województwa: mazowieckie (50,8%), łódzkie (50,5%) i świętokrzyskie (50,0%). Najniższe wartości wskaźnika zatrudnienia na wsi występowały w województwach: za-chodniopomorskim (38,3%), śląskim (41,8%) i warmińsko-mazurskim (41,9%).

Najwyższa stopa wyłączenia zasobów pracy, według podejścia „subiektywnego”, występowała w województwach: zachodniopomorskim (średnio 58,9% i na wsi 62,4%), warmińsko-mazurskim (odpowiednio 57,9% i 60,2%), podkarpackim, śląskim, dolno-śląskim, kujawsko-pomorskim i opolskim (51,7-57,6% średnio w kraju i 57,4-60,0% na wsi) oraz w lubuskim (odpowiednio 56,7% i 58,6%). Najmniej potencjalnych zaso-bów pracy marnotrawiono w województwie mazowieckim (51,7% i 52,5%) oraz na wsi w województwie lubelskim (52%). Według wyników obliczeń przeprowadzonych na danych zgodnych z kryteriami klasyfi kacji stanu aktywności ekonomicznej przyjętymi przez GUS, najwięcej zasobów pracy pozostawało niewykorzystanych w wojewódz-twach: zachodniopomorskim (58,0% średnio i 61,6% na wsi), warmińsko-mazurskim (odpowiednio 56,7% i 58,1%), śląskim (55,9% i 58,1%), dolnośląskim (55,9% i 56,7%) i (tylko średnio w województwie) w kujawsko-pomorskim (55,8%). Najniższa skala niewykorzystania zasobów pracy charakteryzowała województwa mazowieckie (49,9% średnio i 49,3% na wsi) oraz lubelskie (51,3% i 48,6%).

Stopa bezrobocia rzeczywistego średnio w Polsce, w badanym okresie, wynosiła, według podejścia „subiektywnego”, 13,3% średnio w kraju i 13,4% na wsi, natomiast

63 Czyli zatrudnienia w gospodarstwach rolnych osób, które ze względu na cechy gospodarstw, warunki rynkowe i oddziaływanie czynników instytucjonalnych (np. kwot produkcyjnych) nie przyczyniają się do zwięk-szenia produkcji i dochodów gospodarstw (zob. rozdz. 3.4).

142

według podejścia „obiektywnego” – odpowiednio 9,5% i 8,6%. Analiza wartości tego wskaźnika w poszczególnych województwach wskazuje na jego znaczne zróżnicowanie terytorialne. Według podejścia „subiektywnego”, najwyższa stopa bezrobocia „ogółem” występowała w województwach obciążonych w przeszłości przekształceniami własno-ściowymi w rolnictwie: zachodniopomorskim (17,4%), warmińsko-mazurskim i lubu-skim (po 16,7%) oraz kujawsko-pomorskim (16,3%). Najniższe wartości odnotowano w województwach: małopolskim (9,2%), wielkopolskim (10,6%), mazowieckim (11,0%), łódzkim (11,6%) i śląskim (11,7%). Zatem różnica pomiędzy województwem o najniż-szych i najwyższych wartościach stopy bezrobocia „ogółem” wynosiła aż 8,2 punktu procentowego. Jeszcze większe różnice można zaobserwować dla stopy bezrobocia obliczonej dla wsi. Najwyższe bezrobocie na wsi charakteryzowało województwa: za-chodniopomorskie (23,1%) i warmińsko-mazurskie (20,4%) oraz lubuskie (19,1%) – po-twierdza to pośrednio tezę o nadal istotnym oddziaływaniu na rynek pracy transformacji gospodarczej prowadzonej w latach dziewięćdziesiątych XX wieku. Najniższe wartości stopy bezrobocia na wsi występowały w województwie małopolskim (8,2%), a miesz-czące się w przedziale pomiędzy 10% a 11% w: podlaskim, lubelskim, łódzkim, śląskim i wielkopolskim. Różnica między województwem o najniższym i najwyższym bezrobo-ciu na wsi wynosiła aż 14,9 punktu procentowego. Jednocześnie relatywnie dobra sytu-acja w niektórych województwach, pomimo ich typowo rolniczego charakteru, świadczy o tym, że dominująca rola rolnictwa w gospodarce nie musi determinować wysokiego bezrobocia (co nie wyklucza istnienia tam nieefektywnego zatrudnienia, nazywanego też bezrobociem ukrytym w rolnictwie). Obliczenia przeprowadzone z zastosowaniem podejścia „obiektywnego” również wskazują na gorszą sytuację w województwach ob-ciążonymi spuścizną transformacji, jednak obliczona stopa bezrobocia rzeczywistego przyjmuje niższe wartości niż w przypadku podejścia „subiektywnego”. Najgorsza sy-tuacja występowała w województwach: dolnośląskim (stopa bezrobocia wnosiła średnio 12,1% i 12,6% na wsi), zachodniopomorskim (odpowiednio 11,7% i 14,5%), kujaw-sko-pomorskim (11,2% i 10,4%), warmińsko-mazurskim (10,7% i 11,5%) oraz śred-nio w województwie świętokrzyskim (10,9%) i na wsi w województwie pomorskim (10,4%). Najniższe wartości stopy bezrobocia odnotowano w województwie śląskim (8,3% i 6,2%), co wydaje się nieco zaskakujące, zważywszy na odziedziczone przez to województwo problemy potransformacyjne.

Wyniki otrzymane z zastosowaniem podejścia „subiektywnego” wskazują, że najwyższe wartości stopy bezrobocia równowagi występowały w województwie war-mińsko-mazurskim (20,2% ogółem i 28,0% na wsi). Relacja bezrobocia równowagi do rzeczywistego przyjmowała tam wartości powyżej 100% (odpowiednio 121,0% i 137,3%), co świadczy o tym, że całe występujące bezrobocie miało charakter struk-turalny i w krótkim okresie nie ma możliwości jego zmniejszenia przez poprawę ko-niunktury. Ponieważ rynek pracy dąży do równowagi, istnieje zagrożenie, że bezrobocie rzeczywiste będzie się zwiększało. Podobna sytuacja (bezrobocie równowagi wyższe niż rzeczywiste) występowała również w województwach: pomorskim (relacja wynosi: 117,4% ogółem i 118,6% na wsi), lubuskim (odpowiednio 111,4% i 121,5%), kujaw-sko-pomorskim (105,5% i 110,1%), dolnośląskim (105,7% i 103,5%), zachodniopo-morskim (106,3% i 103,0%), podlaskim (104,1% i 109,9%) oraz opolskim (wyłącznie na wsi: 103,6%). Najniższe wartości stopy bezrobocia równowagi, według podejścia „subiektywnego”, występowały w województwach odznaczających się niską stopą bezrobocia rzeczywistego: małopolskim i lubelskim, przy czym istniała tam również

143

bardzo korzystna (zwłaszcza na wsi) relacja bezrobocia równowagi do bezrobocia rze-czywistego, sięgająca nawet 54,9% w województwie lubelskim (bezrobocie równowagi było o niemal połowę niższe niż rzeczywiste). Świadczy to o możliwości znaczącego zmniejszenia skali bezrobocia pod warunkiem poprawy koniunktury oraz o dążeniu stopy bezrobocia do niższych wartości w dłuższej perspektywie czasowej. Pozostałe województwa charakteryzowały się różnymi wartościami stopy bezrobocia rzeczywi-stego, jednak w ich przypadku, w badanym okresie, bezrobocie równowagi było niższe niż rzeczywiste, zatem można przypuszczać, że poprawa sytuacji na rynku pracy jest tam możliwa, lub że przynajmniej nie ulegnie znaczącemu pogorszeniu.

Wyniki obliczeń prowadzonych z zastosowaniem podejścia „obiektywnego” wska-zują na istnienie znacznych możliwości poprawy sytuacji na rynku pracy za pomocą działań pobudzających popyt na rynku dóbr i usług. W większości województw stopa bezrobocia równowagi była wyraźnie niższa niż stopa bezrobocia rzeczywistego, za-równo średnio w każdym z tych województw, jak i na wsi. Największy poziom bezro-bocia koniunkturalnego odnotowano w województwie warmińsko-mazurskim, w którym bezrobocie rzeczywiste było średnio ponad trzy razy wyższe niż bezrobocie strukturalne, a na wsi ponad cztery razy wyższe. Wyniki badań wskazują na to, że jedynie w woje-wództwie opolskim ogółem nie było w zasadzie możliwości poprawy sytuacji na rynku pracy w krótkim okresie za pomocą działań propopytowych na rynku dóbr i usług (przy czym na wsi takie możliwości istniały), natomiast w województwie zachodniopomor-skim na wsi poziom bezrobocia równowagi był 1,7 razy wyższy niż bezrobocia rzeczy-wistego, a więc całe istniejące bezrobocie rzeczywiste miało tam charakter strukturalny. W województwie podkarpackim występowało podobne zjawisko, przy czym różnica pomiędzy poziomem bezrobocia rzeczywistego i strukturalnego nie była już tak wyraźna, a wartości stóp bezrobocia były znacznie niższe.

Oszacowane, według podejścia „subiektywnego”, przeciętne długości trwania bez-robocia były znacznie krótsze niż obliczone na podstawie danych zgodnych z metodyką GUS we wszystkich województwach, zarówno ogółem, jak i na wsi, przy czym najwięk-sze różnice odnotowano w województwie warmińsko-mazurskim. Rolniczo-turystyczny charakter tego województwa pozwala przypuszczać, że ma to związek z nierejestrowaną pracą najemną w rolnictwie i usługach turystycznych oraz trudnościami w podejmowa-niu pracy w innych działach gospodarki.

Dłuższe okresy trwania bezrobocia w podejściu „obiektywnym” wynikają z wy-raźnie mniejszej płynności siły roboczej. Wartości stóp przepływów były wyższe we wszystkich opisywanych kierunkach w przypadku podejścia „subiektywnego” niż wartości obliczone z zastosowaniem podejścia „obiektywnego”. Podobnie jak w przy-padku pozostałych opisywanych cech ludności, może to wynikać z różnic pomiędzy subiektywnymi odczuciami respondentów BAEL a kryteriami klasyfi kacji stanu aktyw-ności ekonomicznej przyjętymi przez GUS na potrzeby badania BAEL. Należy również pamiętać, że pomimo, iż dane do obliczeń z zastosowaniem podejścia „subiektywnego” i „obiektywnego” pochodzą z tej samej próby BAEL, to ze względu na konieczność wyszukania osób powtarzających się w kolejnych kwartałach badania, liczba rekordów branych pod uwagę do obliczeń jest o około 2/3 mniejsza niż w przypadku podejścia „subiektywnego”.

We wszystkich województwach relacja pomiędzy stopą napływu do bezrobocia i stopą odpływu z bezrobocia do zatrudnienia, obliczona z zastosowaniem podejścia „obiektywnego”, była wyższa (a więc odpływy z bezrobocia do zatrudnienia były

relatywnie bardziej intensywne niż według podejścia „subiektywnego”). Tłumaczy to (przynajmniej częściowo), wyższe wartości stopy bezrobocia według podejścia su-biektywnego. Równocześnie, obliczone na podstawie podejścia „obiektywnego” bez-względne wartości stóp przepływów są niższe we wszystkich kierunkach, co świadczy o niższej (według tego podejścia) płynności siły roboczej i ma wpływ na dłuższe trwanie bezrobocia w stosunku do podejścia „subiektywnego”.

145

5. WIELOMIANOWE MODELE LOGITOWE PRZEPŁYWÓW NA RYNKU PRACY W POLSCE I NA WSI

5.1. Założenia metodyczne i materiały źródłowe

Równolegle do analizy przepływów osób aktywnych ekonomicznie na rynku pracy przeprowadzono wielomianową analizę logitową, której celem było wykorzystanie mo-deli logitowych do oceny szans (ryzyka) oraz prawdopodobieństw zmiany stanu ak-tywności ekonomicznej badanych osób na rynku pracy w zależności od ich wybranych cech demografi czno-społecznych. Zbudowano modele dla trzech stanów wyjściowych na rynku pracy: zatrudnienia (E), bezrobocia (U) oraz bierności zawodowej (N), dwóch zakresów czasowych, obejmujących lata 2002-2005 (1) i 2006-2009 (2), w podziale na Polskę i wieś. W ten sposób oszacowano 12 modeli przepływów osób aktywnych eko-nomicznie na rynku pracy, tj. modele (1) dotyczące „przepływów z zatrudnienia (E)” do bezrobocia lub bierności zawodowej, modele (2) „przepływów z bezrobocia (U)” – stanowiące podstawę oceny szansy wyjścia z bezrobocia do stanów zatrudnienia lub bierności zawodowej, a także modele (3) obejmujące „przepływy z bierności zawodowej (N)”, przedstawiające oceny wpływu cech osób biernych zawodowo na szansę podjęcia przez nie zatrudnienia lub stania się bezrobotnymi.

Przepływy na rynku pracy stanowią kategorie (realizacje) zmiennych objaśnianych (tab. 28). Na przykład każda osoba zatrudniona może w tym stanie pozostać albo przejść do dwóch pozostałych, tj. bezrobocia lub bierności zawodowej, co oznacza, że zmienna objaśniana y jest dyskretna i przyjmuje trzy wartości (kategorie): 0, gdy dana jednostka pozostaje w stanie zatrudnienia, 1, gdy przechodzi do stanu bezrobocia, 2, gdy prze-chodzi do stanu bierności zawodowej (y = j, j = 0, 1, 2). Analogicznie defi niuje się realizacje pozostałych zmiennych dotyczących osób bezrobotnych i biernych zawodowo. Zakłada się przy tym, że analizę logitową zmiany stanów przeprowadza się względem kategorii referencyjnej (bazowej), za którą w każdym przypadku przyjęto brak odpływu z danego stanu (y = 0).

Zbudowane modele logitowe zostały wykorzystane w analizie wpływu wybranych cech osób aktywnych ekonomicznie (zatrudnionych, bezrobotnych, biernych zawodowo) na zmiany ich sytuacji na rynku pracy. Na podstawie przeglądu literatury przedmiotu oraz dostępnej bazy danych BAEL postawiono hipotezę, że cechami tymi mogą być

146

Tabela 28. Defi nicja zmiennych wykorzystanych w wielomianowych modelach logitowych

Zmienne Defi nicjaZmienne objaśnianeModel 1Przepływy na rynku pracy z zatrudnienia (E)

z zatrudnienia do zatrudnienia (brak odpływu)(E→E) = 0 (kategoria referencyjna)z zatrudnienia do bezrobocia (U)(E→U) = 1z zatrudnienia do bierności zawodowej (N)(E→N) = 2

Model 2Przepływy na rynku pracy z bezrobocia (U)

z bezrobocia do bezrobocia (brak odpływu)(U→U) = 0 (kategoria referencyjna)z bezrobocia do zatrudnienia(U→E) = 1z bezrobocia do bierności zawodowej(U→N) = 2

Model 3Przepływy na rynku pracy z bierności zawodowej (N)

z bierności zawodowej do bierności zawodowej (brak odpływu)(N→N) = 0 (kategoria referencyjna)z bierności zawodowej do zatrudnienia(N→E) = 1z bierności zawodowej do bezrobocia(N→U) = 2

Zmienne objaśniającePłeć (PL) mężczyzna = 1 (kategoria referencyjna)

kobieta = 2Stan cywilny (STCYW) żonaty, zamężna = 1 (kategoria referencyjna)

stan wolny = 2Wiek (WIEK) 15-19 = 1

20-24 = 225-34 = 0 (kategoria referencyjna)35-44 = 345-54 = 455-64 = 565 i więcej = 6

Wykształcenie (SWYKSZ) wyższe ze stopniem naukowym (co najmniej doktorat) i wyższe = 1policealne i średnie zawodowe = 2średnie ogólne = 3zasadnicze zawodowe = 4gimnazjum, podstawowe, niepełne podstawowe i bez wykształcenia = 0 (kategoria referencyjna)

Klasa miejscowości (KLM) 100 000 i więcej = 0 (kategoria referencyjna)10 000-99 999 = 3miasta poniżej 10 000 = 2wieś = 1

Sekcja PKD (PKD) indywidualne gospodarstwa rolne = 2pozostałe sekcje = 1 (kategoria referencyjna)

Główne źródło utrzymania gospodarstwa domowego (ZRU)

praca najemna, praca na rachunek własny poza indywidualnym gospodar-stwem rolnym = 0 (kategoria referencyjna)użytkowanie indywidualnego gospodarstwa rolnego = 3zasiłek dla bezrobotnych = 2emerytura lub renta inwalidzka, inne niezarobkowe źródło utrzymania = 1

Źródło: opracowanie własne.

147

zmienne demografi czno-społeczne charakteryzujące osoby aktywne ekonomicznie, tj.: płeć (PL), stan cywilny (STCYW), wiek (WIEK), wykształcenie (SWYKSZ), klasa miejscowości zamieszkania (KLM), sekcja PKD (PKD), główne źródło utrzymania (ZRU) (tab. 28). Wymienione zmienne objaśniające są mierzone na skali nominalnej, co oznacza, że posiadają kategorie, które zostały wyszczególnione w tabeli 28. W takim przypadku, aby umożliwić identyfi kację ocen parametrów modeli odnoszących się do poszczególnych kategorii, jest konieczne wyznaczenie dla każdej zmiennej objaśniającej kategorii referencyjnej (bazowej), która stanowi punkt odniesienia w interpretacji ocen parametrów (ilorazów szans) dla pozostałych kategorii. W ich wyborze kierowano się zaleceniem, aby kategorie bazowe charakteryzowały się największą liczebnością lub umożliwiały sensowną interpretację ilorazów szans (Kopczewska i in. 2009).

Wielomianowy model logitowy

Użytecznym narzędziem stosowanym do opisu zmiennych objaśnianych o wielu wartościach dyskretnych (> 2) w zależności od wartości zmiennych objaśniających jest wielomianowy model logitowy (McFadden 1981). Jeżeli występują trzy przepływy, zmienna objaśniana y przyjmuje trzy wartości y = 0, gdy osoba zatrudniona pozostaje zatrudnioną, y = 1, gdy przechodzi do bezrobocia i y = 3, gdy ulega dezaktywizacji (y = j, j = 0, 1, 2). Wówczas, przyjmując, że wektor zmiennych objaśniających jest X, można dokonać estymacji zbioru parametrów strukturalnych β(j), j = 0, 1, 2 odpowiadających każdemu przepływowi (Rizov 2005, Mikroekonometria... 2010):

Pr(y = j) = , j = 0, 1, 2eX (j)

eX (0) + eX (1) + eX (2)

Aby model był identyfi kowalny, należy przyjąć, że β(0) jest zbiorem (wektorem) parametrów równych zero (Mikroekonometria... 2010). Wtedy pozostałe zbiory para-metrów β(1) i β(2) mierzą wpływ zmiennych objaśniających na prawdopodobieństwo wystąpienia odpływu z danego stanu (zatrudnienia, bezrobocia, bierności ekonomicznej) do pozostałych stanów. Przy założeniu β(0) = 0 mamy:

Pr(y = 0) = 11 + eX (1) + eX (2)

Pr(y = 1) = eX (1)

1 + eX (1) + eX (2)

Pr(y = 2) = eX (2)

1 + eX (1) + eX (2)

W budowanych modelach zmienne objaśniające mogą być mierzone na skali me-trycznej (np. staż pracy) i niemetrycznej (np. płeć i wykształcenie, które są zmiennymi kategoryzacyjnymi). Zbiór zmiennych objaśniających (X) występujących w zbudo-wanych modelach przepływów siły roboczej tworzą tylko zmienne mierzone na skali

148

nominalnej (zmienne kategoryzacyjne), które opisują cechy indywidualne osób aktyw-nych ekonomicznie, takie jak: płeć, stan cywilny, wiek, wykształcenie, klasa miejsco-wości zamieszkania, sekcja PKD, główne źródło utrzymania.

Ocena wpływu zmiennych objaśniających (cech osób aktywnych ekonomicznie) na kształtowanie się przepływów na rynku pracy jest oparta na postaci logitowej modelu określonej wzorem:

ln( Pr(y = kategoria j)Pr(y = kategoria bazowa)) = X (j)

Stąd dzieląc przez siebie prawdopodobieństwo wyboru j-tej kategorii zmiennej ob-jaśnianej (pod wpływem zmiennych objaśniających) przez prawdopodobieństwo wyboru kategorii referencyjnej, można te ilorazy zapisać jako:

( Pr(y = j|X)Pr(y = 0|X)) = exp(X (j)), j = 1, 2

W praktyce wyznacza się względne ilorazy szans (ryzyka) (ang. relative-risk ratios – RRR, lub odds ratios – OR) (Bodea i in. 2009, Hamilton 2013) dla każdego stanu j (j = 1, 2) zmiennej y (w porównaniu ze stanem bazowym = 0) i zmiennej objaśniającej xk w związku z „jednostkową zmianą” jej wartości (xk + δ, dla δ = 1), przy założeniu, że wartości pozostałych zmiennych objaśniających nie ulegają zmianie. W przypadku zmiennych objaśniających kategoryzacyjnych wzrost o „jedną jednostkę” oznacza po-równanie wybranej kategorii (zakodowanej jako 1) w stosunku do kategorii bazowej (0). W ten sposób, porównanie ilorazów prawdopodobieństw dla δ = 1 do ilorazów dla δ = 0 prowadzi do równania (Hamilton 2013):

RRRjk ×Pr(y = j|xk)Pr(y = 0|xk)

=Pr(y = j|xk + 1)Pr(y = 0|xk + 1)

gdzie: RRRjk jest mnożnikiem zwanym względnym ilorazem szans (ryzyka) obli-czonym dla j-tego stanu zmiennej y i wybranej kategorii (1) k-tej (k = 1, ..., K) zmiennej objaśniającej.

Przekształcając powyższą zależność otrzymujemy (Bodea i in. 2009):

RRR = e 0 + 1x1 + ... + k(xk + 1) + ... KxK

e 0 + 1x1 + ... + kxk + ... KxK= e k

Wynika stąd, że ilorazy szans (ryzyka) wyznacza się w prosty sposób, obliczając dla poszczególnych kategorii wartości eβ. Liao (1994) i Gruszczyński (Mikroekonome-tria... 2010) wskazują, że jeżeli na przykład xk jest zmienną zerojedynkową, eβk mówi, ile razy wzrasta iloraz szans wartości y = j dla kategorii „1” zmiennej xk w porównaniu z tym samym ilorazem dla kategorii „0” zmiennej xk. Iloraz szans dla kategorii referen-cyjnej przyjmuje więc wartość 1. Natomiast pozostałe ilorazy szans wskazują na wyż-sze (RRR > 1) lub niższe (RRR < 1) szanse (ryzyko) wystąpienia przepływu z danego

149

do innego stanu rynku pracy w grupie osób wyróżnionych ze względu na określoną kategorię (1) w stosunku do osób tworzących kategorię referencyjną (0). Tym samym oszacowane parametry strukturalne wielomianowych modeli logitowych umożliwiły wy-znaczenie ilorazów szans (ryzyka) zmiany stanu aktywności ekonomicznej badanych osób na rynku pracy64 oraz obliczenie prawdopodobieństw ich przejścia z poszczegól-nych stanów do pozostałych lub pozostania w stanie wyjściowym, w zależności od ich cech demografi czno-społecznych.

Charakterystyka próby

Badanie przeprowadzono na podstawie jednostk owych, niepublikowanych danych kwartalnych BAEL, pochodzących z lat 2002-2005 (łącznie badaniem objęto 172 206 osób dla Polski ogółem, z czego 74 707 stanowili mieszkańcy wsi) i lat 2006-2009 (odpowied-nio 231 000 i 105 238 osób) oraz grup osób ankietowanych, wyodrębnionych ze względu na ich pozycję na rynku pracy (zatrudnienie, bezrobocie, bierność zawodowa) oraz wy-brane cechy: płeć, stan cywilny, wiek, wykształcenie, klasę miejscowości zamieszkania, sekcję PKD, główne źródło utrzymania gospodarstwa domowego. Rozkłady częstości badanych jednostek, ze względu na wymienione cechy, przedstawiono w tabelach 29 i 30.

Analizując rozkład jednostek badanych ze względu na płeć, można zaobserwować, że w przypadku zatrudnienia i odpływów z zatrudnienia próba charakteryzowała się większym udziałem mężczyzn (8-13 punktów procentowych), z kolei biorąc pod uwagę stan bierności zawodowej i odpływy, kobiety stanowiły około 60%.

Analiza struktury próby według wieku, wykazuje dominację osób zatrudnionych w grupach wiekowych: 25-34, 35-44 i 45-54 lat, osób bezrobotnych w tych samych grupach, a także w wieku 20-24 lat. Z kolei stan bierności zawodowej (i odpływów) znacznie częściej był obserwowany wśród osób w wieku emerytalnym (65 lat i więcej), przedemerytalnym (55-64 lat) oraz ludzi młodych przed ukończeniem okresu edukacji (15-19 lat).

Kolejną charakterystyką jednostek badanych jest wykształcenie. Można zauwa-żyć, że w obydwu okresach wśród zatrudnionych przeważały osoby z wykształceniem zasadniczym zawodowym, policealnym i średnim zawodowym oraz wyższym, nato-miast na wsi proporcje były nieco odmienne, ponieważ większe udziały miały osoby z wykształceniem gimnazjalnym, podstawowym i niepełnym podstawowym, a mniejsze z wyższym (około 50% mniejsze niż w Polsce ogółem). Struktura bezrobotnych według wykształcenia była zbliżona do struktury zatrudnionych, jednak z wyraźnie mniejszym (o ponad 50%) udziałem osób z wykształceniem wyższym. W wykorzystanej próbie zatrudnieni z wykształceniem wyższym stanowili 17,9% ogółu osób badanych w la-tach 2002-2005 i 20,1% w latach 2006-2009, podczas gdy bezrobotni odpowiednio 6,9% i 8,9%. W przypadku stanu bierności zawodowej odsetek osób z wykształceniem wyższym był jeszcze mniejszy i wynosił 4,9% i 5,6%, natomiast osób z wykształce-niem gimnazjalnym, podstawowym i niepełnym podstawowym był najwyższy i wynosił 52,3% w latach 2002-2005 i 49,1% w latach 2006-2009. Na obszarach wiejskich udział

64 Gdy zmiana stanu aktywności ekonomicznej jest zjawiskiem niepożądanym (np. przejście ze stanu zatrudnienia do stanu bezrobocia), wówczas zamiast terminu „szansa” powinno używać się określenia „ryzyko” (Bieszk-Stolorz 2014).

150

Tabe

la 2

9. L

icze

bność

i stru

ktur

a pr

ób w

ykor

zyst

anyc

h w

wie

lom

iano

wej

ana

lizie

logi

tow

ej r

ynku

pra

cy d

la P

olsk

i ogółe

m i

wsi

w la

tach

200

2--2

005

(pan

ele

utw

orzo

ne n

a po

dsta

wie

dan

ych

BA

EL)

Cec

hy d

emog

rafi c

zno-

społ

eczn

eZa

trudn

ieni

i pr

zepł

ywy

z za

trudn

ieni

a B

ezro

botn

i i p

rzepły

wy

z be

zrob

ocia

B

iern

i zaw

odow

o i p

rzepły

wy

z bi

ernośc

i O

gółe

m p

róby

Pols

kaw

ieś

Pols

kaw

ieś

Pols

kaw

ieś

Pols

kaw

ieś

12

34

56

78

9W

ielk

ość

prób

y (o

soby

– k

olum

na o

gółe

m)

58 8

8026

915

33 2

5613

595

80 0

7034

197

172

206

74 7

07St

rukt

ura

prób

y (%

kol

umny

ogółe

m)

100,

010

0,0

100,

010

0,0

100,

010

0,0

100,

010

0,0

Płeć K

obie

ty45

,843

,349

,448

,059

,960

,053

,151

,8Męż

czyź

ni54

,256

,750

,652

,040

,140

,046

,948

,2St

an c

ywiln

ySt

an w

olny

24,9

26,1

46,7

48,4

50,3

49,7

40,9

41,0

Żona

ty, z

amęż

na75

,173

,953

,351

,649

,750

,359

,159

,0W

iek

(lata

)15

-19

1,4

2,3

3,4

4,5

18,0

18,7

9,5

10,2

20-2

47,

38,

221

,624

,38,

46,

810

,610

,525

-34

24,7

23,4

25,4

26,9

4,9

5,6

15,6

15,9

35-4

427

,027

,021

,121

,24,

24,

815

,215

,845

-54

28,6

26,0

23,2

19,6

11,2

10,4

19,5

17,7

55-6

48,

18,

45,

03,

418

,316

,912

,311

,465

i w

ięce

j2,

94,

70,

30,

135

,036

,917

,318

,6W

yksz

tałc

enie

Wyż

sze

ze s

topn

iem

nau

kow

ym (c

o na

jmni

ej

dokt

orat

) i w

yższ

e 17

,97,

76,

94,

44,

91,

79,

74,

4

Polic

ealn

e i ś

redn

ie z

awod

owe

28,5

23,0

25,1

21,3

14,9

8,7

21,5

16,1

Śred

nie

ogól

ne7,

34,

79,

77,

09,

84,

78,

95,

1Za

sadn

icze

zaw

odow

e32

,641

,139

,744

,318

,217

,527

,330

,9G

imna

zjum

, pod

staw

owe,

nie

pełn

e po

dsta

wow

e i b

ez w

yksz

tałc

enia

13,7

23,5

18,6

23,0

52,3

67,3

32,6

43,5

151

Tabe

la 2

9 –

cd.

12

34

56

78

9K

lasa

mie

jsco

woś

ci10

0 00

0 i w

ięce

j mie

szkańc

ów25

,5x

23,2

x25

,9x

25,2

x10

000

-99

999

mie

szkańc

ów26

,5x

31,2

x28

,9x

28,6

xM

iast

a po

niże

j 10

000

mie

szkańc

ów2,

3x

4,6

x2,

5x

2,8

xW

ieś

45,7

100,

040

,910

0,0

42,7

100,

043

,410

0,0

Sekc

ja P

KD

Indy

wid

ualn

e go

spod

arst

wa

roln

e11

,824

,32,

52,

60,

00,

04,

59,

2Po

zost

ałe

sekc

je88

,275

,797

,597

,410

0,0

100,

095

,590

,8Głó

wne

źró

dło

utrz

yman

ia g

ospo

dars

twa

dom

oweg

oPr

aca

naje

mna

, pra

ca n

a ra

chun

ek wła

sny

poza

in

dyw

idua

lnym

gos

poda

rstw

em ro

lnym

72

,253

,249

,745

,033

,730

,350

,041

,2

Uży

tkow

anie

indy

wid

ualn

ego

gosp

odar

stw

a ro

lneg

o 13

,428

,13,

06,

85,

311

,87,

616

,7

Zasiłe

k dl

a be

zrob

otny

ch

0,1

0,2

6,1

6,3

1,0

1,1

1,7

1,7

Emer

ytur

a lu

b re

nta

inw

alid

zka,

inne

nie

zaro

bko-

we źr

ódło

utrz

yman

ia

14,2

18,6

41,2

41,6

60,0

56,9

40,7

40,3

Źródło

: obl

icze

nia

wła

sne

na p

odst

awie

nie

publ

ikow

anyc

h da

nych

suro

wyc

h B

AEL

z la

t 200

2-20

05.

152

Tabe

la 3

0. L

icze

bność

i stru

ktur

a pr

ób w

ykor

zyst

anyc

h w

wie

lom

iano

wej

ana

lizie

logi

tow

ej r

ynku

pra

cy d

la P

olsk

i ogółe

m i

wsi

w la

tach

200

6--2

009

(pan

ele

utw

orzo

ne n

a po

dsta

wie

dan

ych

BA

EL)

Cec

hy d

emog

rafi c

zno-

społ

eczn

eZa

trudn

ieni

i pr

zepł

ywy

z za

trudn

ieni

aB

ezro

botn

i i p

rzepły

wy

z be

zrob

ocia

Bie

rni z

awod

owo

i prz

e-pł

ywy

z bi

ernośc

iO

gółe

m p

róby

Pols

kaw

ieś

Pols

kaw

ieś

Pols

kaw

ieś

Pols

kaw

ieś

12

34

56

78

9W

ielk

ość

prób

y (o

soby

– k

olum

na o

gółe

m)

106

787

49 7

8811

282

4 92

811

2 93

150

522

231

000

105

238

Stru

ktur

a pr

óby

(% k

olum

ny o

gółe

m)

100,

010

0,0

100,

010

0,0

100,

010

0,0

100,

010

0,0

Płeć K

obie

ty45

,943

,751

,050

,760

,659

,953

,351

,8Męż

czyź

ni54

,156

,349

,049

,339

,440

,146

,748

,2St

an c

ywiln

ySt

an w

olny

27,5

26,5

49,2

50,8

50,4

50,6

39,7

39,2

Żona

ty, z

amęż

na72

,573

,550

,849

,249

,649

,460

,360

,8W

iek

(lata

)15

-19

1,4

1,9

3,9

4,8

17,8

20,1

9,5

10,8

20-2

48,

08,

521

,124

,46,

96,

08,

18,

125

-34

24,3

23,2

23,6

24,1

4,8

5,4

14,8

14,7

35-4

426

,227

,120

,221

,03,

94,

515

,016

,045

-54

28,5

27,3

24,4

21,3

9,9

9,6

19,2

18,5

55-6

410

,19,

86,

54,

430

,928

,420

,118

,565

i w

ięce

j1,

52,

20,

20,

025

,826

,013

,313

,5W

yksz

tałc

enie

Wyż

sze

ze s

topn

iem

nau

kow

ym (c

o na

jmni

ej

dokt

orat

) i w

yższ

e 20

,110

,38,

95,

85,

62,

112

,46,

1

Polic

ealn

e i ś

redn

ie z

awod

owe

28,5

24,9

25,3

22,8

15,7

9,9

22,1

17,6

Śred

nie

ogól

ne7,

95,

711

,18,

710

,66,

19,

46,

0Za

sadn

icze

zaw

odow

e32

,140

,536

,841

,119

,018

,226

,029

,8G

imna

zjum

, pod

staw

owe,

nie

pełn

e po

dsta

wow

e i b

ez w

yksz

tałc

enia

11,4

18,6

17,8

21,6

49,1

63,7

30,2

40,4

153

Tabe

la 3

0 –

cd.

12

34

56

78

9K

lasa

mie

jsco

woś

ci10

0 00

0 i w

ięce

j mie

szkańc

ów23

,8x

20,4

x23

,1x

23,3

x10

000

-99

999

mie

szkańc

ów23

,7x

28,0

x25

,5x

24,8

xM

iast

a po

niże

j 10

000

mie

szkańc

ów5,

9x

7,8

x6,

7x

6,4

xW

ieś

46,6

100,

043

,710

0,0

44,7

100,

045

,610

0,0

Sekc

ja P

KD

Indy

wid

ualn

e go

spod

arst

wa

roln

e23

,739

,17,

57,

28,

68,

615

,522

,9Po

zost

ałe

sekc

je76

,360

,992

,592

,891

,491

,484

,577

,1Głó

wne

źró

dło

utrz

yman

ia g

ospo

dars

twa

dom

oweg

oPr

aca

naje

mna

, pra

ca n

a ra

chun

ek wła

sny

poza

in

dyw

idua

lnym

gos

poda

rstw

em ro

lnym

76

,561

,254

,150

,537

,036

,156

,148

,7

Uży

tkow

anie

indy

wid

ualn

ego

gosp

odar

stw

a ro

lneg

o 12

,024

,63,

47,

55,

511

,88,

417

,7

Zasiłe

k dl

a be

zrob

otny

ch

0,1

0,1

3,0

3,6

0,4

0,5

0,4

0,4

Emer

ytur

a lu

b re

nta

inw

alid

zka,

inne

nie

zaro

bko-

we źr

ódło

utrz

yman

ia

11,5

14,1

39,5

38,4

57,0

51,6

35,1

33,2

Źródło

: obl

icze

nia

wła

sne

na p

odst

awie

nie

publ

ikow

anyc

h da

nych

suro

wyc

h B

AEL

z la

t 200

6-20

09.

154

osób biernych zawodowo z najniższym poziomem wykształcenia był jeszcze większy (67,3% i 63,7%).

Biorąc pod uwagę klasę miejscowości, zatrudnieni mieszkańcy wsi stanowili 45,7% (w latach 2002-2005) i 46,6% (w latach 2006-2009) ogółu badanych respondentów, bez-robotni odpowiednio – 40,9% i 43,7%, bierni zawodowo – 42,7% i 44,7%. Mieszkańcy dużych (100 tys. i więcej) i średnich miast (10-100 tys.) stanowili przeciętnie po ok. 25% ogółu badanych w każdym ze stanów aktywności ekonomicznej. Najmniej licznie były reprezentowane osoby mieszkające w małych miastach (poniżej 10 tys.). Ich odse-tek mieścił się, w zależności od stanu aktywności ekonomicznej, w granicach 2,3-4,6% w latach 2002-2005 i 5,9-7,8% w latach 2006-2009.

W wykorzystanej próbie zatrudnieni w indywidualnych gospodarstwach rolnych na wsi stanowili w latach 2002-2005 około 25%, a w latach 2006-2009 około 40% ogółu osób badanych65. Udziały osób związanych z rolnictwem na wsi i jednocześnie bezrobot-nych bądź biernych zawodowo były znacznie niższe i w latach 2006-2009 kształtowały się na poziomie 7,2% (bezrobotni) i 8,6% (bierni zawodowo).

Porównując rozkład próby dla poszczególnych stanów aktywności ekonomicznej ze względu na główne źródło utrzymania gospodarstwa domowego można zaobserwo-wać, że wśród osób zatrudnionych głównym źródłem utrzymania najczęściej była praca najemna i praca na własny rachunek (ponad 70% ogółu badanych Polsce), w przypadku bezrobotnych źródło utrzymania stanowiły przede wszystkim praca najemna i praca na własny rachunek (45-54%) oraz emerytura lub renta inwalidzka (ok. 40%), natomiast w grupie biernych zawodowo była to emerytura lub renta inwalidzka (52-60%) oraz praca najemna i praca na własny rachunek (30-37%).

5.2. Analiza ilorazów szans (ryzyka) zmiany stanu aktywności ekonomicznej według wybranych cech ludności

Na podstawie skonstruowanych modeli przeprowadzono estymację parametrów z wykorzystaniem pakietu statystycznego STATA 12. Oszacowane parametry posłużyły do wyznaczenia ilorazów szans (ryzyka) (RRR – relative risk ratio), które wskazują na wyższe (RRR > 1) lub niższe (RRR < 1) szanse (ryzyko) zmiany stanu aktywności eko-nomicznej danej grupy jednostek badanych, wyodrębnionej ze względu na ich określoną kategorię demografi czną lub społeczną w odniesieniu do kategorii referencyjnej.

Oceny parametrów omawianych modeli są istotne statystycznie, o czym świad-czą wartości p = 0,000 dla testu χ2 weryfi kującego istotność jednocześnie wszystkich parametrów poszczególnych modeli. Również w większości przypadków pojedyncze oceny parametrów modeli okazały się statystycznie istotne na standardowych poziomach (p < 0,1). O dobrym i bardzo dobrym dopasowaniu modeli do danych empirycznych świadczą także zliczeniowe R2 przyjmujące wysokie wartości, w granicach 51,5-95,0%.

65 Tak duże różnice wynikają ze zwiększenia liczebności próby kwartalnej BAEL począwszy od 2006 roku z nieco ponad 40 tys. osób do około 55 tys. osób oraz zmiany struktury tej próby.

155

Modele 1. „Przepływy na rynku pracy z zatrudnienia (E)”

W tabeli 31 przedstawiono wyniki estymacji wielomianowych modeli logitowych przepływów na rynku pracy z zatrudnienia do bezrobocia i bierności zawodowej w la-tach 2002-2005, 2006-2009, w podziale na Polskę ogółem i wieś. Pierwszą analizowaną cechą ludności była płeć. W całym badanym okresie kobiety charakteryzowały się nieco większym niż mężczyźni ryzykiem przejścia z zatrudnienia do bezrobocia i znacząco większym (nawet niemal dwukrotnie w latach 2006-2009) ryzykiem dezaktywizacji za-wodowej. Wartości ilorazów ryzyka przejścia z zatrudnienia do bezrobocia, obliczone dla kobiet zamieszkujących na wsi, były wyższe niż dla kobiet w Polsce ogółem, natomiast w przypadku dezaktywizacji kobiety zamieszkujące poza miastami charakteryzowały się mniejszym niż w Polsce ryzykiem w latach 2002-2005 i porównywalnym w latach 2006-2009. W latach 2006-2009 ryzyko bierności zawodowej wśród kobiet było prawie dwa – razy większe niż w przypadku mężczyzn, zarówno w Polsce (o 98%), jak i na wsi (o 96%).

Kolejną badaną cechą był stan cywilny. Porównano osoby w stanie wolnym z oso-bami w związkach małżeńskich. Zgodnie z oczekiwaniami, ryzyko przejścia z zatrud-nienia do bezrobocia było wyższe wśród osób w stanie wolnym (iloraz szans dla Polski ogółem i wsi wynosił odpowiednio: 1,151 i 1,117 w latach 2002-2005 oraz 1,791 i 1,962 w latach 2006-2009). Wskazuje to na ujemne oddziaływanie pozostawania w związku małżeńskim na zagrożenie bezrobociem, zwłaszcza w latach 2006-2009. Może mieć to także związek z dążeniem do stabilizacji zawodowej osób posiadających własne rodziny, większą skłonnością do podejmowania ryzyka wśród osób w stanie wolnym (i wyższymi oczekiwanymi korzyściami z podejmowania pracy), różnicami dotyczącymi wieku oraz względami społecznymi, w tym częstym zwłaszcza w większych zakła-dach pracy „chronieniem” osób pracujących na utrzymanie rodziny, które przejawia się zwalnianiem w pierwszej kolejności osób młodszych, pozostających w stanie wolnym. Wartości ilorazów ryzyka przejścia do bezrobocia osób w stanie wolnym znacznie wzro-sły w latach 2006-2009 w stosunku do lat 2002-2005, przy czym zwiększenie to było bardziej wyraźne na wsi niż w Polsce ogółem. Przypuszczalnie wynika to z trudniejszej sytuacji na rynku pracy na terenach wiejskich oraz z silniejszych powiązań społecz-nych i personalnych. Należy zauważyć, że w lokalnych społecznościach bardzo rzadko osoba przyjmowana do pracy jest „anonimowa” (w odróżnieniu od dużych ośrodków miejskich). Poza uwarunkowaniami dotyczącymi liczby dostępnych miejsc pracy i zgod-ności cech siły roboczej z oczekiwaniami pracodawców, duże znaczenie ma zaufanie do zatrudnianego pracownika. Może ono wynikać między innymi z jego stanu cywilnego (pracownik posiadający zobowiązania jest bardziej lojalny wobec pracodawcy i bardziej niż osoby „wolne” obawia się utraty pracy) oraz z opinii, jaką cieszy się w lokalnym środowisku. Te czynniki są szczególnie ważne w przypadku mniej wyspecjalizowanych zasobów pracy, które stosunkowo łatwo można zastąpić. Ryzyko dezaktywizacji za-wodowej, polegającej na przejściu z zatrudnienia do bierności było niższe wśród osób w stanie wolnym, niż wśród pozostających w związku małżeńskim. Wyjaśnić to należy przede wszystkim strukturą wieku tych grup. Osoby „wolne” są w większości młodsze (i ich dezaktywizacja wynika częściej z przyczyn losowych), natomiast wyższe ryzyko dezaktywizacji osób żonatych i zamężnych wynika głównie z ich przechodzenia na renty i emerytury po przepracowaniu przewidzianej w polskim prawodawstwie liczby lat pracy oraz po osiągnięciu wymaganego wieku.

156

Tabe

la 3

1. W

ynik

i est

ymac

ji w

ielo

mia

now

ych

mod

eli l

ogito

wyc

h pr

zepł

ywów

na

rynk

u pr

acy

w P

olsc

e i n

a w

si: p

rzepły

wy

z za

trudn

ieni

a do

bez

-ro

boci

a i b

iern

ości

zaw

odow

ej w

lata

ch 2

002-

2005

(1) i

200

6-20

09 (2

) (mod

ele

1)

Zmie

nne

objaśn

iają

ce

Prze

pływ

y z

zatru

dnie

nia

[E]

do b

ezro

boci

a [U

]do

bie

rnoś

ci z

awod

owej

[N]

Pols

kaw

ieś

Pols

kaw

ieś

(1)

(2)

(1)

(2)

(1)

(2)

(1)

(2)

12

34

56

78

9

Płeć

(ref

. męż

czyź

ni)

Kob

iety

1,08

71,

123

**1,

136

1,26

8**

*1,

684

***

1,98

3**

*1,

551

***

1,95

9**

*

Stan

cyw

ilny

(ref

. żon

aty,

zam

ężna

)

Stan

wol

ny1,

151

**1,

791

***

1,11

71,

962

***

0,80

5**

*0,

875

***

0,86

9*

0,96

1*

Wie

k (la

ta) (

ref.

25-3

4)

15-1

93,

021

***

1,93

5**

*2,

366

***

2,05

6**

*4,

080

***

5,02

4**

*2,

951

***

4,09

8**

*

20-2

41,

858

***

1,78

5**

*1,

874

***

1,98

1**

*1,

730

***

1,97

9**

*1,

304

*1,

666

***

35-4

40,

684

***

0,72

3**

*0,

699

***

0,71

3**

*0,

612

***

0,58

8**

*0,

516

***

0,56

8**

*

45-5

40,

575

***

0,63

5**

*0,

456

***

0,53

9**

*1,

270

***

1,04

11,

109

1,00

5

55-6

40,

341

***

0,49

4**

*0,

208

***

0,49

6**

*4,

736

***

4,05

6**

*4,

281

***

3,80

7**

*

65 i

wię

cej

0,05

6**

*0,

032

***

0,02

4**

*0,

054

0,06

0**

*0,

049

***

0,04

5**

*0,

050

***

Wyk

ształc

enie

(ref

. gim

nazj

um, p

odst

awow

e,

niep

ełne

pod

staw

owe

i bez

wyk

ształc

enia

)

Wyż

sze

ze s

topn

iem

nau

kow

ym

(co

najm

niej

dok

tora

t) i w

yższ

e 0,

227

***

0,24

0**

*0,

143

***

0,26

7**

*0,

476

***

0,45

2**

*0,

388

***

0,57

0**

*

Polic

ealn

e i ś

redn

ie z

awod

owe

0,52

9**

*0,

496

***

0,59

9**

*0,

583

***

0,68

6**

*0,

604

***

0,68

8**

*0,

709

***

Śred

nie

ogól

ne0,

595

***

0,66

6**

*0,

552

***

0,81

70,

919

0,83

7**

*0,

931

0,98

1

Zasa

dnic

ze z

awod

owe

0,83

9**

0,81

2**

*0,

735

***

0,84

20,

793

***

0,80

3**

*0,

694

***

0,93

4

157

Tabe

la 3

1 –

cd.

12

34

56

78

9K

lasa

mie

jsco

woś

ci (r

ef. 1

00 ty

s. m

iesz

kań-

ców

i w

ięce

j).

10 0

00-9

9 99

91,

227

***

1,17

2**

××

1,08

21,

111

**×

×

Mia

sta

poniże

j 10

000

1,19

11,

022

××

0,60

6**

*0,

969

××

Wieś

0,97

40,

973

××

0,78

1**

*0,

900

**×

×

Sekc

ja P

KD

(ref

. poz

ostałe

sek

cje)

Indy

wid

ualn

e go

spod

arst

wa

roln

e0,

254

***

0,66

8**

*0,

276

***

0,49

6**

*0,

797

***

0,72

0**

*0,

847

**0,

685

***

Głó

wne

źró

dło

utrz

yman

ia (r

ef. p

raca

naj

em-

na, p

raca

na

rach

unek

wła

sny

poza

indy

wi-

dual

nym

gos

poda

rstw

em ro

lnym

)

Uży

tkow

anie

indy

wid

ualn

ego

gosp

odar

-st

wa

roln

ego

0,27

5**

*0,

271

***

0,26

6**

*0,

404

***

0,64

9**

*0,

638

***

0,61

5**

*0,

628

***

Zasiłe

k dl

a be

zrob

otny

ch

3,32

5**

*3,

705

***

3,57

4**

*2,

230

1,42

33,

162

***

0,85

82,

521

***

Emer

ytur

a lu

b re

nta

inw

alid

zka,

inne

ni

ezar

obko

we źr

ódło

utrz

yman

ia

1,35

4**

*1,

068

1,19

9*

0,73

1**

*0,

895

*1,

177

***

0,81

3**

1,00

8

Licz

ba o

bser

wac

ji58

880

106

787

26 9

1549

788

58 8

8010

6 78

726

915

49 7

88

Stat

ysty

ka te

stu

ilora

zu w

iary

godn

ości

(LR)

2 70

03

665

1 39

01

749

2 70

03

664

1 39

01

749

Empi

rycz

ny p

ozio

m is

totn

ości

mod

elu

0,00

00,

000

0,00

00,

000

0,00

00,

000

0,00

00,

000

Zlic

zeni

owy

R2 (c

ount

R2 )

(%)

92,8

94,7

93,4

95,0

92,8

94,7

93,4

95,0

***

ozna

cza

isto

tność

para

met

ru n

a po

ziom

ie 0

,01,

**

na p

ozio

mie

0,0

5, *

na

pozi

omie

0,1

, bra

k *

ozna

cza,

że

ocen

a pa

ram

etru

jest

sta

tyst

yczn

ie is

totn

a na

poz

iom

ie

p >

0,1.

Źródło

: opr

acow

anie

wła

sne

na p

odst

awie

nie

publ

ikow

anyc

h, n

iew

ażon

ych,

indy

wid

ualn

ych

dany

ch su

row

ych

BA

EL z

lat 2

002-

2005

i 20

06-2

009.

158

W przypadku wieku, można zaobserwować znaczące zróżnicowanie wartości ilo-razów ryzyka zmiany stanu aktywności ekonomicznej. Grupę referencyjną stanowiły osoby w wieku 25-34 lat. Zgodnie z oczekiwaniami, najwyższe wartości ilorazów szans przejścia z zatrudnienia do bezrobocia w odniesieniu do tej grupy występowały wśród osób w wieku 15-19 i 20-24 lat. Są to osoby, które ze względu na brak doświadczenia zawodowego, równoczesną z podejmowaniem pracy kontynuację nauki oraz dążenie do poprawy swej sytuacji zawodowej pracę zmieniają częściej niż osoby starsze. W kon-sekwencji, są mniej wartościowe dla pracodawców, ponieważ dość łatwo je zastąpić innymi pracownikami. Należą w większości do outsiders. Charakterystyczna dla tych grup wiekowych (zwłaszcza dla grupy 15-19 lat) łatwość uczenia, siły witalne i mo-bilność nie są wystarczającymi atutami, aby skutecznie konkurować o miejsca pracy ze starszymi insiders, często związanymi przez wiele lat z jednym pracodawcą i ko-rzystającymi z ochrony prawnej oraz wsparcia organizacji pracowniczych. Oczywiście zdarzają się wyjątki, jednak nie są one na tyle powszechne w skali całej gospodarki, aby oddziaływały znacząco na kształtowanie się ogólnych prawidłowości. Wraz z wiekiem, ryzyko przejścia z zatrudnienia do bezrobocia spada, a w grupie wiekowej 65 i więcej lat przestaje mieć istotne znaczenie w skali gospodarki, co jest związane z ustawową ochroną przed zwolnieniem osób w wieku przedemerytalnym66. Występowały pewne różnice dotyczące sytuacji poszczególnych grup wiekowych, w zakresie ryzyka przejścia z zatrudnienia do bezrobocia pomiędzy Polską ogółem a wsią, jednak ogólne prawidło-wości pozostawały w obydwu przypadkach takie same.

Odmiennie niż w przypadku ryzyka przejścia z zatrudnienia do bezrobocia osób w różnym wieku kształtowała się sytuacja w zakresie ryzyka przejścia z zatrudnienia do bierności. Wydaje się, że przed takim przejściem chroni najsilniej połączenie doświad-czenia zawodowego, charakterystycznego dla osób w wieku 24-54 lat, z występującą rów-nocześnie dość wysoką mobilnością i umiejętnością przyswajania nowości oraz siłami witalnymi, które umożliwiają efektywne wykonywanie pracy, oraz relatywnie łatwiejsze niż w grupach młodszych i starszych podjęcie pracy po jej czasowej utracie. Wysokie ryzyko dezaktywizacji osób najmłodszych (15-19 lat) należy wiązać z faktem podej-mowania lub kontynuacji przez nie nauki, co miało pewne znaczenie również w grupie 20-24 lat. Ryzyko przejścia z zatrudnienia do bierności zawodowej osób najmłodszych (15-19 lat) było w Polsce cztero- lub pięciokrotnie większe niż osób w wieku 25-34 lat. Wzrost ryzyka dezaktywizacji po 54 roku życia jest naturalny, ponieważ zmniejsza się mobilność, zdolność przyswajania nowości oraz pogarsza stan zdrowia. W badanym okresie, na przyspieszenie procesu dezaktywizacji oddziaływały również renty i emery-tury pomostowe, do których można było nabyć prawo po ukończeniu 55 (w przypadku kobiet) lub 60 (w przypadku mężczyzn) roku życia67. Stanowiły one alternatywę, zwłasz-cza dla osób zagrożonych zwolnieniem lub nisko opłacanych za wykonywaną pracę, a także dla „zmęczonych”, pragnących zakończyć pracę zawodową, ze względu na stan zdrowia lub kondycję psychofi zyczną. Ryzyko dezaktywizacji mieszkańców wsi było

66 Zgodnie z art. 39 Kodeksu Pracy (Ustawa... 1974): „pracodawca nie może wypowiedzieć umowy o pracę pracownikowi, któremu brakuje nie więcej niż 4 lata do osiągnięcia wieku eme-rytalnego, jeżeli okres zatrudnienia umożliwia mu uzyskanie prawa do emerytury z osiągnięciem tego wieku”.

67 Ustawa z dnia 19 grudnia 2008 r. o emeryturach pomostowych (Ustawa... 2008), http://www.zus.pl/default.asp?p=4&id=392 [dostęp: 14.01.2014].

159

niższe niż w Polsce ogółem w latach 2002-2005, zwłaszcza w grupie wiekowej 20-24 lata, jednak w kolejnym badanym okresie (2006-2009), różnice te (pomimo że nadal występowały), były mniej wyraźne. Osoby w wieku 65 lat i więcej najczęściej przeby-wają na emeryturze i w związku z tym obliczone dla tej grupy osób ilorazy ryzyka są niewielkie i nie przekraczają wartości 0,05.

Kolejną badaną cechą ludności aktywnej ekonomicznie było wykształcenie. W tym przypadku grupę referencyjną stanowiły osoby z wykształceniem gimnazjalnym, podsta-wowym i niepełnym podstawowym. Obliczone ilorazy szans świadczą o tym, że ryzyko przejścia z zatrudnienia do bezrobocia zmniejszało się wraz ze wzrostem poziomu wy-kształcenia. W grupie osób z wykształceniem wyższym, ryzyko to było 4,4 (w latach 2002-2005) i 4,2 (w latach 2006-2009) a na wsi odpowiednio 7 i 3,7 razy mniejsze niż w grupie referencyjnej. Zwraca uwagę pewne zróżnicowanie sytuacji osób z wy-kształceniem policealnym i średnim zawodowym a średnim ogólnym. O ile w okresie 2002-2005 ilorazy ryzyka przejścia z zatrudnienia do bezrobocia przyjmowały zbliżone wartości, to w latach 2006-2009 ryzyko to było już znacznie wyższe wśród osób nieukie-runkowanych zawodowo. Szczególnie wyraźnie można to zauważyć na wsi, gdzie iloraz szans przejścia z zatrudnienia do bezrobocia w latach 2006-2009 wynosił 0,583 dla osób z wykształceniem policealnym i średnim zawodowym wobec 0,817 dla osób z wykształ-ceniem ogólnym. Wskazuje to na wzrastające znaczenie ukierunkowania zawodowego i potwierdza wyniki badań prowadzonych metodą przepływów na rynku pracy (IOA). Ukierunkowanie zawodowe nie jest całkowicie substytucyjne wobec poziomu wykształ-cenia. Pomimo że kwalifi kacje zawodowe zmniejszają ryzyko utraty pracy i przejścia do bezrobocia, jednak osoby, które ukończyły zasadnicze szkoły zawodowe charakteryzo-wały się wartościami ilorazów ryzyka wyższymi niż posiadający wykształcenie średnie zawodowe i średnie ogólne, przy czym było to widoczne najwyraźniej w Polsce ogółem w latach 2002-2005, natomiast miało najmniejsze znaczenie na wsi w latach 2006-2009.

Można również zauważyć istotne oddziaływanie wykształcenia na ryzyko przejścia z zatrudnienia do bierności zawodowej. We wszystkich grupach wykształcenia ryzyko to było niższe niż w grupie referencyjnej. Podobnie jak w przypadku ryzyka przej-ścia z zatrudnienia do bezrobocia, ryzyko zmniejszało się wraz ze wzrostem poziomu wykształcenia i ukierunkowania zawodowego. W najlepszej sytuacji znajdowały się osoby z wykształceniem wyższym oraz policealnym i średnim zawodowym, przy czym w latach 2006-2009 korzystne oddziaływanie wykształcenia na wsi było słabsze niż w Polsce ogółem. Zwracają uwagę bliskie jeden wartości ilorazów ryzyka dezaktywizacji w grupie osób z wykształceniem średnim ogólnym w stosunku do grupy referencyjnej. Można przypuszczać, że wynika to z relatywnie mniejszej atrakcyjności tych osób dla pracodawców, w porównaniu z osobami ukierunkowanymi zawodowo, oraz że jest to konsekwencja wyboru ścieżki zawodowej. Prawdopodobnie za dezaktywizację takich osób często odpowiadają czynniki społeczne lub ich świadomy wybór, np. poprzez wy-bór pracy w gospodarstwie domowym, wcześniejsze przejście na rentę lub emeryturę (Determinanty dezaktywizacji... 2010, Dezaktywizacja... 2008).

W przypadku klasy miejscowości, grupę referencyjną stanowili mieszkańcy miast liczących co najmniej 100 tys. mieszkańców. W porównaniu z nimi, niższe (nieznacz-nie) ryzyko przejścia z zatrudnienia do bezrobocia występowało tylko na wsi, natomiast pozostałe klasy miejscowości charakteryzowały się wyższymi wartościami ilorazów ry-zyka takiej zmiany stanu aktywności ekonomicznej. W latach 2006-2009 różnice te ule-gły zmniejszeniu, a w miejscowościach liczących poniżej 10 tys. mieszkańców wartości

160

ilorazów ryzyka osiągnęły wartości niemal równe grupie referencyjnej. Ryzyko przejścia z zatrudnienia do bierności zawodowej wzrosło w latach 2006-2009 w stosunku do okresu 2002-2005 roku (w porównaniu z grupą referencyjną) we wszystkich klasach miejscowo-ści. Najmniej sytuacja uległa pogorszeniu w miastach liczących 10 000-100 000 miesz-kańców, najbardziej w miejscowościach klasy poniżej 10 000 mieszkańców (1,6 razy).

Osoby związane (według klasyfi kacji PKD) z gospodarstwami rolnymi charak-teryzowały się mniejszymi wartościami ilorazów ryzyka przejścia z zatrudnienia do bezrobocia w porównaniu do grupy referencyjnej „pozostałe sekcje”, zwłaszcza w latach 2002-2005, w których były one o 72% (wieś) i 75% (Polska) mniejsze w porównaniu z grupą referencyjną. Można zatem stwierdzić, że związek z rolnictwem zmniejszał ryzyko przejścia z zatrudnienia do bezrobocia, a na obszarach wiejskich oddziaływanie to w latach 2006-2009 było słabsze niż w pierwszym badanym okresie. Związek z rol-nictwem zmniejszał również ryzyko dezaktywizacji, polegającej na przejściu z zatrud-nienia do bierności zawodowej, a siła oddziaływania tego czynnika wzrosła w latach 2006-2009 w porównaniu z latami 2002-2005. Odpowiadać za to może między innymi w przeważającej części rodzinny charakter polskich gospodarstw rolnych i stosunkowo stabilne zapotrzebowanie na siłę roboczą, pomimo relatywnie zbyt wysokiego zatrudnie-nia w rolnictwie w stosunku do ekonomicznej efektywności pracy (Kołodziejczak 2008).

W przypadku głównego źródła utrzymania, do grupy referencyjnej zaliczono osoby utrzymujące się z pracy najemnej i z pracy na rachunek własny poza indywidualnym gospodarstwem rolnym. W porównaniu z grupą referencyjną, ryzyko przejścia z za-trudnienia do bezrobocia wśród osób utrzymujących się z użytkowania indywidualnego gospodarstwa rolnego było około 3,6 razy mniejsze w Polsce i na wsi, w latach 2002-2005, oraz w Polsce ogółem, w latach 2006-2009. Na wsi, w latach 2006-2009, wskaźnik ten przyjmował mniej korzystne wartości, jednak nadal ta grupa ludności znajdowała się w relatywnie dobrej sytuacji (iloraz ryzyka przejścia z zatrudnienia do bezrobocia był prawie 2,5 razy niższy niż w grupie referencyjnej). Z oczywistych względów, ilorazy ryzyka przejścia z zatrudnienia do bezrobocia w grupie osób utrzymujących się głównie z zasiłków dla bezrobotnych osiągały wysokie wartości (2,2-3,7 razy większe niż w gru-pie referencyjnej). Ta grupa osób ankietowanych w ramach BAEL siłą rzeczy musiała stracić pracę, aby uzyskać prawo do zasiłku. Sytuacja osób utrzymujących się głównie z emerytury, renty lub innych niezarobkowych źródeł jest trudniejsza do wyjaśnienia. Po pierwsze, główne źródło utrzymania nie jest tożsame ze stanem aktywności ekono-micznej. Można na przykład utrzymywać się głównie z renty, ale jednocześnie pracować. Główne źródło, z którego utrzymywała się dana osoba ankietowana przez BAEL, mogło być źródłem dochodu pozyskiwanym przez inną osobę, a więc na przykład głównym źródłem utrzymania mogła być praca innego niż ankietowany członka gospodarstwa domowego. Niemniej, istnieje związek pomiędzy głównym źródłem utrzymania a sytu-acją na rynku pracy.

W przypadku emerytury lub renty, jest możliwe jednoczesne posiadanie zatrud-nienia, jednak jego utrata nie powoduje przejścia do bezrobocia. Zaliczenie do grupy bezrobotnych jest natomiast możliwe, kiedy pracę traci osoba utrzymująca się głównie z „innych niezarobkowych źródeł”, ponieważ zwykle nie stanowią one podstawy do niezakwalifi kowania danej osoby jako bezrobotnego, zarówno według kryteriów BAEL, jak i według zasad stosowanych przez urzędy pracy. Należy więc zwrócić uwagę także na wewnętrzną niejednorodność grupy „emerytura lub renta inwalidzka, inne niezarob-kowe źródło utrzymania”.

161

W przypadku przejścia z zatrudnienia do bierności zawodowej, grupą najmniej zagrożoną taką formą dezaktywizacji zawodowej byli utrzymujący się głównie z użytko-wania indywidualnego gospodarstwa rolnego. Po raz kolejny można więc zaobserwować „ochronną” funkcję rolnictwa. Niepokojące są wysokie wartości ryzyka zmiany stanu z zatrudnienia do bezrobocia i bierności zawodowej w grupie osób utrzymujących się głównie z zasiłków dla bezrobotnych, zwłaszcza na wsi. Przy tym w latach 2006-2009, w porównaniu z okresem 2002-2005, nastąpiło wyraźne zwiększenie ryzyka przejścia z zatrudnienia do bierności zawodowej w tej grupie, zarówno Polsce (ponad dwukrotnie – z 1,423 do 3,162), jak i na wsi (prawie trzykrotnie – z 0,858 do 2,521). Relacje warto-ści tego wskaźnika obliczonych dla wsi i Polski ogółem zmieniły się więc na niekorzyść wsi, co może świadczyć o oddziaływaniu czynników strukturalnych i kreacji pewnych wzorców zachowań. Wobec braku możliwości utrzymania zatrudnienia, mieszkańcy wsi częściej ulegają dezaktywizacji („zniechęceni”) i poszukują możliwości pozyskania do-chodów transferowych (np. renty chorobowej). Pogorszenie relacji wartości ilorazów ryzyka na niekorzyść wsi wynika także z poprawy sytuacji na rynku pracy w miastach. Świadczy to również o strukturalnej i terytorialnej nierównomierności rozwoju gospodar-czego. Obszary „wiodące” (duże ośrodki miejskie) rozwijają się szybciej, co „pociąga” za sobą również rozwój pozostałej części kraju, jednak ze względu na tempo zachodzą-cych zmian w ośrodkach „wiodących” i „nienadążanie” pozostałych obszarów, mimo wszystko, następuje zwiększanie się dystansu pomiędzy nimi.

Modele 2. „Przepływy na rynku pracy z bezrobocia (U)”

Wyniki estymacji modeli przepływów na rynku pracy z bezrobocia do zatrudnienia i bierności zawodowej w latach 2002-2005 i 2006-2009 w podziale na Polskę ogółem i wieś przedstawiono w tabeli 32. Przeprowadzono analizę ilorazów szans wyjścia z bez-robocia, a więc w zakresie możliwości pozyskania zatrudnienia (przepływ z bezrobocia do zatrudnienia) oraz zagrożenia dezaktywizacją (przepływ z bezrobocia do bierności zawodowej), w grupach ludności aktywnej zawodowo wyodrębnionych według cech demografi czno-społecznych.

Pierwszą badaną cechą była płeć, a grupę referencyjną stanowili mężczyźni. Wyniki modelu wskazują, że kobiety mają (w porównaniu z mężczyznami) znacznie mniejsze szanse na podjęcie zatrudnienia, ale ich sytuacja uległa w latach 2006-2009 pewnej poprawie w porównaniu z okresem 2002-2005. Relatywnie gorsza była także sytuacja kobiet na wsi niż w mieście. Niepokojące są wysokie wartości ilorazów ryzyka przejścia kobiet z bezrobocia do bierności (1,575 i 1,568 dla kolejnych okresów w Polsce ogółem i 1,845 oraz 1,691 na wsi). Można przypuszczać, że wyraźnie gorsza sytuacja kobiet na rynku pracy, zwłaszcza na wsi, jest wynikiem oddziaływania uwarunkowań kulturowych, a więc większego przywiązania do tradycyjnego modelu rodziny na wsi (co ma związek między innymi z dominacją gospodarstw rodzinnych w strukturze użytkowania ziemi), wyższą dzietnością kobiet na wsi niż w mieście (Podstawowe informacje... 2012) oraz wynikającą z tego ich niższą mobilnością, a także może to być spowodowane mniejszą chłonnością rynku pracy dostępnego dla mieszkanek wsi oraz strukturą popytu na pracę na tym rynku. Nie można również pominąć wpływu niższych niż w mieście wynagro-dzeń, które często mogą się znajdować poniżej progu ekonomicznej opłacalności pod-jęcia pracy. Koszty dojazdów, utrata czasu poświęcanego rodzinie, wyższa konsumpcja

162

Tabe

la 3

2. W

ynik

i est

ymac

ji w

ielo

mia

now

ych

mod

eli l

ogito

wyc

h pr

zepł

ywów

na

rynk

u pr

acy

w P

olsc

e i n

a w

si: p

rzepły

wy

z be

zrob

ocia

do

za-

trudn

ieni

a i b

iern

ości

zaw

odow

ej w

lata

ch 2

002-

2005

(1) i

200

6-20

09 (2

) (m

odel

e 2)

Zmie

nne

objaśn

iają

ce

Prze

pływ

y z

bezr

oboc

ia [U

]do

zat

rudn

ieni

a [E

]do

bie

rnoś

ci [N

]Po

lska

wieś

Pols

kaw

ieś

(1)

(2)

(1)

(2)

(1)

(2)

(1)

(2)

12

34

56

78

9Pł

eć (r

ef. m

ężcz

yźni

)K

obie

ty0,

685

***

0,79

0**

*0,

558

***

0,62

9**

*1,

575

***

1,56

8**

*1,

845

***

1,69

1**

*St

an c

ywiln

y (r

ef. ż

onat

y, z

amęż

na)

Stan

wol

ny0,

753

***

0,82

4**

*0,

687

***

0,70

9**

*0,

822

***

0,82

4**

*0,

742

***

0,68

4**

*W

iek

(lata

) (re

f. 25

-34)

15-1

91,

168

1,49

1**

*1,

420

**1,

985

***

1,88

4**

*1,

924

***

1,30

01,

229

20-2

41,

052

1,10

91,

042

1,21

6**

1,15

9**

1,34

3**

*0,

929

1,16

535

-44

0,81

2**

*0,

839

***

0,83

9**

0,87

31,

128

*0,

991

0,95

50,

843

45-5

40,

587

***

0,60

6**

*0,

656

***

0,54

3**

*1,

696

***

1,39

0**

*1,

479

***

1,24

9**

55-6

40,

388

***

0,58

0**

*0,

355

***

0,80

64,

431

***

2,91

1**

*3,

858

***

2,17

3**

*65

i w

ięce

j0,

002

0,17

30,

005

0,60

30,

164

***

0,82

6**

*0,

114

***

0,49

3W

yksz

tałc

enie

(ref

. gim

nazj

um, p

odst

awow

e,

niep

ełne

pod

staw

owe

i bez

wyk

ształc

enia

)W

yższ

e ze

sto

pnie

m n

auko

wym

(co

naj-

mni

ej d

okto

rat)

i wyż

sze

3,51

7**

*2,

859

***

3,25

2**

*2,

826

***

1,26

2**

0,90

30,

881

0,60

4**

Polic

ealn

e i ś

redn

ie z

awod

owe

1,87

4**

*1,

868

***

1,98

7**

*1,

985

***

0,99

40,

920

1,15

10,

906

Śred

nie

ogól

ne1,

548

***

1,69

8**

*1,

658

***

1,94

1**

*1,

179

**1,

232

**0,

828

1,23

2Za

sadn

icze

zaw

odow

e1,

278

***

1,41

7**

*1,

285

***

1,70

2**

*0,

942

0,96

51,

090

1,06

5K

lasa

mie

jsco

woś

ci (r

ef. 1

00 ty

s. m

iesz

kań-

ców

i w

ięce

j).10

000

-99

999

0,96

50,

993

××

0,94

20,

897

××

Mia

sta

poni

ej 1

0 00

00,

910

0,72

7**

*×

×0,

813

0,66

7**

*×

×W

ieś

1,06

10,

985

××

0,88

4**

0,82

3**

*×

163

Tabe

la 3

2 –

cd.

12

34

56

78

9Se

kcja

PK

D (r

ef. p

ozos

tałe

sek

cje)

Indy

wid

ualn

e go

spod

arst

wa

roln

e1,

000

1,09

61,

000

1,01

81,

000

1,37

3**

*1,

000

1,34

1**

Głó

wne

źró

dło

utrz

yman

ia (r

ef. p

raca

naj

em-

na, p

raca

na

rach

unek

wła

sny

poza

indy

wid

u-al

nym

gos

poda

rstw

em ro

lnym

)Uży

tkow

anie

indy

wid

ualn

ego

gosp

odar

-st

wa

roln

ego

1,43

5**

*1,

189

1,58

1**

*1,

193

1,02

20,

731

*1,

160

0,78

8

Zasiłe

k dl

a be

zrob

otny

ch

1,41

9**

*1,

663

***

1,49

4**

*1,

825

***

1,05

80,

601

***

1,28

9**

0,69

4Em

eryt

ura

lub

rent

a in

wal

idzk

a, in

ne

niez

arob

kow

e źr

ódło

utrz

yman

ia

0,92

0**

0,83

2**

*0,

998

0,86

7*

1,08

6*

0,98

11,

232

***

0,95

0

Licz

ba o

bser

wac

ji21

974

11 2

828

667

4 92

821

974

11 2

828

667

4 92

8St

atys

tyka

test

u ilo

razu

wia

rygo

dnoś

ci (L

R)1

484

833

547

396

1 48

383

354

839

7Em

piry

czny

poz

iom

isto

tnoś

ci m

odel

u0,

000

0,00

00,

000

0,00

00,

000

0,00

00,

000

0,00

0Zl

icze

niow

y R2

(cou

nt R

2 ) (%

)66

,451

,566

,851

,966

,451

,566

,851

,9

***

ozna

cza

isto

tność

para

met

ru n

a po

ziom

ie 0

,01,

**

na p

ozio

mie

0,0

5, *

na

pozi

omie

0,1

, bra

k *

ozna

cza,

że

ocen

a pa

ram

etru

jest

sta

tyst

yczn

ie is

totn

a na

poz

iom

ie

p >

0,1.

Źródło

: opr

acow

anie

wła

sne

na p

odst

awie

nie

publ

ikow

anyc

h, n

iew

ażon

ych,

indy

wid

ualn

ych

dany

ch su

row

ych

BA

EL z

lat 2

002-

2005

i 20

06-2

009.

164

w związku z wykonywaniem czynności zawodowych (wynikająca z potrzeby np. lep-szego odżywiania się lub konieczności spożywania posiłków poza domem, a nie z więk-szego dochodu), mogą sprawiać, że dla kobiet na terenach wiejskich korzystniejsza ekonomicznie i psychospołecznie (w krótkiej perspektywie) będzie dezaktywizacja za-wodowa (nie oznacza to oczywiście korzyści ekonomicznych w dłuższym okresie).

Różnice dotyczące szans przejścia z bezrobocia do zatrudnienia oraz ryzyka przej-ścia z bezrobocia do bierności zawodowej można było zauważyć również ze względu na stan cywilny badanych osób. W tym przypadku grupę referencyjną stanowiły osoby po-zostające w związkach małżeńskich. W porównaniu z nimi, osoby w stanie wolnym cha-rakteryzowały się niższymi wartościami ilorazów szans znalezienia zatrudnienia. Różnice te uległy nieznacznemu zmniejszeniu, ale były wyraźne w obydwu badanych okresach, przy czym na wsi nieco bardziej niż średnio w kraju (w Polsce ogółem 0,753 w latach 2002-2005 i 0,824 w latach 2006-2009 oraz na wsi – odpowiednio 0,687 i 0,709). Nieco zaskakujące mogą wydawać się niższe wartości ilorazów ryzyka przejścia z bezrobocia do bierności wśród osób w stanie wolnym, w porównaniu z grupą referencyjną. Należy jednak pamiętać, że ma to związek ze strukturą wieku osób w tych dwóch grupach lud-ności (większym udziałem osób starszych w grupie referencyjnej, co w naturalny sposób predestynuje część nich do dezaktywizacji, ze względu na osiągnięcie wieku uprawniają-cego do przejścia na renty i emerytury oraz gorszy stan zdrowia). Ryzyko dezaktywizacji osób w stanie wolnym było niższe na wsi niż w Polsce ogółem, co można częściowo tłumaczyć związkiem ludności wiejskiej z indywidualnymi gospodarstwami rolnymi. Ryzyko dezaktywizacji osób w stanie wolnym na wsi w latach 2006-2009 było niższe o 32%, podczas gdy w Polsce o 18% w porównaniu z grupą referencyjną.

W przypadku wieku, grupę referencyjną stanowiły osoby między 25 a 34 rokiem życia. Łatwiej od nich zdobywali zatrudnienie bezrobotni młodsi, przy czym zjawisko to występowało w okresie 2002-2005 zarówno w Polsce ogółem, jak i na wsi, natomiast w latach 2006-2009 na wsi można było zaobserwować wyraźne polepszenie sytuacji osób w wieku 55-64 lat, zarówno w relacji do wcześniejszego badanego okresu, jak i do Polski ogółem. Grupa osób w wieku 65 i więcej lat charakteryzowała się niskimi i bardzo niskimi wartościami ilorazów szans przejścia z bezrobocia do zatrudnienia, ze względu na charakterystyczną dla swego wieku skłonność do dezaktywizacji za-wodowej. Należy zauważyć, że wartości te były wyższe na wsi niż w Polsce ogółem, co pośrednio świadczy o roli rolnictwa (i jego otoczenia) w utrzymywaniu aktywności zawodowej mieszkańców wsi. Niemal wszystkie grupy wiekowe charakteryzowały się większym ryzykiem dezaktywizacji poprzez przejście z bezrobocia do bierności za-wodowej niż grupa referencyjna. Jedynie osoby w wieku 35-44 lata osiągały (z wy-jątkiem Polski ogółem w latach 2002-2005) niższe wartości ilorazów szans takiego przejścia. Świadczy to o utrzymywaniu przez nich relatywnie dobrej pozycji na rynku pracy, wynikającej z posiadanego doświadczenia zawodowego i (nadal) sił witalnych cennych dla pracodawców (a więc w pewnym sensie z „czerpania korzyści” nabytych w wieku 25-34 lat). Po 45 roku życia ich sytuacja ulegała jednak pogorszeniu, natomiast przejście do kolejnej grupy wiekowej (55-64 lat) oznaczało drastyczne zwiększenie ry-zyka dezaktywizacji (podobnie jak w modelu dotyczącym przepływów z zatrudnienia do bierności). Po 65 roku życia ryzyko dezaktywizacji jest najmniejsze w porównaniu z grupą referencyjną (osoby w wieku 25-34 lat), gdyż obejmuje przeważnie osoby już zdezaktywizowane (przy czym wyniki uzyskane dla tego przedziału wiekowego należy rozpatrywać z pewną dozą ostrożności, ze względu na nieistotność parametrów).

165

Sytuację poszczególnych grup ludności wyodrębnionych ze względu na wykształ-cenie zbadano w odniesieniu do grupy referencyjnej, w skład której weszły osoby z wy-kształceniem: gimnazjalnym, podstawowym i niepełnym podstawowym. We wszystkich pozostałych grupach występowały wyższe wartości ilorazów szans przejścia z bezrobo-cia do zatrudnienia, przy czym zauważano wyraźnie ukierunkowaną zależność – im wyż-szy poziom wykształcenia, tym łatwiejsze jest znalezienie pracy. Wykształcenie wyższe dawało szanse wyjścia z bezrobocia 3,2-3,5 krotnie wyższe w Polsce ogółem i ponad 2,8-krotnie wyższe na wsi niż wykształcenie grupy referencyjnej. Osoby z wykształce-niem średnim policealnym i średnim zawodowym charakteryzowały się szansami niemal dwukrotnie wyższymi niż grupa referencyjna, natomiast wykształcenie średnie ogólne dawało szanse ponad półtorakrotnie większe niż w grupie referencyjnej. Można więc zauważyć pozytywny wpływ ukierunkowania zawodowego, występujący jednak przede wszystkim na poziomie wykształcenia średniego. Osoby z wykształceniem zawodowym miały również szanse większe niż grupa referencyjna, jednak różnica ta była relatywnie niewielka w Polsce ogółem (od niespełna 1,3 do ponad 1,4 razy) i nieco wyraźniejsza na wsi (od niespełna 1,3 do 1,7 razy). Znaczenie wykształcenia zawodowego na wsi w latach 2006-2009 było większe niż w latach 2002-2005, co można wiązać z nieco lepszą sytuacją gospodarczą oraz rozwojem niektórych branż, np. budownictwa. Nie bez znaczenia jest również emigracja zarobkowa takich osób, która powodowała zmniej-szenie liczby wykwalifi kowanych robotników na lokalnych rynkach pracy i – siłą rze-czy – zatrudnianie bezrobotnych, którzy pozostali w kraju (Kłos 2006, Puzio-Wacławik 2010). W przypadku przepływów z bezrobocia do bierności nie można zaobserwować jednoznacznego wpływu poziomu wykształcenia na ryzyko dezaktywizacji. Wartości ilorazów szans były w większości przypadków zbliżone do grupy referencyjnej. Po-mimo że w niektórych grupach przyjmowały nieco niższe wartości, jednak nie można stwierdzić, że sytuacja którejkolwiek grupy, poza osobami z wykształceniem wyższym na wsi, była wyraźnie lepsza niż pozostałych. Nie jest to jednak (wbrew pozorom) zjawisko jednoznacznie pozytywne. Przyczyn takiego stanu rzeczy należy oczywiście upatrywać w wyższych szansach na znalezienie pracy mieszkańców wsi z wyższym wy-kształceniem w porównaniu z osobami z innych grup wykształcenia. Nie jest to jednak rezultatem dobrej sytuacji na rynku pracy, ale raczej relatywnie małego udziału osób z wyższym wykształceniem na wsi (a więc mniejszej konkurencji o stanowiska pracy dla osób z wyższym wykształceniem). Młodzi ludzie po ukończeniu studiów w ośrodkach akademickich, jeżeli nie widzą szans na satysfakcjonującą pracę w swojej miejscowości, wybierają pozostanie w większym mieście, najczęściej tam, gdzie studiowali. Nieco starsi mieszkańcy wsi z wyższym wykształceniem zwykle utrzymują pracę, w związku z czym rzadko występuje wśród nich bezrobocie. Pozostaje pewna liczba osób, które pomimo posiadania wyższego wykształcenia utraciły pracę (młodych i starszych) i nie mogą z przyczyn zawodowych lub osobistych (brak miejsc pracy, uwarunkowania ro-dzinne, problemy ze zdrowiem, wiek) podjąć pracy na rynku lokalnym, ani migrować do większych ośrodków gospodarczych.

Miejscowości liczące poniżej 10 tys. mieszkańców charakteryzowały się niższymi wartościami ilorazów szans znalezienia zatrudnienia niż grupa referencyjna (miasta powyżej 100 tys. mieszkańców), przy czym te różnice były znaczące w latach 2006--2009. Sytuacja ludności w klasie miejscowości poniżej 10 tys. mieszkańców pod wzglę-dem szans na przejście z bezrobocia do zatrudnienia była w tych latach znacznie gorsza, niż we wszystkich pozostałych klasach miejscowości. Uległa ona również znacznemu

166

pogorszeniu w porównaniu z okresem obejmującym lata 2002-2005 (wartości ilorazów szans spadły z 0,910 do 0,727). Sytuacja mieszkańców wsi pod względem wartości ilorazów szans na przejście z bezrobocia do zatrudnienia nie różniła się istotnie od sytuacji grupy referencyjnej, jednak należy pamiętać, że wpływ na to miał związek lud-ności wiejskiej z indywidualnymi gospodarstwami rolnymi oraz zjawisko nadmiernego, nieefektywnego zatrudnienia w tych gospodarstwach (Kołodziejczak i Wysocki 2013). Zatem wartości obliczonych ilorazów szans w tym wypadku nie do końca odzwiercie-dlają rzeczywistą sytuację. Pomimo relatywnie największych szans na znalezienie pracy ludności w grupie referencyjnej (w największych miastach), charakteryzowała się ona najwyższym ryzykiem dezaktywizacji poprzez przejście z bezrobocia do bierności.

Nie stwierdzono istotnej różnicy w wartościach ilorazów szans przejścia z bezro-bocia do zatrudnienia pomiędzy ludnością pracującą w indywidualnych gospodarstwach rolnych a pozostałymi sekcjami PKD. Natomiast ryzyko przejścia z bezrobocia do bier-ności zawodowej było wśród ludności rolniczej wyższe niż dla pozostałych sekcji PKD (relacja wynosiła 1,373 w latach 2002-2005 oraz 1,341 w latach 2006-2009). Może to świadczyć o większym znaczeniu czynników strukturalnych na wsi, związanych zwłasz-cza z przestrzennym i jakościowym niedostosowaniem popytu i podaży pracy. Bardziej mobilna część osób związanych z rolnictwem znajduje zatrudnienie z prawdopodobień-stwem porównywalnym do bezrobotnych, którzy „wyszli” z pozostałych sekcji PKD, natomiast osoby mniej mobilne ulegają dezaktywizacji.

Kolejną badaną cechą było główne źródło utrzymania. Grupę referencyjną stano-wiły osoby utrzymujące się z pracy najemnej i z pracy na rachunek własny poza indywi-dualnym gospodarstwem rolnym. Była to grupa znajdująca się w gorszej, pod względem możliwości przejścia z bezrobocia do zatrudnienia, sytuacji spośród dwóch innych grup utrzymujących się ze źródeł związanych z aktywnością zawodową (z użytkowania in-dywidualnego gospodarstwa rolnego i zasiłków dla bezrobotnych). Mniejsze wartości ilorazów szans występowały jedynie wśród osób utrzymujących się głównie z emerytury, renty inwalidzkiej i innych niezarobkowych źródeł. Może to mieć związek z „przyzwy-czajeniem” części tych osób do utrzymywania się z dochodów transferowych (również z „dziedziczeniem” niezaradności życiowej), a także ich niedopasowaniem do potrzeb rynku pracy (wiek, kwalifi kacje, stan zdrowia, oddalenie od miejsc pracy).

Wartości ilorazów ryzyka przejścia z bezrobocia do bierności zawodowej we wszystkich grupach wyodrębnionych ze względu na główne źródło utrzymania były w latach 2002-2005 zbliżone do grupy referencyjnej w Polsce ogółem i nieco wyższe na wsi (1,160, 1,289, 1,232 odpowiednio w przypadku użytkujących indywidualne gospo-darstwo, utrzymujących się z zasiłku dla bezrobotnych, utrzymujących się z emerytury, renty inwalidzkiej lub innych źródeł, wobec 1,022, 1,058, 1,086 w Polsce ogółem), natomiast w latach 2006-2009 sytuacja uległa radykalnej zmianie – zarówno w Polsce ogółem, jak i na wsi ryzyko to było wyraźnie niższe w grupach utrzymujących się głównie ze źródeł związanych z aktywnością zawodową. Jedynie wśród osób utrzy-mujących się głównie z dochodów transferowych i źródeł niezarobkowych wartości te były zbliżone do grupy referencyjnej (uległy jednak również obniżeniu w stosunku do lat 2002-2005).

167

Modele 3. „Przepływy na rynku pracy z bierności zawodowej (N)”

Wyniki obliczonych ilorazów szans zmiany stanu z bierności zawodowej do zatrudnienia i bezrobocia przedstawiono w tabeli 33. W przypadku płci, grupę refe-rencyjną stanowili mężczyźni. W porównaniu z nimi, kobiety charakteryzowały się znacznie mniejszymi wartościami ilorazów szans przejścia z bierności zawodowej do zatrudnienia, przy czym sytuacja kobiet w Polsce była nieco lepsza niż kobiet na wsi. Dla kobiet w Polsce wartości badanego wskaźnika w latach 2006-2009 zmniejszyły się wyraźnie w stosunku do lat 2002-2005 (z 0,782 w latach 2002-2005 do 0,635 w latach 2006-2009), natomiast dla kobiet na wsi zmniejszyły się jeszcze bardziej (z 0,744 do 0,573). Nieco mniejsze różnice między kobietami a mężczyznami występowały w za-kresie szans na aktywizację zawodową poprzez przejście z bierności do bezrobocia. Wartości ilorazów szans dla kobiet w Polsce wynosiły w tym przypadku 0,828 w latach 2002-2005 i spadły do 0,678 w latach 2006-2009, natomiast w przypadku kobiet na wsi wzrosły odpowiednio z 0,694 do 0,749. Chociaż przejście z bierności do bezrobo-cia daje pewną nadzieję na znalezienie pracy w przyszłości, jednak samo w sobie nie ma istotnego znaczenia, dopóki nie nastąpi zatrudnienie zaktywizowanej w ten sposób osoby (zarówno osoba bierna, jak i bezrobotna nie przyczynia się do zwiększania tempa wzrostu PKB).

Kolejną badaną cechą był stan cywilny. Osoby w stanie wolnym charakteryzo-wały się niższymi niż osoby w związkach małżeńskich wartościami ilorazów szans aktywizacji zawodowej poprzez przejście z bierności zawodowej do zatrudnienia, przy czym różnice między grupą referencyjną a osobami w stanie wolnym były nieco większe na wsi niż w mieście. Podobnie jak w przypadku przepływu z bezrobocia do zatrudnienia, może mieć to związek z dążeniem do stabilizacji zawodowej osób posiadających własne rodziny oraz być podyktowane względami społecznymi, w tym zatrudnianiem w pierwszej kolejności osób utrzymujących rodziny. Nie bez znaczenia jest również przewaga osób młodszych (uczących się lub absolwentów bez znaczą-cego doświadczenia zawodowego) w grupie osób w stanie wolnym. Osoby w stanie wolnym charakteryzowały się także nieznacznie większymi, niż grupa referencyjna, wartościami ilorazów szans przejścia z bierności do bezrobocia, jednak te różnice były niewielkie.

W przypadku wieku, do grupy referencyjnej zaliczono osoby mające 25-34 lat. Wszystkie pozostałe grupy wiekowe charakteryzują się niższymi wartościami ilorazów szans aktywizacji zawodowej polegającej na przejściu z bierności do zatrudnienia (z wy-jątkiem grupy 20-24 lat na wsi). W analizie można w zasadzie pominąć grupę 15-19 lat, ponieważ są to osoby w wieku szkolnym (szkoły średnie i zawodowe), a więc ich zadaniem jest nauka, a nie praca zawodowa. Grupa 20-24 lat to osoby, które ukoń-czyły szkoły ponadpodstawowe, ale nie zawsze chcą podejmować pracę, ponieważ część z nich preferuje dalszą naukę (studia), która może, ale nie musi być połączona z pracą zawodową. Wartości ilorazów szans są wśród nich zbliżone do grupy referencyjnej – nieco niższe w Polsce ogółem i nieco wyższe na wsi, co może wynikać z wcześniejszej aktywizacji zawodowej młodych ludzi związanych z indywidualnymi gospodarstwami rolnymi. Osoby w grupie referencyjnej w większości zakończyły już naukę w szkołach średnich i wyższych, a dążąc do stabilizacji życiowej znaczna część spośród nich za-kłada własne rodziny. Są także cenne dla pracodawców, ze względu na wykształcenie. Po ukończeniu 34 roku życia, wraz z wiekiem, pogarsza się sytuacja w odniesieniu do

168

Tabe

la 3

3. W

ynik

i est

ymac

ji w

ielo

mia

now

ych

mod

eli l

ogito

wyc

h pr

zepł

ywów

na

rynk

u pr

acy

w P

olsc

e i n

a w

si: p

rzepły

wy

z bi

ernośc

i zaw

odow

ej

do z

atru

dnie

nia

i bez

robo

cia

w la

tach

200

2-20

05 (1

) i 2

006-

2009

(2) (

mod

ele

3)

Zmie

nne

objaśn

iają

ce

Prze

pływ

y z

bier

nośc

i zaw

odow

ej (N

)do

zat

rudn

ieni

a [E

]do

bez

robo

cia

[U]

Pols

kaw

ieś

Pols

kaw

ieś

(1)

(2)

(1)

(2)

(1)

(2)

(1)

(2)

12

34

56

78

9Pł

eć (r

ef. m

ężcz

yźni

)K

obie

ty0,

782

***

0,63

5**

*0,

744

***

0,57

3**

*0,

828

***

0,67

8**

*0,

694

***

0,74

9**

*St

an c

ywiln

y (r

ef. ż

onat

y, z

amęż

na)

Stan

wol

ny0,

912

*0,

732

***

0,87

8*

0,67

9**

*1,

031

1,19

5**

1,00

61,

056

Wie

k (la

ta) (

ref.

25-3

4)15

-19

0,29

0**

*0,

419

***

0,40

9**

*0,

563

***

0,24

0**

*0,

414

***

0,31

2**

*0,

500

***

20-2

40,

879

*0,

900

**1,

056

1,12

10,

872

*0,

992

0,95

01,

343

**35

-44

0,61

7**

*0,

600

***

0,72

7**

*0,

689

***

0,70

1**

*0,

731

***

0,82

5**

0,70

7**

45-5

40,

296

***

0,23

7**

*0,

375

***

0,27

6**

*0,

245

***

0,33

5**

*0,

210

***

0,29

1**

*55

-64

0,17

0**

*0,

064

***

0,22

7**

*0,

080

***

0,04

3**

*0,

035

***

0,04

7**

*0,

038

***

65 i

wię

cej

0,10

5**

*0,

032

***

0,11

9**

*0,

051

***

0,01

3**

*0,

006

***

0,00

7**

*0,

007

***

Wyk

ształc

enie

(ref

. gim

nazj

um, p

odst

awow

e,

niep

ełne

pod

staw

owe

i bez

wyk

ształc

enia

)W

yższ

e ze

sto

pnie

m n

auko

wym

(c

o na

jmni

ej d

okto

rat)

i wyż

sze

2,03

3**

*3,

251

***

1,72

2**

*3,

198

***

1,28

3**

2,46

1**

*0,

753

2,71

2**

*

Polic

ealn

e i ś

redn

ie z

awod

owe

1,38

5**

*1,

872

***

1,44

6**

*2,

012

***

1,11

21,

403

***

1,10

81,

058

Śred

nie

ogól

ne1,

081

1,45

3**

*1,

038

1,51

4**

*0,

640

***

1,07

00,

661

***

0,96

3Za

sadn

icze

zaw

odow

e1,

115

*1,

671

***

1,25

1**

*1,

785

***

1,29

5**

*1,

432

***

1,37

0**

*1,

248

*K

lasa

mie

jsco

woś

ci (r

ef. 1

00 ty

s. m

iesz

kańc

ów

i wię

cej).

10 0

00-9

9 99

90,

834

***

1,06

8×

×1,

165

***

1,26

7**

*×

×M

iast

a po

niże

j 10

000

0,87

11,

151

*×

×0,

980

1,32

4**

××

Wieś

1,24

1**

*1,

298

***

××

1,12

3**

1,34

3**

*×

×

169

Tabe

la 3

3 –

cd.

12

34

56

78

9Se

kcja

PK

D (r

ef. p

ozos

tałe

sek

cje)

Indy

wid

ualn

e go

spod

arst

wa

roln

e1,

000

0,98

11,

000

0,97

71,

000

1,01

71,

000

0,99

8Głó

wne

źró

dło

utrz

yman

ia (r

ef. p

raca

naj

emna

, pr

aca

na ra

chun

ek wła

sny

poza

indy

wid

ualn

ym

gosp

odar

stw

em ro

lnym

)Uży

tkow

anie

indy

wid

ualn

ego

gosp

odar

stw

a ro

lneg

o 1,

455

***

1,49

1**

*1,

514

***

1,55

2**

*0,

727

***

0,63

4**

*0,

752

**0,

582

***

Zasiłe

k dl

a be

zrob

otny

ch

1,53

1**

*4,

801

***

1,48

7*

5,18

7**

*2,

340

***

4,26

4**

*2,

680

***

5,72

8**

*Em

eryt

ura

lub

rent

a in

wal

idzk

a, in

ne n

ieza

robk

o-w

e źr

ódło

utrz

yman

ia

0,83

9**

*0,

792

***

0,92

9**

*0,

939

1,00

60,

939

1,06

60,

857

Licz

ba o

bser

wac

ji80

070

112

931

34 1

9750

522

80 0

7011

2 93

134

197

50 5

22St

atys

tyka

test

u ilo

razu

wia

rygo

dnoś

ci (L

R)5

685

8 51

62

593

3 85

65

685

8 51

62

593

3 85

6Em

piry

czny

poz

iom

isto

tnoś

ci m

odel

u0,

000

0,00

00,

000

0,00

00,

000

0,00

00,

000

0,00

0Zl

icze

niow

y R2

(cou

nt R

2 ) (%

)93

,494

,892

,994

,293

,494

,892

,994

,2

***

ozna

cza

isto

tność

para

met

ru n

a po

ziom

ie 0

,01,

**

na p

ozio

mie

0,0

5, *

na

pozi

omie

0,1

, bra

k *

ozna

cza,

że

ocen

a pa

ram

etru

jest

sta

tyst

yczn

ie is

totn

a na

poz

iom

ie

p >

0,1.

Źródło

: opr

acow

anie

wła

sne

na p

odst

awie

nie

publ

ikow

anyc

h, n

iew

ażon

ych,

indy

wid

ualn

ych

dany

ch su

row

ych

BA

EL z

lat 2

002-

2005

i 20

06-2

009.

170

grupy referencyjnej. O ile wśród osób w wieku 35-44 lat szanse na przejście z bierności do zatrudnienia są jeszcze relatywnie wysokie, to w grupach starszych takie przejście jest już bardzo trudne (w grupie wiekowej 45-54 lat szanse na przejście do zatrudnienia są o 63-76%, a w grupie 55-64 lat nawet o 77-94% mniejsze aniżeli w grupie referencyjnej 25-34 lat). Wraz z wiekiem zmieniają się przyczyny pozostawania w bierności. Przestaje oddziaływać kontynuacja nauki, natomiast zyskuje na znaczeniu stan zdrowia, utrata kwalifi kacji, mniejsza mobilność i przyzwyczajenie do istniejącej sytuacji.

W podobny sposób kształtuje się sytuacja w zakresie możliwości przejścia z bier-ności do bezrobocia. W młodszych grupach jest to związane głównie z niemożnością podjęcia pracy bezpośrednio po ukończeniu nauki, natomiast w starszych może wynikać w zasadzie z dwóch przesłanek. Pierwszą z nich jest nadzieja na podjęcie pracy w da-jącej się przewidzieć perspektywie (albo uzyskanie dofi nansowania na szkolenia, albo założenie działalności gospodarczej w ramach programów realizowanych przez urzędy pracy). W tym wypadku aktywizacja poprzez przejście do bezrobocia może (choć nie musi) przyczynić się do włączenia do aktywnych zasobów pracy. Drugą przesłanką jest utrata pozazarobkowego źródła dochodów (transferowych, np. renty chorobowej). W tym wypadku szanse na znalezienie zatrudnienia w przyszłości wydają się być znacz-nie mniejsze. Podobnie jak w przypadku aktywizacji zawodowej, poprzez przejście do zatrudnienia, wraz z wiekiem zyskują na znaczeniu stan zdrowia, utrata kwalifi kacji, mniejsza mobilność i przyzwyczajenie do swojej sytuacji, a w najstarszych grupach również chęć „przeczekania” do emerytury.

W przypadku wykształcenia grupę referencyjną stanowiły osoby z wykształ-ceniem: gimnazjalnym, podstawowym i niepełnym podstawowym. W porównaniu z nimi, wszystkie pozostałe grupy miały większe szanse na przejście z bierności do zatrudnienia, a wraz ze wzrostem poziomu wykształcenia szanse te wzrastały. Jednak w przypadku osób w wykształceniem średnim ogólnym, w latach 2002-2005, sytuacja w Polsce ogółem i na wsi była zbliżona do grupy referencyjnej i gorsza niż wśród osób z wykształceniem zasadniczym zawodowym. Sytuacja osób z wykształcaniem średnim ogólnym uległa poprawie w latach 2006-2009, jednak nadal była bardziej niekorzystna niż osób z wykształceniem zasadniczym zawodowym i znacznie gorsza niż osób z wykształceniem średnim technicznym. Wskazuje to na istotne, pozytywne oddziaływanie posiadania kwalifi kacji zawodowych na szanse aktywizacji zawodo-wej polegającej na bezpośrednim przejściu z bierności do zatrudnienia. Zwiększanie poziomu wykształcenia oddziałuje jednoznacznie pozytywnie na szanse znalezienia zatrudnienia, najsłabiej w przypadku wykształcenia średniego ogólnego. Wartości ilo-razów szans osób z wykształceniem wyższym były większe niż w grupie referencyj-nej od 1,7 razy na wsi i 2 razy w Polsce w latach 2002-2005 do 3,2 razy w Polsce i na wsi w latach 2006-2009. Wartości te wzrosły również w pozostałych grupach, co wskazuje na coraz silniejszy pozytywny wpływ wykształcenia na szanse aktywiza-cji poprzez zatrudnienie, a także świadczy o postępującym wykluczeniu zawodowym osób najsłabiej wykształconych (na skutek zaostrzania się konkurencji na rynku pracy i wzrastających wymagań pracodawców dotyczących wykształcenia i kwalifi kacji). W zakresie przepływu z bierności do bezrobocia, wartości ilorazów szans zmiany stanu aktywności ekonomicznej były, w porównaniu z grupą referencyjną, większe we wszystkich grupach z wyjątkiem osób z wykształceniem średnim ogólnym w Polsce i na wsi, w obydwu analizowanych okresach, oraz osób z wykształceniem wyższym na wsi w latach 2002-2005. Można zauważyć bardzo duży wzrost wartości ilorazów szans

171

przejścia z bierności do bezrobocia wśród osób z wykształceniem wyższym (z 1,283 do 2,461, a więc niemal dwukrotny w Polsce ogółem i z 0,753 do 2,712 na wsi, a więc o 3,6 razy). Zauważalny wzrost nastąpił również w grupie z wykształceniem średnim zawodowym i policealnym w Polsce ogółem, z jednoczesnym niewielkim zmniejszeniu się wartości ilorazów szans na wsi, wśród osób z wykształceniem średnim ogólnym (ale w tej grupie wartości były niższe lub zbliżone do grupy referencyjnej) i w grupie osób z wykształceniem zawodowym w Polsce ogółem (na wsi odnotowano spadek tych wartości). Potwierdzają się zatem wcześniejsze obserwacje: na aktywizację zawodową oddziałuje pozytywnie poziom wykształcenia i ukierunkowanie zawodowe, przy czym w latach 2006-2009 zyskał na znaczeniu poziom wykształcenia. Zmiany te dotyczyły zarówno Polski ogółem, jak i wsi.

Badanie dotyczące wpływu klasy miejscowości zamieszkania przeprowadzono w odniesieniu do grupy referencyjnej, którą stanowili mieszkańcy największych miast, liczących 100 tys. lub więcej mieszkańców. W porównaniu z nimi, wyraźnie wyższe wartości ilorazów szans przejścia z bierności do zatrudnienia występowały jedynie na wsi (1,241 w latach 2002-2005 i 1,298 w latach 2006-2009). W latach 2002-2005 po-zostałe klasy miejscowości charakteryzowały się niższymi wartościami tego wskaźnika, natomiast w latach 2006-2009 sytuacja w nich uległa relatywnej poprawie, a wartości ilorazów szans wzrosły, do poziomu zbliżonego do największych miast w klasie miejsco-wości 10-100 tys. mieszkańców i nieco wyższych (ale mniejszych niż na wsi) w klasie poniżej 10 tys. mieszkańców.

W przypadku zmiany stanu aktywności ekonomicznej z bierności zawodowej na bez-robocie, wartości ilorazów szans były wyższe niż w grupie referencyjnej we wszystkich klasach miejscowości (z wyjątkiem klasy poniżej 10 tys. mieszkańców w latach 2002--2005, w przypadku której przyjęły wartość porównywalną do klasy referencyjnej). W latach 2006-2009 różnice te w stosunku do okresu poprzedniego jeszcze się powięk-szyły, zwłaszcza w przypadku miejscowości liczących poniżej 10 tys. mieszkańców (wartości ilorazów szans w tej klasie wzrosły z 0,980 do 1,324). Jak zaznaczono wcze-śniej, aktywizacja zawodowa poprzez przejście z bierności do bezrobocia jest zjawiskiem pozytywnym jedynie wtedy, kiedy istnieje realne prawdopodobieństwo wystąpienia ko-lejnego przejścia – z bezrobocia do zatrudnienia.

Kolejną badaną cechą jest sekcja PKD. Osoby związane z indywidualnymi go-spodarstwami rolnymi charakteryzowały się zbliżonymi wartościami ilorazów szans w stosunku do grupy referencyjnej (pozostałe sekcje), zarówno w przypadku prze-pływu z bierności zawodowej do zatrudnienia, jak i przepływu z bierności do bezro-bocia. Różnice wartości badanego wskaźnika były zbyt małe, aby można analizować ich przyczyny.

W badaniu prowadzonym według głównego źródła utrzymania, kategorią refe-rencyjną jest „praca najemna, praca na rachunek własny poza indywidualnym gospo-darstwem rolnym”. Pozostałe grupy, utrzymujące się głównie ze źródeł związanych z aktywnością zawodową (z użytkowania indywidualnego gospodarstwa rolnego i z za-siłków dla bezrobotnych), miały większe, w porównaniu z grupą referencyjną, szanse na przejście z bierności zawodowej do zatrudnienia (około 1,5 razy). Należy zwrócić uwagę na bardzo wyraźny wzrost wartości ilorazów szans takiego przejścia wśród osób utrzymujących się głównie z zasiłków dla bezrobotnych (3,1 razy w latach 2006-2009 w stosunku do lat 2002-2005 w Polsce ogółem, do poziomu 4,801 i prawie 3,5 razy do poziomu 5,187 na wsi).

172

5.3. Analiza prawdopodobieństwa zmiany stanu aktywności ekonomicznej według wybranych cech ludności

W tabelach 34-39 zamieszczono wyznaczone prawdopodobieństwa zmiany stanu aktywności ekonomicznej osób zatrudnionych, bezrobotnych i biernych zawodowo na rynku pracy w Polsce i na wsi w latach 2002-2009. Podstawę obliczenia prawdopodo-bieństw stanowiły oszacowane wielomianowe modele logitowe, opisujące przepływy na rynku pracy w zależności od wybranych cech ludności aktywnej ekonomicznie: płci, stanu cywilnego, wieku, wykształcenia, klasy miejscowości, sekcji PKD i głównego źródła utrzymania.

Modele 1. „Przepływy na rynku pracy z zatrudnienia (E)”

W przypadku przepływów z zatrudnienia, najbardziej prawdopodobne dla wszyst-kich grup ludności okazało się pozostawanie w stanie wyjściowym zatrudnienia) (tab. 34 i 35). Zróżnicowanie prawdopodobieństw jest zgodne z oczekiwaniami i potwierdza wcześniej przedstawione wyniki badania przeprowadzonego metodą przepływów68.

W przypadku płci, nie występują istotne różnice prawdopodobieństw pozostawa-nia w stanie zatrudnienia i jego zmiany pomiędzy kobietami i mężczyznami. Kobiety charakteryzowało nieco większe prawdopodobieństwo przejścia z zatrudnienia do bez-robocia i do bierności zawodowej. Natomiast prawdopodobieństwa pozostania w stanie zatrudnienia były bardzo wysokie i w przypadku kobiet wynosiły od 93,5% w Polsce i 94,6% na wsi w latach 2002-2005 do odpowiednio 94,8% i 95,4% w latach 2006-2009, podczas gdy dla mężczyzn przekroczyły 95%.

Osoby w stanie wolnym charakteryzowały się zbliżonym prawdopodobieństwem utrzymania zatrudnienia i ryzykiem utraty pracy lub dezaktywizacji do osób żonatych i zamężnych w latach 2002-2005. W kolejnym badanym okresie (2006-2009) różnice te stały się nieco wyraźniejsze, lecz równocześnie sytuacja obydwu grup ludności ule-gła poprawie (wzrosło prawdopodobieństwo utrzymania zatrudnienia, a tym samym zmniejszyło się ryzyko przejścia do bezrobocia i bierności). Trzeba jednak zaznaczyć, że podział na osoby wolne i żonate/zamężne jest obarczony pewnym przeszacowaniem liczby osób w stanie wolnym, ponieważ zalicza się do nich również osoby pozostające w związkach nieformalnych (pomimo że często prowadzą one wspólnie gospodarstwa domowe).

Wiek ludności jest cechą, która w naturalny sposób różnicuje jej sytuację na rynku pracy, a tym samym wyraźniej, aniżeli dwie poprzednio omówione cechy, wpływa na prawdopodobieństwa przejścia ze stanu wyjściowego „zatrudnienie” do dwóch pozo-stałych stanów. Obliczone prawdopodobieństwa potwierdzają przedstawione wcześniej analizy. W najgorszej sytuacji znalazły się osoby najmłodsze, głównie ze względu na kontynuację nauki, skłonność do podejmowania prac sezonowych i niewielkie do-świadczenie zawodowe. Charakteryzują się one najniższym prawdopodobieństwem

68 Zob. rozdział 4.

173

Tabela 34. Prawdopodobieństwa zmiany stanu aktywności ekonomicznej z zatrudnienia do bezro-bocia i bierności zawodowej w Polsce i na wsi w zależności od wybranych cech demografi czno--społecznych ludności w latach 2002-2005

Zmienne objaśniające (cechy demografi czno-społeczne)

Przepływy z zatrudnienia dozatrudnienia bezrobocia bierności zawodowej

Polska wieś Polska wieś Polska wieśPłeć

Kobiety 93,5 94,6 2,1 1,5 4,5 3,9Mężczyźni 95,4 96,1 1,9 1,4 2,7 2,5

Stan cywilnyStan wolny 94,9 95,7 2,2 1,5 2,9 2,8Żonaty, zamężna 94,5 95,5 1,9 1,4 3,6 3,2

Wiek (lata)15-19 82,3 87,2 7,4 5,2 10,2 7,620-24 90,2 92,1 5,0 4,4 4,7 3,525-34 94,3 94,8 2,8 2,4 2,9 2,835-44 96,2 96,8 2,0 1,7 1,8 1,545-54 94,7 95,8 1,6 1,1 3,7 3,155-64 86,6 88,4 0,9 0,5 12,5 11,165 i więcej 84,4 88,2 0,1 0,1 15,5 11,7

WykształcenieWyższe ze stopniem naukowym (co najmniej doktorat) i wyższe

96,9 98,0 0,8 0,3 2,3 1,7

Policealne i średnie zawodowe 95,0 95,8 1,8 1,3 3,3 2,9Średnie ogólne 93,7 94,9 2,0 1,2 4,3 3,9Zasadnicze zawodowe 93,5 95,5 2,8 1,6 3,7 2,9Gimnazjum, podstawowe, niepełne podstawowe i bez wykształcenia

92,1 93,8 3,3 2,1 4,6 4,1

Klasa miejscowości100 000 i więcej mieszkańców 94,4 × 1,9 × 3,8 ×10 000-99 999 mieszkańców 93,7 × 2,3 × 4,1 ×Miasta poniżej 10 000 mieszkańców 95,4 × 2,2 × 2,3 ×Wieś 95,2 × 1,8 × 3,0 ×

Sekcja PKDIndywidualne gospodarstwa rolne 96,5 96,7 0,6 0,5 2,9 2,7Pozostałe sekcje 94,2 94,9 2,3 1,9 3,5 3,2

Główne źródło utrzymaniaPraca najemna, praca na rachunek własny (poza indywidualnym gospodarstwem rolnym)

94,1 94,4 2,2 2,0 3,7 3,6

Użytkowanie indywidualnego gospodarstwa rolnego

96,9 97,2 0,6 0,5 2,4 2,3

Zasiłek dla bezrobotnych 88,2 90,3 6,9 6,7 4,9 3,0Emerytura lub renta inwalidzka, inne niezarobkowe źródło utrzymania

93,8 94,7 3,0 2,4 3,3 2,9

Źródło: obliczenia własne na podstawie niepublikowanych, nieważonych, indywidualnych danych surowych BAEL z lat 2002-2005.

174

Tabela 35. Prawdopodobieństwa zmiany stanu aktywności ekonomicznej z zatrudnienia do bezro-bocia i bierności zawodowej w Polsce i na wsi w zależności od wybranych cech demografi czno--społecznych ludności w latach 2006-2009

Zmienne objaśniające (cechy demografi czno-społeczne)

Przepływy z zatrudnienia dozatrudnienia bezrobocia bierności zawodowej

Polska wieś Polska wieś Polska wieśPłeć

Kobiety 94,8 95,4 1,4 0,9 3,9 3,7Mężczyźni 96,8 97,3 1,2 0,7 2,0 1,9

Stan cywilnyStan wolny 95,6 96,2 2,0 1,3 2,5 2,5Żonaty, zamężna 96,1 96,7 1,1 0,7 2,8 2,6

Wiek (lata)15-19 86,1 88,4 3,0 2,7 10,9 8,920-24 92,4 93,4 2,9 2,7 4,6 3,825-34 95,9 96,2 1,7 1,4 2,4 2,435-44 97,3 97,6 1,2 1,0 1,4 1,445-54 96,4 96,8 1,1 0,8 2,5 2,455-64 90,0 90,8 0,8 0,7 9,2 8,565 i więcej 89,0 89,1 0,1 0,0 10,9 10,9

WykształcenieWyższe ze stopniem naukowym (co najmniej doktorat) i wyższe

97,6 97,9 0,6 0,3 1,8 1,8

Policealne i średnie zawodowe 96,4 97,1 1,1 0,7 2,4 2,2Średnie ogólne 95,2 96,1 1,5 0,9 3,3 3,0Zasadnicze zawodowe 95,0 96,2 1,9 1,0 3,2 2,9Gimnazjum, podstawowe, niepełne podstawowe i bez wykształcenia

93,8 95,8 2,3 1,1 3,9 3,0

Klasa miejscowości100 000 i więcej mieszkańców 96,0 × 1,3 × 2,8 ×10 000-99 999 mieszkańców 95,5 × 1,5 × 3,1 ×Miasta poniżej 10 000 mieszkańców 96,0 × 1,3 × 2,7 ×Wieś 96,3 × 1,2 × 2,5 ×

Sekcja PKDIndywidualne gospodarstwa rolne 96,9 97,4 1,0 0,5 2,1 2,1Pozostałe sekcje 95,7 96,0 1,4 1,0 2,9 3,0

Główne źródło utrzymaniaPraca najemna, praca na rachunek własny (poza indywidualnym gospodarstwem rolnym)

95,7 96,0 1,5 1,1 2,8 2,9

Użytkowanie indywidualnego gospodarstwa rolnego

97,8 97,8 0,4 0,3 1,8 1,8

Zasiłek dla bezrobotnych 86,9 90,8 5,0 2,4 8,1 6,9Emerytura lub renta inwalidzka, inne niezarobkowe źródło utrzymania

95,1 93,0 1,6 0,8 3,3 2,9

Źródło: obliczenia własne na podstawie niepublikowanych, nieważonych, indywidualnych danych surowych BAEL z lat 2006-2009.

175

utrzymania zatrudnienia, najwyższym ryzykiem utraty pracy i większym prawdopodo-bieństwem przejścia do bierności zawodowej (przy czym oznacza to raczej kontynuację nauki i poszukiwanie swej ścieżki zawodowej, a nie wykluczenie zawodowe). Wraz z wiekiem zwiększa się wartość pracowników dla pracodawców, a w ślad za tym ro-śnie prawdopodobieństwo utrzymania zatrudnienia. Ryzyko utraty pracy jest relatywnie niskie (i niższe na wsi niż w Polsce ogółem), niewielkie jest też ryzyko dezaktywizacji zawodowej. Pracownicy umacniają swoją pozycję insiders. Po osiągnięciu 55 roku życia sytuacja zawodowa ulega pogorszeniu, a po 65 roku życia wzrasta gwałtownie praw-dopodobieństwo dezaktywizacji zawodowej (co jest procesem naturalnym, związanym z osiągnięciem wieku uprawniającego do przejścia na emeryturę).

Z wcześniejszych badań wynika, że wykształcenie jest cechą, która wpływa silnie na szanse podjęcia zatrudnienia. Jednak, w przypadku osób już zatrudnionych, wszyst-kie grupy wyodrębnione ze względu na poziom ukończonego wykształcenia charakte-ryzowały się prawdopodobieństwami pozostania w stanie wyjściowym wynoszącymi powyżej 92%. Zgodnie z oczekiwaniami szanse pozostania w stanie zatrudnienia wzra-stały wraz z podwyższaniem poziomu wykształcenia, gdy równocześnie zmniejszało się prawdopodobieństwo utraty pracy lub dezaktywizacji zawodowej. Ponadto szanse na utrzymanie zatrudnienia były nieco większe na wsi aniżeli w Polsce ogółem, co można wyjaśnić związkiem ludności wiejskiej z rolnictwem i jego „buforową” rolą w kształ-towaniu rynku pracy na wsi.

Podobnie niewielkie zróżnicowanie prawdopodobieństw zmiany stanu z zatrudnie-nia (lub pozostania w stanie wyjściowym) zaobserwowano pomiędzy poszczególnymi klasami miejscowości (nieco wyraźniejsze w latach 2002-2005).

Praca w gospodarstwie rolnym charakteryzowała się nieco większym prawdopo-dobieństwem pozostania w stanie zatrudnienia i mniejszym przejścia z tego stanu do bezrobocia lub bierności zawodowej, przy czym różnice te były mniejsze w latach 2006-2009, głównie za sprawą poprawy sytuacji ekonomicznej w grupie „pozostałe sekcje”.

Najwyższym prawdopodobieństwem utrzymania zatrudnienia oraz najniższym ryzy-kiem przejścia z zatrudnienia do bezrobocia lub bierności zawodowej charakteryzowały się osoby utrzymujące się głównie z użytkowania indywidualnego gospodarstwa rolnego. Nieco mniejsze prawdopodobieństwo utrzymania zatrudnienia miały osoby utrzymujące się głównie z pracy najemnej i z pracy na własny rachunek poza indywidualnym gospo-darstwem rolnym oraz z emerytur, rent inwalidzkich i innych niezarobkowych źródeł. W najgorszej sytuacji znajdowały się osoby utrzymujące się głównie za zasiłków dla bezrobotnych. W tej grupie prawdopodobieństwo pozostania w stanie zatrudnienia było najniższe, a ryzyko przejścia z zatrudnienia do bezrobocia i ryzyko dezaktywizacji były najwyższe. Pomiędzy badanymi okresami sytuacja osób utrzymujących się z zasiłku uległa pewnemu pogorszeniu w zakresie możliwości utrzymania zatrudnienia w Polsce ogółem (sytuacja na wsi była nieco lepsza i nie zmieniła się istotnie). Zarówno w Polsce, jak i na wsi nieco zmniejszyło się ryzyko przejścia do bezrobocia, natomiast zwiększyło się prawdopodobieństwo dezaktywizacji zawodowej, w Polsce, z 4,9% w latach 2002--2005 do 8,1% w latach 2006-2009.

176

Modele 2. „Przepływy na rynku pracy z bezrobocia (U)”

Analiza prawdopodobieństw zmiany stanu z bezrobocia pozwala stwierdzić, że sy-tuacja na rynku pracy w latach 2006-2009 była znacznie lepsza niż w latach 2002-2005. Wyrażało się to poprzez niższe wartości prawdopodobieństwa pozostania w stanie bezro-bocia i wyższe przejścia do zatrudnienia we wszystkich analizowanych grupach ludności. Niestety, równocześnie z tymi pozytywnymi zmianami nastąpiło zwiększenie ryzyka dezaktywizacji poprzez przejście z bezrobocia do bierności zawodowej (tab. 36 i 37).

W obydwu badanych okresach sytuacja kobiet na rynku pracy była gorsza niż męż-czyzn. Wprawdzie te różnice nie były zbyt wyraźne w zakresie prawdopodobieństwa pozostania w stanie bezrobocia, to jednak pod względem możliwości zatrudnienia i ry-zyka dezaktywizacji, sytuacja mężczyzn była wyraźnie lepsza, co wyrażało się poprzez wyższe prawdopodobieństwo podjęcia pracy i mniejsze prawdopodobieństwo dezakty-wizacji zawodowej wśród mężczyzn. Niewielkie różnice dotyczące prawdopodobieństwa pozostania w stanie bezrobocia pomiędzy kobietami i mężczyznami, przy większych różnicach prawdopodobieństwa podjęcia pracy (na korzyść mężczyzn), były związane z wyższym ryzykiem dezaktywizacji zawodowej kobiet.

Również stan cywilny osób bezrobotnych różnicował ich sytuację na rynku pracy. Osoby pozostające w stanie wolnym znajdowały się w wyraźnie gorszej sytuacji, cha-rakteryzowały się wyższymi prawdopodobieństwami pozostania w stanie bezrobocia i niższymi znalezienia zatrudnienia. Jedynie prawdopodobieństwo dezaktywizacji zawo-dowej było w ich przypadku mniejsze, co można tłumaczyć niższą średnią wieku osób w stanie wolnym. W obydwu grupach sytuacja w latach 2006-2009 była korzystniejsza niż w okresie 2002-2005, lecz w latach 2006-2009 wzrosło ryzyko dezaktywizacji za-wodowej wśród osób żonatych i zamężnych z 12,5% w latach 2002-2005 do 19,4% w latach 2006-2009 (Polska).

W przypadku wieku, relatywnie niewielkie różnice wielkości prawdopodobieństwa pozostania w stanie bezrobocia występowały w grupach osób pomiędzy 25 a 54 rokiem życia. Osoby młodsze charakteryzowały się niższymi wartościami tego wskaźnika, co było związane z wyższym prawdopodobieństwem ich dezaktywizacji i (co jest nieco za-skakujące) najwyższym prawdopodobieństwem przepływu z bezrobocia do zatrudnienia. W latach 2006-2009 w Polsce wskaźnik ten kształtował się na poziomie 39,1%, a na wsi wyniósł aż 47,5%. Powyżej 54 roku życia spadało prawdopodobieństwo pozostania w stanie bezrobocia, zwłaszcza po 65 roku życia. Niższe prawdopodobieństwo pozosta-nia w stanie bezrobocia po 54 roku życia było skutkiem dezaktywizacji zawodowej osób starszych. Prawdopodobieństwa przejścia z bezrobocia do bierności zawodowej były wśród takich osób najwyższe, a prawdopodobieństwo znalezienia zatrudnienia skrajnie niskie. Nie można stwierdzić wyraźnych różnic w poszczególnych grupach wiekowych pomiędzy Polską ogółem a wsią, poza wyraźnie większym niż w Polsce prawdopo-dobieństwem przepływu z bezrobocia do zatrudnienia osób w wieku 15-19 lat na wsi w okresie 2006-2009 i nieco większym wśród mieszkańców wsi w wieku 55-64 lat (a tym samym mniejszym prawdopodobieństwem ich dezaktywizacji). Ze względu na wysokie wartości empiryczne poziomu istotności parametrów modelu, dla osób w grupie wiekowej 65 i więcej lat wyznaczone prawdopodobieństwa należy traktować z pewną dozą ostrożności.

Wykształcenie było cechą, która w sposób istotny kształtowała prawdopodobień-stwa zmiany stanu aktywności ekonomicznej osób bezrobotnych. Wraz ze wzrostem

177

Tabela 36. Prawdopodobieństwa zmiany stanu aktywności ekonomicznej z bezrobocia do zatrud-nienia oraz bierności zawodowej w Polsce i na wsi w zależności od wybranych cech demogra-fi czno-społecznych ludności w latach 2002-2005

Zmienne objaśniające (cechy demografi czno-społeczne)

Przepływy z bezrobocia dobezrobocia zatrudnienia bierności zawodowej

Polska wieś Polska wieś Polska wieśPłeć

Kobiety 69,0 69,9 15,9 15,3 15,1 14,7Mężczyźni 67,8 66,4 22,8 26,0 9,4 7,6

Stan cywilnyStan wolny 71,7 72,7 17,2 17,8 11,1 9,4Żonaty, zamężna 66,3 65,3 21,1 23,3 12,5 11,4

Wiek (lata)15-19 60,1 59,9 25,0 29,3 14,9 10,720-24 65,5 67,3 24,5 24,2 10,0 8,625-34 67,2 67,5 23,9 23,3 8,9 9,335-44 69,5 70,4 20,1 20,4 10,4 9,245-54 69,8 70,0 14,6 15,8 15,6 14,255-64 58,0 60,5 8,0 7,4 33,9 32,165 i więcej 31,6 38,9 0,0 0,0 68,4 61,1

WykształcenieWyższe ze stopniem naukowym (co najmniej doktorat) i wyższe

52,7 54,7 35,8 38,3 11,5 6,9

Policealne i średnie zawodowe 65,2 62,7 23,6 26,9 11,2 10,4Średnie ogólne 66,6 67,7 19,9 24,2 13,5 8,1Zasadnicze zawodowe 70,9 69,7 17,5 19,3 11,5 10,9Gimnazjum, podstawowe, niepełne podstawowe i bez wykształcenia

73,2 73,6 14,2 15,9 12,6 10,6

Klasa miejscowości100 000 i więcej mieszkańców 68,3 × 19,0 × 12,7 ×10 000-99 999 mieszkańców 69,3 × 18,6 × 12,1 ×Miasta poniżej 10 000 mieszkańców 71,2 × 18,0 × 10,8 ×Wieś 68,5 × 20,2 × 11,3 ×

Sekcja PKDIndywidualne gospodarstwa rolne 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0Pozostałe sekcje 68,8 68,9 19,3 20,6 11,9 10,5

Główne źródło utrzymaniaPraca najemna, praca na rachunek własny (poza indywidualnym gospodarstwem rolnym)

69,2 70,6 19,4 19,9 11,5 9,5

Użytkowanie indywidualnego gospodarstwa rolnego

63,6 62,4 25,5 27,8 10,8 9,7

Zasiłek dla bezrobotnych 63,6 62,7 25,2 26,4 11,2 10,9Emerytura lub renta inwalidzka, inne niezarobkowe źródło utrzymania

69,6 69,1 17,9 19,4 12,5 11,4

Źródło: obliczenia własne na podstawie niepublikowanych, nieważonych, indywidualnych danych surowych BAEL z lat 2002-2005.

178

Tabela 37. Prawdopodobieństwa zmiany stanu aktywności ekonomicznej z bezrobocia do zatrud-nienia oraz bierności zawodowej w Polsce i na wsi w zależności od wybranych cech demogra-fi czno-społecznych ludności w latach 2006-2009

Zmienne objaśniające (cechy demografi czno-społeczne)

Przepływy z bezrobocia dobezrobocia zatrudnienia bierności zawodowej

Polska wieś Polska wieś Polska wieśPłeć

Kobiety 51,4 53,7 25,8 24,2 22,7 22,1Mężczyźni 52,1 51,0 33,2 36,5 14,7 12,4

Stan cywilnyStan wolny 54,6 57,4 27,9 27,4 17,5 15,1Żonaty, zamężna 49,8 48,6 30,9 32,7 19,4 18,7

Wiek (lata)15-19 39,7 38,8 39,1 47,5 21,2 13,720-24 47,4 47,9 34,8 36,0 17,7 16,125-34 51,5 52,5 34,1 32,4 14,3 15,135-44 54,6 56,1 30,3 30,2 15,1 13,745-54 55,9 59,0 22,4 19,8 21,6 21,355-64 45,6 47,1 17,5 23,4 36,9 29,565 i więcej 29,3 0,0 3,3 0,0 67,4 100,0

WykształcenieWyższe ze stopniem naukowym (co najmniej doktorat) i wyższe

42,3 46,1 43,9 45,0 13,8 8,9

Policealne i średnie zawodowe 49,7 50,6 33,8 34,7 16,5 14,7Średnie ogólne 48,5 48,4 29,9 32,5 21,6 19,1Zasadnicze zawodowe 53,6 51,8 27,7 30,5 18,7 17,7Gimnazjum, podstawowe, niepełne podstawowe i bez wykształcenia

58,0 60,0 21,1 20,8 20,9 19,2

Klasa miejscowości100 000 i więcej mieszkańców 50,2 × 29,3 × 20,6 ×10 000-99 999 mieszkańców 51,4 × 29,8 × 18,9 ×Miasta poniżej 10 000 mieszkańców 58,9 × 25,0 × 16,1 ×Wieś 52,3 × 30,0 × 17,7 ×

Sekcja PKDIndywidualne gospodarstwa rolne 47,9 50,2 29,4 28,9 22,7 20,9Pozostałe sekcje 52,5 53,3 29,4 30,1 18,1 16,6

Główne źródło utrzymaniaPraca najemna, praca na rachunek własny (poza indywidualnym gospodarstwem rolnym)

51,0 52,3 30,3 30,2 18,7 17,4

Użytkowanie indywidualnego gospodarstwa rolnego

50,7 51,2 35,8 35,3 13,6 13,5

Zasiłek dla bezrobotnych 45,3 43,8 44,7 46,1 10,0 10,1Emerytura lub renta inwalidzka, inne niezarobkowe źródło utrzymania

54,0 55,0 26,7 27,5 19,4 17,5

Źródło: obliczenia własne na podstawie niepublikowanych, nieważonych, indywidualnych danych surowych BAEL z lat 2006-2009.

179

poziomu wykształcenia zmniejszało się prawdopodobieństwo pozostania w stanie bez-robocia, a rosły szanse uzyskania zatrudnienia. Osoby z wykształceniem wyższym charakteryzowały się ponad 2,5-krotnie (lata 2002-2005) i 2-krotnie (lata 2006-2009) większym prawdopodobieństwem zmiany stanu aktywności ekonomicznej z bezrobocia do zatrudnienia niż osoby z wykształceniem gimnazjalnym, podstawowym, niepełnym podstawowym i osoby bez wykształcenia. Osoby z wykształceniem wyższym charak-teryzowało również najniższe ryzyko dezaktywizacji zawodowej, zwłaszcza w latach 2006-2009 i na wsi. W latach 2006-2009 prawdopodobieństwo dezaktywizacji spadało wraz ze wzrostem poziomu wykształcenia, przy czym znaczenie ukierunkowania zawo-dowego zaznaczyło się wyraźniej niż w poprzednim okresie, a ryzyko dezaktywizacji osób z wykształceniem średnim ogólnym było wyższe w Polsce i również na wsi, w po-równaniu z grupami z wykształceniem zasadniczym zawodowym i niższym.

Prawdopodobieństwa pozostania w stanie bezrobocia oraz pozyskania zatrudnienia w zależności od miejsca zamieszkania nie wykazały istotnego zróżnicowania pomię-dzy poszczególnymi klasami miejscowości, z wyjątkiem miejscowości poniżej 10 tys. mieszkańców. W tych miejscowościach, pomimo wyraźnej poprawy sytuacji na rynku pracy w skali kraju, w porównaniu z latami 2002-2005, pozyskanie zatrudnienia w latach 2006-2009 było najtrudniejsze. Jednocześnie, osoby zamieszkujące miejscowości liczące poniżej 10 tys. mieszkańców charakteryzowały się najniższym prawdopodobieństwem dezaktywizacji zawodowej w obydwu badanych okresach. Najwyższe ryzyko dezaktywi-zacji poprzez przejście z bezrobocia do bierności występowało w największych miastach.

Użytkownicy indywidualnych gospodarstw rolnych, w porównaniu z osobami po-wiązanymi z pozostałymi sekcjami PKD, charakteryzowali się (w latach 2006-200969) nieco niższymi prawdopodobieństwami pozostawania w stanie bezrobocia, zbliżonymi prawdopodobieństwami podjęcia zatrudnienia (około 30%) oraz nieco wyższymi praw-dopodobieństwami dezaktywizacji zawodowej. Obliczone wartości wskazują również na nieco gorszą sytuację ludności wiejskiej w porównaniu z Polską ogółem w zakresie pozostawania w stanie bezrobocia oraz na nieco lepszą na wsi w zakresie dezaktywizacji zawodowej.

Ostatnią analizowaną cechą jest główne źródło utrzymania ludności. W tym przy-padku największe prawdopodobieństwo pozostania w stanie bezrobocia charaktery-zowało w latach 2002-2005 osoby utrzymujące się z głównie pracy najemnej i pracy na własny rachunek poza gospodarstwem indywidualnym oraz osoby utrzymujące się głównie z emerytur, rent lub innych źródeł niezarobkowych. W kolejnym okresie praw-dopodobieństwa pozostania w stanie bezrobocia we wszystkich grupach ludności wy-odrębnionych ze względu na kryterium głównego źródła utrzymania znacząco spadły (10-20 punktów procentowych) w stosunku do okresu 2002-2005, natomiast prawdo-podobieństwa podjęcia zatrudnienia istotnie wzrosły również we wszystkich grupach, co wskazuje na poprawę sytuacji na rynku pracy w skali kraju w okresie 2006-2009. Ryzyko bierności zwiększyło się, z wyjątkiem grupy osób utrzymujących się głównie z zasiłków dla bezrobotnych.

69 Ze względu na konstrukcję ankiety BAEL, nie było możliwe obliczenie prawdopodobień-stwa przepływów z bezrobocia dla użytkowników indywidualnych gospodarstw rolnych w latach 2002-2005, natomiast w latach 2006-2009 w zbiorze danych indywidualnych BAEL pojawiły się informacje niezbędne do ich obliczenia.

180

Modele 3. „Przepływy na rynku pracy z bierności zawodowej (N)”

Bierność zawodowa jest stanem aktywności ekonomicznej ludności, z którego przejście do innych stanów jest bardzo trudne. Składa się na to wiele przyczyn o cha-rakterze społecznym, kulturowym, ekonomicznym i fi nansowym. Przejście do bierności jest zwykle uwarunkowane brakiem możliwości znalezienia pracy w dłuższym okresie, brakiem ekonomicznego uzasadnienia dla podjęcia pracy (koszty podjęcia pracy wyższe niż korzyści z jej podjęcia), wyborem poszczególnych osób (np. poświęcenie się pracy w domu i wychowywanie dzieci), wiekiem predestynującym do zaprzestania aktywno-ści zawodowej lub wykluczeniem zawodowym i społecznym. Dezaktywizacja, chociaż może mieć pierwotnie związek z koniunkturą na rynku dóbr i usług, po pewnym czasie jest warunkowana niemal wyłącznie przez czynniki strukturalne, społeczne i instytucjo-nalne (Determinanty dezaktywizacji... 2010).

Spośród cech uwzględnionych w konstruowanych modelach, jedynie w przypadku wieku można mówić o istotnym zróżnicowaniu prawdopodobieństw pozostania w sta-nie bierności zawodowej lub zmiany tego stanu na zatrudnienie lub bezrobocie (tab. 38 i 39). Jedynie osoby w wieku 20-44 lat charakteryzowały się prawdopodobieństwem pozostania w stanie bierności zawodowej wynoszącym mniej niż 90% w obydwu bada-nych okresach. We wszystkich pozostałych grupach wiekowych wyjście z bierności było prawie niemożliwe, ograniczało się do kilku osób na każde 100 osób poddanych badaniu.

Osoby młodsze, począwszy od 20 roku życia, są mniej skłonne do zaprzestania wy-siłków w kierunku pozyskania zarobkowego źródła utrzymania, a więc podjęcia pracy. Jest to naturalne i wynika z potrzeb ekonomicznych i społecznych, związanych z ich cyklem życia. Ich bierność spowodowana była najczęściej nauką, kontynuowaną po to, aby po jej zakończeniu osiągnąć lepszą pozycję na rynku pracy. Później, w miarę nabie-rania doświadczenia, osoby te stają się bardziej atrakcyjne dla pracodawców, w związku z czym nawet po okresie bierności stosunkowo łatwiej wrócić im na rynek pracy. Są do tego również zmuszone poprzez brak możliwości pozyskania świadczeń socjalnych lub ich niewielką wysokość. Niestety, nie zawsze oznacza to powrót do zatrudnienia, ponie-waż wartości prawdopodobieństwa przejścia z bierności do zatrudnienia i z bierności do bezrobocia w grupach wiekowych pomiędzy 20 a 44 rokiem życia są zbliżone. Po 44 roku życia motywacja do aktywności zawodowej ulega zmniejszeniu, zmniejsza się mo-bilność i relatywnie łatwiej o świadczenia transferowe: renty i wcześniejsze emerytury. Wraz z wiekiem, zjawisko to się nasila. Pracodawcy zatrudniają osoby po 44 roku życia mniej chętnie niż osoby młodsze, a w przypadku osób najstarszych muszą także brać pod uwagę praktyczny brak możliwości zwolnienia takich osób, ze względu na objęcie ich przedemerytalnym okresem ochronnym.

Spośród pozostałych badanych cech, jedynie w przypadku zasiłku dla bezrobotnych jako głównego źródła utrzymania, można stwierdzić, że w latach 2006-2009 istniały nieco większe szanse ich „wyjścia” ze stanu bierności zawodowej, głównie do stanu zatrudnienia.

Mieszkańcy wsi nieco częściej przechodzili ze stanu bierności do zatrudnienia niż w przypadku Polski ogółem, jednak różnice dotyczące prawdopodobieństw zmiany stanu nie były znaczące.

181

Tabela 38. Prawdopodobieństwa zmiany stanu aktywności ekonomicznej z bierności zawodowej do zatrudnienia i bezrobocia w Polsce i na wsi w zależności od wybranych cech demografi czno--społecznych ludności w latach 2002-2005

Zmienne objaśniające (cechy demografi czno-społeczne)

Przepływy z bierności zawodowej dobierności zawodowej zatrudnienia bezrobocia

Polska wieś Polska wieś Polska wieśPłeć

Kobiety 96,5 96,5 2,4 2,8 1,1 0,7Mężczyźni 95,6 95,3 3,1 3,7 1,3 1,1

Stan cywilnyStan wolny 96,2 96,2 2,5 2,9 1,2 0,9Żonaty, zamężna 96,1 95,8 2,8 3,3 1,1 0,9

Wiek (lata)15-19 93,2 91,5 3,4 4,5 3,4 4,020-24 80,6 79,4 8,8 10,1 10,6 10,525-34 78,4 79,3 9,7 9,6 11,9 11,135-44 84,5 83,1 6,5 7,3 9,0 9,645-54 93,1 93,1 3,4 4,2 3,5 2,755-64 97,3 96,7 2,1 2,7 0,6 0,665 i więcej 98,5 98,5 1,3 1,4 0,2 0,1

WykształcenieWyższe ze stopniem naukowym (co najmniej doktorat) i wyższe

93,9 94,5 4,7 4,9 1,4 0,6

Policealne i średnie zawodowe 95,5 95,0 3,3 4,1 1,2 0,9Średnie ogólne 96,7 96,5 2,6 3,0 0,7 0,5Zasadnicze zawodowe 95,9 95,3 2,7 3,6 1,4 1,1Gimnazjum, podstawowe, niepełne podstawowe i bez wykształcenia

96,5 96,3 2,4 2,9 1,1 0,8

Klasa miejscowości100 000 i więcej mieszkańców 96,4 × 2,6 × 1,1 ×10 000-99 999 mieszkańców 96,6 × 2,2 × 1,2 ×Miasta poniżej 10 000 mieszkańców 96,7 × 2,2 × 1,0 ×Wieś 95,7 × 3,2 × 1,2 ×

Sekcja PKDIndywidualne gospodarstwa rolne 96,2 96,0 2,7 3,1 1,2 0,9Pozostałe sekcje 96,0 96,1 2,9 3,1 1,2 0,8

Główne źródło utrzymaniaPraca najemna, praca na rachunek własny (poza indywidualnym gospodarstwem rolnym)

95,0 94,8 4,2 4,6 0,8 0,6

Użytkowanie indywidualnego gospodarstwa rolnego

93,1 93,3 4,3 4,4 2,6 2,2

Zasiłek dla bezrobotnych 96,4 96,2 2,4 2,9 1,2 0,9Emerytura lub renta inwalidzka, inne niezarobkowe źródło utrzymania

69,6 69,1 17,9 19,4 12,5 11,4

Źródło: obliczenia własne na podstawie niepublikowanych, nieważonych, indywidualnych danych surowych BAEL z lat 2002-2005

182

Tabela 39. Prawdopodobieństwa zmiany stanu aktywności ekonomicznej z bierności zawodowej do zatrudnienia i bezrobocia w Polsce i na wsi w zależności od wybranych cech demografi czno--społecznych ludności w latach 2006-2009

Zmienne objaśniające (cechy demografi czno-społeczne)

Przepływy z bierności zawodowej dobierności zawodowej zatrudnienia bezrobocia

Polska wieś Polska wieś Polska wieśPłeć

Kobiety 98,1 97,8 1,6 1,8 0,3 0,3Mężczyźni 97,1 96,4 2,4 3,2 0,5 0,5

Stan cywilnyStan wolny 98,0 97,7 1,6 1,9 0,4 0,4Żonaty, zamężna 97,5 96,9 2,2 2,8 0,3 0,4

Wiek (lata)15-19 92,2 91,0 5,8 6,8 2,0 2,220-24 84,2 82,3 11,3 12,3 4,4 5,425-34 83,2 84,6 12,4 11,3 4,4 4,135-44 88,6 88,8 7,9 8,1 3,4 3,045-54 95,0 95,2 3,4 3,5 1,7 1,355-64 98,9 98,8 0,9 1,1 0,2 0,265 i więcej 99,5 99,3 0,5 0,7 0,0 0,0

WykształcenieWyższe ze stopniem naukowym (co najmniej doktorat) i wyższe

94,9 93,5 4,3 5,6 0,7 1,0

Policealne i średnie zawodowe 97,0 96,0 2,6 3,6 0,4 0,4Średnie ogólne 97,7 96,9 2,0 2,7 0,3 0,4Zasadnicze zawodowe 97,3 96,3 2,3 3,2 0,4 0,4Gimnazjum, podstawowe, niepełne podstawowe i bez wykształcenia

98,3 97,8 1,4 1,8 0,3 0,5

Klasa miejscowości100 000 i więcej mieszkańców 98,1 × 1,6 × 0,3 ×10 000-99 999 mieszkańców 97,9 × 1,7 × 0,4 ×Miasta poniżej 10 000 mieszkańców 97,7 × 1,9 × 0,4 ×Wieś 97,5 × 2,1 × 0,4 ×

Sekcja PKDIndywidualne gospodarstwa rolne 97,8 97,4 1,8 2,2 0,4 0,4Pozostałe sekcje 97,8 97,3 1,9 2,3 0,4 0,4

Główne źródło utrzymaniaPraca najemna, praca na rachunek własny (poza indywidualnym gospodarstwem rolnym)

97,5 97,3 2,1 2,2 0,4 0,4

Użytkowanie indywidualnego gospodarstwa rolnego

96,7 96,3 3,1 3,4 0,2 0,3

Zasiłek dla bezrobotnych 89,4 87,4 9,1 10,3 1,5 2,3Emerytura lub renta inwalidzka, inne niezarobkowe źródło utrzymania

98,0 97,5 1,6 2,1 0,4 0,4

Źródło: obliczenia własne na podstawie niepublikowanych, nieważonych, indywidualnych danych surowych BAEL z lat 2006-2009.

183

PODSUMOWANIE

Przeprowadzone badania aktywności ekonomicznej ludności i jej sytuacji według wybranych cech społeczno-demografi cznych wykazały, że:

1. Udział ludności wiejskiej w strukturze ludności Polski zmieniał się w czasie, zmniejszając się z 68,2% w 1946 roku do 38,2% w 2002 roku. Począwszy od 2003 roku zaczął wzrastać, co było spowodowane głównie wyższym przyrostem naturalnym na wsi niż w mieście i odwróceniem tendencji migracyjnych. Prognozowany w 2035 roku udział ludności wiejskiej ma wynosić 41,0%. Prognoza wskazuje jednoznacznie na zmniejszanie się zasobów pracy w przyszłości. Ujemny przyrost naturalny będzie pogłębiał proces starzenia się społeczeństwa, zwłaszcza po 2019 roku, a coraz niższy przyrost liczby absolwentów spowoduje osłabienie presji na tworzenie nowych miejsc pracy. Ze względu na mniejszą liczbę ludności zmniejszy się prawdopodobnie popyt wewnętrzny oraz zmieni jego struktura, nie tylko w zakresie dóbr konsumpcyjnych, lecz także w przypadku dóbr trwałych, np. nieruchomości. W rezultacie może to doprowadzić do spowolnienia gospodarczego i obniżenia poziomu życia ludności, pomimo możliwego wzrostu wydajności pracy.

2. Przewidywane tendencje demografi czne skłaniają do przyjęcia nieco innej per-spektywy rozważań dotyczących problematyki poprawy sytuacji zawodowej ludności wiejskiej. Może się okazać, że niektóre ważne obecnie problemy rynku pracy znikną niemal całkowicie na skutek ubytku ludności zdolnej do pracy. Jednak na pewno poja-wią się nowe problemy, zarówno ekonomiczne, związane z niedostatkiem siły roboczej i coraz mniejszym popytem wewnętrznym, jak i społeczne, dotyczące najpierw starze-nia się społeczeństwa, a w dalszym czasie związane z gwałtowną redukcją liczebności populacji.

3. W 2012 roku za aktywne zawodowo uznano 17 394 tys. osób, z czego 55,1% to mężczyźni, a 44,9% kobiety. Ludność zamieszkująca w miastach stanowiła 60,9% ogółu aktywnych zawodowo, natomiast ludność wiejska 39,1%. Populacja pracujących liczyła 15 636 tys. osób, natomiast liczba biernych zawodowo wyniosła 13 656 tys. osób, w tym 38,7% stanowili mężczyźni, a 61,3% kobiety. Udział ludności miejskiej w populacji biernych zawodowo ukształtował się na poziomie 61,5%, a wiejskiej 38,5%. Liczba ludności aktywnej zawodowo w 2012 roku zwiększyła się w porównaniu z 2002 rokiem o 618 tys., przy czym liczba pracujących wzrosła aż o 418 tys. osób, z kolei zasób biernych zawodowo powiększył się o 200 tys. osób.

4. Wraz ze wzrostem poziomu wykształcenia ulega zwiększeniu aktywność za-wodowa wśród obu płci. Różnice między ludnością miejską i wiejską wyrażają się przede wszystkim przez wyższy na wsi niż w mieście udział w zbiorowości aktyw-nych zawodowo osób posiadających wykształcenie gimnazjalne, podstawowe lub bez

184

wykształcenia. W 2012 roku, wśród osób aktywnych zawodowo na wsi, nadal było prawie 2,5-krotnie więcej niż w miastach ludności najgorzej wykształconej (11,8% na wsi i 4,7% w miastach). Z kolei udział osób z wykształceniem wyższym w ogólnej liczbie aktywnych zawodowo był na wsi, w 2012 roku, nadal ponad dwukrotnie niższy niż w miastach (17,1% na wsi wobec 36,5% w miastach).

5. Osoby, których edukacja opierała się na pozyskiwaniu umiejętności praktycznych (w szkołach zawodowych i technikach), jako bardziej ukierunkowane profesjonalnie, przejawiały większą aktywność zawodową w całym badanym okresie. W tym kontekście można stwierdzić, że reforma oświaty z 1999 roku, na skutek której nastąpiła niemal całkowita likwidacja nauczania zawodowego na rzecz nauczania ogólnego była poważ-nym błędem, w wyniku którego sytuacja na polskim rynku pracy uległa pogorszeniu.

6. Duży udział osób gorzej wykształconych w grupie aktywnych zawodowo miesz-kańców wsi jest bezpośrednim wynikiem mniejszego niż w miastach udziału lepiej wy-kształconych osób w ogólnej populacji aktywnych ekonomicznie oraz niższej presji w kierunku dezaktywizacji zawodowej, wynikającej z powiązania znacznej części lud-ności wiejskiej z indywidualnymi gospodarstwami rolnymi.

7. Można zauważyć, że wartości wskaźnika zatrudnienia były najwyższe w wo-jewództwach uznawanych za najsilniejsze gospodarczo, natomiast najniższe w woje-wództwach dotkniętych występującym na szeroką skalę bezrobociem transformacyjnym, wynikającym z likwidacji państwowych gospodarstw rolnych oraz restrukturyzacji prze-mysłu. Na niskie wartości wskaźnika zatrudnienia w województwie śląskim miał wpływ także wynikający z zaszłości historycznych model rodziny, w którym pracował tylko mężczyzna, zarabiając relatywnie dużo (górnictwo, przemysł ciężki), a kobiety zajmo-wały się prowadzeniem domu oraz opieką nad dziećmi.

8. Stopa bezrobocia mierzona według metody BAEL, w 2002 roku była przeciętnie wyższa w miastach (wynosiła 22,1%) niż na wsi (19,8%). W 2012 roku różnica wartości stopy bezrobocia obliczonej dla miast i wsi nie była już tak znacząca i wynosiła zaledwie 0,2 punktu procentowego (10,2% w miastach i 10,0% na wsi). Wyższe wartości wskaź-nika zatrudnienia i niższe wartości stopy bezrobocia na wsi należy tłumaczyć wysokim udziałem rolnictwa indywidualnego w strukturze zatrudnienia ludności wiejskiej, nato-miast wyższe wartości wskaźnika zatrudnienia wśród mężczyzn niż wśród kobiet można wyjaśnić przywiązaniem społeczeństwa (zwłaszcza na wsi) do tradycyjnego modelu rodziny oraz większą skłonnością pracodawców do zatrudniania mężczyzn niż kobiet.

9. W latach 2002-2012 zmieniła się istotnie sytuacja ludności wiejskiej na rynku pracy. Uległa poprawie sytuacja zawodowa, zwłaszcza ludności związanej z rolnictwem, wśród której nastąpiło zmniejszenie bezrobocia oraz ograniczenie bierności zawodowej. Z kolei wśród ludności bezrolnej nasiliły się procesy dezaktywizacji zawodowej, zwią-zanej z osiąganiem wieku emerytalnego lub ze zniechęceniem długotrwałym i niesku-tecznym poszukiwaniem pracy.

10. Nie można jednoznacznie stwierdzić, że zróżnicowanie sytuacji ludności wiej-skiej rolnej i bezrolnej jest powiązane z przynależnością do województw o charakte-rze przemysłowym lub rolniczym. Na wartości wskaźnika aktywności zawodowej, zatrudnienia i bezrobocia oddziaływało wiele czynników. Można przypuszczać, że większe znaczenie niż przynależność do określonego województwa miał charakter dokonujących się w nich przemian strukturalnych, warunkujących z jednej strony ilość uwalnianej z rolnictwa siły roboczej, a z drugiej możliwości podejmowania pracy poza rolnictwem.

185

11. Zwiększanie wydajności pracy jest warunkiem niezbędnym do utrzymania kon-kurencyjności polskiego rolnictwa, jednak nie jest możliwe bez zmniejszenia liczby osób pracujących w rolnictwie. Sektor ten nadal stanowi bufor dla części siły roboczej, która nie może skutecznie konkurować na pozarolniczym rynku pracy, a więc pełni również funkcję socjalną. Na skutek braku możliwości podjęcia przez ludność rolniczą pracy poza rolnictwem i występującej jednocześnie bariery dochodowej, związanej z wyczer-paniem szans na znaczące zwiększenie dochodowości gospodarstw rolnych, pojawia się bezrobocie ukryte. Ludność bezrolna zamieszkująca na wsi jest pozbawiona możliwości „ukrycia” bezrobocia poprzez pracę w rolnictwie. Ponieważ w większości przypadków nie znajduje zatrudnienia pozarolniczego, problem braku pracy dotyka ją najbardziej. W sytuacji, kiedy bezrobocie ma charakter długookresowy, ludność ta ulega dezakty-wizacji zawodowej.

12. Badania pozwalają stwierdzić, że bezrobocie ukryte w rolnictwie jest zjawi-skiem powszechnym w skali kraju. Nie wydaje się możliwe, aby w najbliższej przy-szłości nastąpiło wyraźne zmniejszenie udziału zatrudnionych w rolnictwie w ogólnej liczbie zatrudnionych w gospodarce narodowej. Przeprowadzona symulacja wykazała, że zmniejszenie zatrudnienia w rolnictwie do poziomu charakterystycznego dla państw Unii Europejskiej, bez równoczesnego odpowiednio wysokiego przyrostu liczby poza-rolniczych miejsc pracy, spowodowałoby znaczące pogorszenie sytuacji na rynku pracy, wyrażające się zwiększeniem stopy bezrobocia oraz zmniejszeniem wartości wskaźnika zatrudnienia. W zależności od przyjętego wariantu, stopa bezrobocia wzrosłaby średnio w Polsce do poziomu 13,7% w wariancie zakładającym udział pracujących w rolnictwie na poziomie 10% ogółu pracujących w gospodarce narodowej oraz do 18,2%, w warian-cie zakładającym udział pracujących w rolnictwie w wysokości 5% ogółu pracujących w kraju (w stosunku do 9,3% w stanie wyjściowym symulacji). Wskaźnik zatrudnienia przyjmowałby wartości odpowiednio: 47,8% oraz 45,3% (50,2% w stanie wyjściowym).

13. Długookresowo, proces ograniczania rozmiarów bezrobocia ukrytego może zostać przyspieszony poprzez zmniejszanie napływu absolwentów na rynek pracy, związane z wyraźnie ujemnym przyrostem naturalnym prognozowanym od 2019 roku. Szybsze tempo zmniejszania się liczebności populacji miast niż wsi może spowodować, że zapotrzebowanie na pracowników w działach pozarolniczych będzie równoważone poprzez odpływ do tych działów ludności rolniczej. Pewne znaczenie dla powodzenia procesu zmniejszania liczby pracujących w rolnictwie może mieć także podejmowanie przez ludność rolniczą pracy za granicą.

W pracy przeprowadzono również analizę przepływów ludności między stanami jej aktywności ekonomicznej i szacowanie bezrobocia równowagi. Dokonano tego na podstawie dwóch podejść badawczych. Pierwsze, w którym identyfi kacja stanu aktyw-ności ekonomicznej poszczególnych osób ankietowanych w ramach BAEL odbywała się na podstawie kryteriów zgodnych z przyjętą przez GUS metodyką BAEL, dostarczyło wyników nieco odmiennych niż drugie, w którym stan aktywności ekonomicznej był określany samodzielnie przez respondentów BAEL. Przeprowadzone badania skłaniają do sformułowania następujących spostrzeżeń:

1. Obliczenia prowadzone na podstawie subiektywnej oceny stanu aktywności ekonomicznej respondentów BAEL wskazują, że od 2006 do końca 2008 roku bezro-bocie miało charakter strukturalny, a od 2009 roku nastąpiła szybka zmiana jego cha-rakteru i zaczął się zwiększać udział bezrobocia koniunkturalnego. Podejście tradycyjne,

186

na podstawie klasyfi kacji stanu aktywności ekonomicznej dokonywanej przez BAEL, wskazuje na to, że od 2006 do końca 2008 roku występował wysoki udział bezrobocia koniunkturalnego, a od 2009 roku niemal całe bezrobocie miało charakter strukturalny. Różnice w tym zakresie występujące pomiędzy zastosowanymi podejściami badawczymi wynikają z odmienności metodyki GUS i kryteriów subiektywnej klasyfi kacji stanu ak-tywności ekonomicznej dokonywanej przez respondentów BAEL. W wielu przypadkach nie identyfi kują oni jako „zatrudnienia” prac krótkookresowych i sezonowych oraz pracy nierejestrowanej. Często nie określają się także jako „zatrudnieni”, jeżeli nie wykonują pracy w pełnym wymiarze czasu lub jeżeli pomagają w prowadzeniu gospodarstw rol-nych. Również czasowe zaniechanie poszukiwania pracy nie zawsze jest przez nich klasyfi kowane jako bierność zawodowa, a częściej jako bezrobocie. Trudno więc mó-wić o bezpośredniej porównywalności danych uzyskanych z zastosowaniem kryteriów GUS oraz subiektywnej identyfi kacji stanu aktywności ekonomicznej dokonanej przez respondentów BAEL.

2. Wyższe stopy napływów do bezrobocia i odpływów z zatrudnienia według po-dejścia „subiektywnego” mogą być spowodowane identyfi kowaniem przez respondentów BAEL zmiany stanów aktywności ekonomicznej na „bierność zawodową” (rozumianą zgodnie z defi nicją GUS) jako zmianę stanu na „bezrobocie” oraz brakiem poczucia bycia „zatrudnionym”, jeżeli praca jest wykonywana w niepełnym wymiarze czasu, jest nieefektywna z powodu nadmiernego zatrudnienia w rodzinnych gospodarstwach rolnych lub ma charakter nierejestrowany. W sytuacji pogarszającej się koniunktury gospodarczej i „chomikowania zatrudnienia” w przedsiębiorstwach, znaczące obniżenie wymiaru czasu pracy lub urlop bezpłatny mógł być identyfi kowany jako czasowa utrata pracy (respondent określał swój stan aktywności ekonomicznej jako „bezrobocie”).

3. W przypadku stopy wyłączenia zasobów pracy, obliczenia przeprowadzone z za-stosowaniem obydwu podejść wskazują, że najwyższe wartości osiągała ona wśród osób utrzymujących się z niezarobkowych źródeł, a najniższe wśród osób, które utrzymywały się głównie z użytkowania indywidualnego gospodarstwa rolnego i z pracy na wła-sny rachunek poza rolnictwem. Według obydwu podejść, sytuacja osób utrzymujących się z pracy najemnej była niekorzystna, co przejawiało się znacznie wyższymi warto-ściami stopy wyłączenia w porównaniu z pozostałymi grupami utrzymującymi się ze źródeł zarobkowych. Warto zauważyć relatywnie lepszą sytuację osób utrzymujących się z pracy najemnej na wsi w stosunku do średniej w kraju, według podejścia zgod-nego z kryteriami identyfi kacji stanu aktywności ekonomiczniej przyjętymi przez GUS, oraz wyraźnie gorszą sytuację ludności wiejskiej, według obliczeń opartych na kryte-riach „subiektywnych”. Można przypuszczać, że wynika to z częstego nieuwzględniania przez ankietowanych zatrudnienia nieformalnego i świadczenia pomocy w prowadzeniu rodzinnych gospodarstw rolnych, przez co klasyfi kują się jako bezrobotni lub bierni zawodowo, podczas kiedy zgodnie z kryteriami GUS byliby zaliczani do pracujących.

4. Zidentyfi kowano obszary problemowe, w których, pomimo strukturalnego cha-rakteru bezrobocia, celowe jest podejmowanie działań ukierunkowanych na pobudza-nie działalności gospodarczej i tworzenie nowych miejsc pracy. W relacji miasto-wieś obszarami problemowymi są najmniejsze miasta oraz wieś, natomiast ze względu na cechy siły roboczej – grupami problemowymi są osoby najmłodsze, wchodzące na rynek pracy i osoby w wieku przedemerytalnym. Pewne znaczenie dla określenia możliwości pozyskania zatrudnienia i zagrożenia bezrobociem ma płeć, jednak różnice pomiędzy kobietami i mężczyznami w tym zakresie były mniejsze niż oczekiwano.

187

5. Według obydwu podejść, szczególny przypadek stanowią najmniejsze miasta (mniej niż 2 tys. mieszkańców), w których bezrobocie równowagi niemal dwukrotnie przewyższało bezrobocie rzeczywiste. Interpretacja tego zjawiska jest trudna, ponieważ czynniki powodujące utrzymywanie zatrudnienia większej liczby ludności niż wynika-łoby to z szacowanej stopy bezrobocia równowagi mają często charakter indywidualny. Ta klasa miejscowości charakteryzowała również się najniższymi wartościami stopy odpływu z bezrobocia do zatrudnienia i najwyższymi wartościami stopy odpływu z za-trudnienia (do bezrobocia i bierności) oraz stopy napływu do bezrobocia. Relatywnie wysokie stopy przepływu ludności pomiędzy stanami aktywności ekonomicznej mo-głyby sugerować, że w tej klasie miejscowości występuje raczej bezrobocie krótkookre-sowe (frykcyjne), jednak przeczą temu obliczone według podejścia „subiektywnego” przeciętne okresy trwania bezrobocia, najdłuższe w tej samej (mniej niż dwa tysiące mieszkańców) klasie miejscowości (prawie sześć kwartałów). Jest to największa war-tość spośród wszystkich klas miejscowości. Dominuje zatem trudne do przezwyciężenia bezrobocie długookresowe (według klasycznej defi nicji lub w porównaniu z pozostałymi klasami miejscowości), powodujące stopniowe zatracanie kwalifi kacji i kompetencji społecznych.

6. W miejscowościach liczących do dwóch tysięcy mieszkańców całe bezrobocie ma charakter strukturalny, a bezrobocie rzeczywiste będzie się prawdopodobnie zwięk-szało do poziomu równego oszacowanemu bezrobociu strukturalnemu. Zwalczanie bez-robocia strukturalnego kojarzone jest zwykle z dostosowywaniem charakterystyki siły roboczej do potrzeb rynku pracy, jednak w tym przypadku takie działania prawdopo-dobnie nie przyniosą znaczącej poprawy sytuacji, za względu na potencjał gospodarczy niewystarczający, aby tworzyć nowe miejsca pracy. Zatem szans na zmniejszenie bez-robocia można upatrywać w programach aktywizujących gospodarkę, głównie poprzez lokowanie inwestycji (przedsiębiorstw utrzymujących się ze sprzedaży produktów lub usług na rynku większym niż lokalny) w taki sposób, aby powstające miejsca pracy były dostępne dla mieszkańców najmniejszych miast i okolicznych wsi.

7. Sytuacja na obszarach wiejskich wydaje się być lepsza, o czym świadczy zwłasz-cza relatywnie niska wartość stopy bezrobocia równowagi oraz wysoka stopa odpływu z bezrobocia do zatrudnienia, jednak ze względu na powiązanie ludności wiejskiej z rol-nictwem, wyniki te należy interpretować z dużą dozą ostrożności. Prawdopodobne jest, że na wartość obliczonych wskaźników oddziałuje znacząco zjawisko nieefektywnego zatrudnienia w rodzinnych gospodarstwach rolnych (bezrobocie ukryte) oraz zatrud-nianie przy sezonowych pracach polowych. Biorąc pod uwagę wcześniejsze szacunki zatrudnienia nieefektywnego należy stwierdzić, że jest to spowodowane nadwyżkami zasobów pracy związanych z rolnictwem, głównie z gospodarstwami indywidualnymi, w których nominalnie pracują, jednak ich praca nie przynosi zadowalających efektów ekonomicznych i produkcyjnych (mogliby podjąć pracę poza gospodarstwami bez szkody dla procesu i efektów produkcji w tych gospodarstwach). Z tego względu należy uznać, że występuje pewna nieścisłość w zakresie oszacowanego udziału bezrobocia strukturalnego i rzeczywistego, co powoduje, że udział bezrobocia koniunkturalnego jest prawdopodobnie znacznie wyższy niż wynikający z obliczeń (niedoszacowanie bezro-bocia rzeczywistego, spowodowane nieuwzględnieniem nieefektywnych ekonomicznie nadwyżek pracy – bezrobocia ukrytego). Wynika z tego, że nawet jeżeli działania w kie-runku pobudzania koniunktury na rynku dóbr i usług prawdopodobnie nie przyniosą poprawy sytuacji zawodowej ludności wiejskiej w stosunku do „ofi cjalnych” wartości

188

wskaźników, to jednak powstające na skutek ewentualnego ożywienia gospodarczego, odpowiednio lokowane nowe miejsca pracy (na terenach dostępnych dla mieszkańców wsi ze względów logistycznych i ekonomicznych), mogą spowodować istotne zmniejsze-nie skali bezrobocia ukrytego w rolnictwie (odpływ ludności z gospodarstw do działów pozarolniczych), a w konsekwencji poprawę sytuacji ekonomicznej ludności wiejskiej.

8. Najniższe wartości stopy bezrobocia równowagi występowały w województwach charakteryzujących się niską stopą bezrobocia rzeczywistego: małopolskim i lubelskim, przy czym występowała tam również bardzo korzystna (zwłaszcza na wsi) relacja bezro-bocia równowagi do bezrobocia rzeczywistego, sięgająca nawet 54,9% w województwie lubelskim. Świadczy to o możliwości znaczącego zmniejszenia skali bezrobocia pod warunkiem poprawy koniunktury oraz o dążeniu stopy bezrobocia do niższych wartości w dłuższej perspektywie czasowej. Niestety, we wszystkich pozostałych województwach bezrobocie miało charakter niemal wyłącznie lub wyłącznie strukturalny. Najwyższe wartości stopy bezrobocia równowagi charakteryzowały województwa: warmińsko-ma-zurskie, pomorskie, lubuskie, kujawsko-pomorskie, dolnośląskie, zachodniopomorskie, podlaskie i opolskie. W tych województwach bezrobocie równowagi przewyższało bez-robocie rzeczywiste, co może świadczyć o występującym zagrożeniu dalszym wzrostem stopy tego bezrobocia.

9. Równoczesne zmniejszanie się wartości stopy bezrobocia równowagi i bezro-bocia rzeczywistego na skutek polepszania się koniunktury gospodarczej nie oznacza, że wskazane byłoby całkowite zrezygnowanie z działań zmniejszających niedopasowa-nia strukturalne popytu i podaży pracy. Podobnie, wysoki udział bezrobocia struktu-ralnego nie powinien skłaniać do zaniechania działań w celu polepszenia koniunktury gospodarczej. Samo poprawienie dopasowania (zwłaszcza rozumiane jako szkolenia i podnoszenie poziomu wykształcenia) nie spowoduje znaczącego i szybkiego zmniej-szenia bezrobocia w skali całej gospodarki. Oczywiste jest, że takie działania wpływają korzystnie na mobilność siły roboczej, wydajność pracy i innowacyjność, lecz wobec ograniczeń egzogenicznych (niestabilne rynki fi nansowe, „importowane” kryzysy, uza-leżnienie gospodarki od inwestycji portfelowych, rosnący dług publiczny i związane z nim coraz wyższe podatki oraz pozapodatkowe daniny na rzecz instytucji publicznych), można przypuszczać, że nie jest to czynnik wystarczający do zapewniania dynamicznego wzrostu PKB.

10. Niemal przez cały badany okres stopa bezrobocia rzeczywistego była wyższa niż NAIRU. Prawdopodobnie do połowy 2007 roku istniały możliwości redukcji bez-robocia rzeczywistego bez zwiększania presji infl acyjnej (równocześnie bezrobocie rze-czywiste zmniejszało się). Jednak, począwszy od 2008 roku różnica między wartościami tych wskaźników uległa znacznemu zmniejszeniu, na skutek wzrostu stopy bezrobocia rzeczywistego. Niewielkie różnice występujące pomiędzy NAIRU i bezrobociem rze-czywistym w 2009 roku skłaniają do sformułowania przypuszczenia, że dalsze zmniej-szanie poziomu bezrobocia wymagało złagodzenia polityki antyinfl acyjnej. Oczywiste jest jednak, że samo podwyższenie celu infl acyjnego nie daje pewności poprawy sytuacji na rynku pracy.

11. Wdrożenie skutecznych działań prozatrudnieniowych na obszarach i w grupach problemowych może wymagać zmiany powszechnego sposobu myślenia, a więc odejścia od utożsamiania niedopasowania strukturalnego popytu i podaży pracy wyłącznie z nie-wystarczającymi kwalifi kacjami lub innymi cechami charakteryzującymi siłę roboczą, albo wyłącznie ze zbyt małą elastycznością płac. Dalsze utrzymywanie paradygmatu

189

elastyczności i nieustannego, niestety najczęściej nieukierunkowanego podnoszenia kwalifi kacji, przy jednocześnie wyraźnie występujących zewnętrznych ograniczeniach rozwoju rynku dóbr i usług, dotyczących ogólnej koniunktury lub zachodzących proce-sów gospodarczych (głównie modernizacji i koncentracji), spowoduje przede wszystkim zaostrzanie się konkurencji na rynku pracy. W konsekwencji, może to prowadzić do dal-szego pogłębiania się różnic pomiędzy obszarami i grupami problemowymi a rozwinię-tymi ośrodkami gospodarczymi i grupami posiadającymi silną pozycję na rynku pracy.

W pracy przeprowadzono też wielomianową analizę logitową, której celem było wykorzystanie modeli logitowych do oceny szans (ryzyka) oraz prawdopodobieństw zmiany stanu aktywności ekonomicznej badanych osób na rynku pracy w zależności od ich wybranych cech demografi cznych i społecznych (płci, stanu cywilnego, wieku, wykształcenia, miejsca zamieszkania, sekcji PKD, głównego źródła utrzymania). Zbu-dowano modele dla trzech stanów wyjściowych na rynku pracy: zatrudnienia (E), bez-robocia (U) oraz bierności zawodowej (N), dwóch zakresów czasowych, obejmujących lata 2002-2005 (1) i 2006-2009 (2), w podziale na Polskę i wieś. Analiza wykazała, że:

1. W całym badanym okresie kobiety charakteryzowały się nieco większym niż mężczyźni ryzykiem przejścia z zatrudnienia do bezrobocia i znacząco większym (nawet niemal dwukrotnie w latach 2006-2009) ryzykiem dezaktywizacji zawodowej. Wartości ilorazów ryzyka przejścia z zatrudnienia do bezrobocia obliczone dla kobiet zamiesz-kujących na wsi były wyższe niż dla kobiet w Polsce ogółem, natomiast w przypadku dezaktywizacji kobiety zamieszkujące poza miastami charakteryzowały się mniejszym niż w Polsce ryzykiem w latach 2002-2005 i porównywalnym w latach 2006-2009. W latach 2006-2009 ryzyko bierności zawodowej wśród kobiet było prawie dwa razy większe niż w przypadku mężczyzn, zarówno w Polsce (o 98%), jak i na wsi (o 96%).

2. Kobiety mają (w porównaniu z mężczyznami) znacznie mniejsze szanse na pod-jęcie zatrudnienia, ale ich sytuacja uległa w latach 2006-2009 pewnej poprawie w po-równaniu z okresem 2002-2005. Relatywnie gorsza była także sytuacja kobiet na wsi niż w mieście. Niepokojące są wysokie wartości ilorazów ryzyka przejścia kobiet z bezro-bocia do bierności (1,575 i 1,568 dla kolejnych okresów w Polsce ogółem i 1,845 oraz 1,691 na wsi). Wyraźnie gorsza sytuacja kobiet na rynku pracy, zwłaszcza na wsi, może być wynikiem oddziaływania uwarunkowań kulturowych, a więc większego przywiąza-nia do tradycyjnego modelu rodziny na wsi (co ma związek, między innymi, z dominacją gospodarstw rodzinnych w strukturze użytkowania ziemi), wyższą dzietnością kobiet na wsi niż w mieście (Podstawowe informacje... 2012) oraz wynikającą z tego ich mniejszą mobilnością, ale także może być spowodowana mniejszą chłonnością rynku pracy do-stępnego dla mieszkanek wsi oraz strukturą popytu na pracę na tym rynku. Nie można również pominąć wpływu niższych niż w mieście wynagrodzeń, które często mogą się znajdować poniżej progu ekonomicznej opłacalności podjęcia pracy. Koszty dojazdów, utrata czasu poświęcanego rodzinie, wyższa konsumpcja w związku z wykonywaniem czynności zawodowych (wynikająca z potrzeby np. lepszego odżywiania lub koniecz-ności spożywania posiłków poza domem, a nie z większego dochodu), mogą sprawiać, że dla kobiet na terenach wiejskich korzystniejsza ekonomicznie i psychospołecznie (w krótkiej perspektywie) będzie dezaktywizacja zawodowa (nie oznacza to oczywiście korzyści ekonomicznych w dłuższym okresie).

3. Również stan cywilny poszczególnych osób różnicował ich sytuację na rynku pracy. Osoby pozostające w stanie wolnym znajdowały się w wyraźnie gorszej sytuacji,

190

charakteryzowały się wyższymi prawdopodobieństwami pozostania w stanie bezrobo-cia i niższymi znalezienia zatrudnienia. Jedynie prawdopodobieństwo dezaktywizacji zawodowej było w ich przypadku mniejsze, co można tłumaczyć niższą średnią wieku osób w stanie wolnym. Wskazuje to na ujemne oddziaływanie pozostawania w związku małżeńskim na zagrożenie bezrobociem, zwłaszcza w latach 2006-2009. Może mieć to także związek z dążeniem do stabilizacji zawodowej osób posiadających własne rodziny, większą skłonnością do podejmowania ryzyka wśród osób w stanie wolnym (i wyższymi oczekiwanymi korzyściami z podejmowania pracy), różnicami dotyczącymi wieku oraz względami społecznymi, w tym częstym, zwłaszcza w większych zakła-dach pracy, „chronieniem” osób pracujących na utrzymanie rodziny, które przejawia się zwalnianiem w pierwszej kolejności osób młodszych, pozostających w stanie wolnym. Wartości ilorazów ryzyka przejścia do bezrobocia osób w stanie wolnym znacznie wzro-sły w latach 2006-2009 w stosunku do lat 2002-2005, przy czym zwiększenie to było bardziej wyraźne na wsi niż w Polsce ogółem. Przypuszczalnie wynika to z trudniejszej sytuacji na rynku pracy na terenach wiejskich oraz z silniejszych powiązań społecz-nych i personalnych. Należy zauważyć, że w lokalnych społecznościach bardzo rzadko osoba przyjmowana do pracy jest „anonimowa” (w odróżnieniu od dużych ośrodków miejskich). Poza uwarunkowaniami dotyczącymi liczby dostępnych miejsc pracy i zgod-ności cech siły roboczej z oczekiwaniami pracodawców, duże znaczenie ma zaufanie do zatrudnianego pracownika. Może ono wynikać między innymi z jego stanu cywilnego (pracownik posiadający zobowiązania jest bardziej lojalny wobec pracodawcy i bardziej niż osoby „wolne” obawia się utraty pracy) oraz z opinii, jaką cieszy się w lokalnym środowisku. Te czynniki są szczególnie ważne w przypadku mniej wyspecjalizowanych zasobów pracy, które stosunkowo łatwo można zastąpić. Ryzyko dezaktywizacji zawo-dowej, polegającej na przejściu z zatrudnienia do bierności, było niższe wśród osób w stanie wolnym niż wśród pozostających w związku małżeńskim. Należy to wyjaśnić przede wszystkim strukturą wieku tych grup. Osoby „wolne” są w większości młodsze (i ich dezaktywizacja wynika częściej z przyczyn losowych), natomiast wyższe ryzyko dezaktywizacji osób żonatych i zamężnych wynika głównie z ich przechodzenia na renty i emerytury po przepracowaniu przewidzianej w polskim prawodawstwie liczby lat pracy oraz po osiągnięciu wymaganego wieku.

4. Wiek ludności jest cechą, która w naturalny sposób różnicuje jej sytuację na rynku pracy. W najgorszej sytuacji znajdują się osoby najmłodsze, głównie ze względu na kontynuację nauki, skłonność do podejmowania prac sezonowych i niewielkie do-świadczenie zawodowe. Charakteryzują się one najniższym prawdopodobieństwem utrzymania zatrudnienia, najwyższym ryzykiem utraty pracy i większym prawdopodo-bieństwem przejścia do bierności zawodowej (przy czym oznacza to raczej kontynuację nauki i poszukiwanie swej ścieżki zawodowej, a nie wykluczenie zawodowe). Wraz z wiekiem zwiększa się wartość pracowników dla pracodawców, a w ślad za tym ro-śnie prawdopodobieństwo utrzymania zatrudnienia. Ryzyko utraty pracy jest relatywnie niskie (i niższe na wsi niż w Polsce ogółem), niewielkie jest też ryzyko dezaktywizacji zawodowej. Pracownicy umacniają swoją pozycję insiders. Po osiągnięciu 55 roku życia sytuacja zawodowa ulega pogorszeniu, a po 65 roku życia wzrasta gwałtownie praw-dopodobieństwo dezaktywizacji zawodowej (co jest procesem naturalnym, związanym z osiągnięciem wieku uprawniającego do przejścia na emeryturę).

5. Na aktywizację zawodową osób na rynku pracy pozytywnie oddziaływał poziom wykształcenia i ukierunkowanie zawodowe zarówno w Polsce, jak i na wsi. Obliczone

191

ilorazy szans wskazują, że ryzyko przejścia z zatrudnienia do bezrobocia zmniejszało się wraz ze wzrostem poziomu wykształcenia. W grupie osób z wykształceniem wyż-szym, ryzyko to było 4,4 (w latach 2002-2005) i 4,2 (w latach 2006-2009), a na wsi odpowiednio 7 i 3,7 razy mniejsze niż w grupie osób z wykształceniem gimnazjalnym, podstawowym i niepełnym podstawowym. Zwraca uwagę pewne zróżnicowanie sytuacji osób z wykształceniem policealnym i średnim zawodowym a średnim ogólnym. Szcze-gólnie wyraźnie można to zauważyć na wsi, gdzie iloraz szans przejścia z zatrudnienia do bezrobocia w latach 2006-2009 wynosił 0,583 dla osób z wykształceniem policeal-nym i średnim zawodowym wobec 0,817 dla osób z wykształceniem ogólnym. Wskazuje to na wzrastające znaczenie ukierunkowania zawodowego i potwierdza wyniki badań prowadzonych metodą przepływów na rynku pracy (IOA). Ukierunkowanie zawodowe nie jest całkowicie substytucyjne wobec poziomu wykształcenia. Pomimo że kwalifi ka-cje zawodowe zmniejszają ryzyko utraty pracy i przejścia do bezrobocia, jednak osoby, które ukończyły zasadnicze szkoły zawodowe charakteryzowały się wartościami ilora-zów ryzyka wyższymi niż posiadający wykształcenie średnie zawodowe i średnie ogólne.

6. Sytuacja mieszkańców wsi na rynku pracy nie różniła się istotnie od sytuacji mieszkańców największych miast, liczących co najmniej 100 tys. mieszkańców, jednak należy pamiętać, że wpływ na to miał związek ludności wiejskiej z indywidualnymi go-spodarstwami rolnymi oraz zjawisko nadmiernego, nieefektywnego zatrudnienia w tych gospodarstwach. Wartości obliczonych ilorazów szans w wypadku wsi nie do końca odzwierciedlają zatem rzeczywistą sytuację. Pomimo relatywnie największych szans ludności na znalezienie pracy w największych miastach, charakteryzowała się ona naj-wyższym ryzykiem dezaktywizacji poprzez przejście z bezrobocia do bierności.

7. Można stwierdzić, że związek z rolnictwem (według klasyfi kacji PKD) zmniej-szał ryzyko przejścia z zatrudnienia do bezrobocia. Związek z rolnictwem zmniejszał również ryzyko dezaktywizacji, polegającej na przejściu z zatrudnienia do bierności zawodowej. Przyczyniał się do tego, między innymi, w przeważającej części rodzinny charakter polskich gospodarstw rolnych i stosunkowo stabilne zapotrzebowanie na siłę roboczą, pomimo relatywnie zbyt wysokiego zatrudnienia w rolnictwie w stosunku do ekonomicznej efektywności pracy.

8. W przypadku głównego źródła utrzymania najbardziej stabilną sytuację na rynku pracy miały osoby utrzymujące się z użytkowania indywidualnego gospodarstwa rol-nego. W porównaniu z grupą referencyjną obejmującą osoby utrzymujące się z pracy najemnej i z pracy na rachunek własny poza indywidualnym gospodarstwem rolnym, ryzyko przejścia z zatrudnienia do bezrobocia wśród osób utrzymujących się z użytko-wania indywidualnego gospodarstwa rolnego było około 3,6 razy mniejsze w Polsce i na wsi. Na wsi, w latach 2006-2009, wskaźnik ten przyjmował mniej korzystne wartości, jednak nadal ta grupa ludności znajdowała się w relatywnie dobrej sytuacji (iloraz ry-zyka przejścia z zatrudnienia do bezrobocia był prawie 2,5 razy niższy niż w grupie referencyjnej). Również w przypadku przejścia z zatrudnienia do bierności zawodowej, grupą najmniej zagrożoną taką formą dezaktywizacji zawodowej byli utrzymujący się głównie z użytkowania indywidualnego gospodarstwa rolnego. Po raz kolejny można więc zaobserwować „ochronną” funkcję rolnictwa.

9. Niepokojące są wysokie wartości ryzyka zmiany stanu z zatrudnienia do bez-robocia i bierności zawodowej w grupie osób utrzymujących się głównie z zasiłków dla bezrobotnych, zwłaszcza na wsi. Przy tym, w latach 2006-2009, w porównaniu z okresem 2002-2005, nastąpiło wyraźne zwiększenie ryzyka przejścia z zatrudnienia

192

do bierności zawodowej w tej grupie, zarówno w Polsce (ponad dwukrotnie – z 1,423 do 3,162), jak i na wsi (prawie trzykrotnie – z 0,858 do 2,521). Relacje wartości tego wskaźnika obliczonych dla wsi i Polski ogółem zmieniły się więc na niekorzyść wsi, co może świadczyć o oddziaływaniu czynników strukturalnych i kreacji pewnych wzorców zachowań. Wobec braku możliwości utrzymania zatrudnienia, mieszkańcy wsi częściej ulegają dezaktywizacji („zniechęceni”) i poszukują możliwości pozyskania dochodów transferowych (np. renty chorobowej). Pogorszenie relacji wartości ilorazów ryzyka na niekorzyść wsi wynika także z poprawy sytuacji na rynku pracy w miastach. Świadczy to również o strukturalnej i terytorialnej nierównomierności rozwoju gospodarczego. Obszary „wiodące” (duże ośrodki miejskie) rozwijają się szybciej, co „pociąga” za sobą również rozwój pozostałej części kraju, jednak ze względu na tempo zachodzących zmian w ośrodkach „wiodących” oraz „nienadążanie” pozostałych obszarów ten proces powoduje zwiększanie się dystansu pomiędzy obszarami „wiodącymi” a resztą kraju.

Przeprowadzone badania uwidaczniają złożoność problematyki dotyczącej aktyw-ności ekonomicznej ludności. Próba jednoznacznego wskazania drogi prowadzącej do poprawy sytuacji zawodowej ludności wiejskiej – zdaniem autorów – jest skazana na niepowodzenie. Ze względu na złożony, strukturalno-koniunkturalny charakter zmian aktywności ekonomicznej ludności i znaczne zróżnicowanie determinant kształtujących tę aktywność, w zależności od cech społeczno-demografi cznych, należy raczej dostoso-wywać działania do poszczególnych obszarów i grup problemowych, pamiętając jednak, że ludność wiejska, pomimo niewątpliwie istniejącego związku z lokalnymi rynkami pracy, jest częścią ogólnokrajowego i wewnątrzwspólnotowego rynku pracy, na którym konkuruje z mieszkańcami miast. W świetle przeprowadzonych badań, nie wydaje się zasadne przypuszczenie, że podnoszenie poziomu wykształcenia i zdobywanie kwalifi -kacji zawodowych poprawi istotnie sytuację zawodową ludności wiejskiej. Oczywiście, polepsza to sytuację poszczególnych osób, jednak powoduje równocześnie pogorszenie pozycji osób gorzej wykształconych (co nie oznacza, że niewystarczająco wykształco-nych do podjęcia pracy na stanowiskach zajmowanych przez osoby lepiej wykształcone), a sam wpływ powszechnego, nieukierunkowanego zawodowo dążenia do podnoszenia poziomu wykształcenia na przyspieszenie tempa wzrostu gospodarczego jest, wobec silnych uwarunkowań egzogenicznych tego wzrostu, co najmniej wątpliwy. Aby nastą-piło zwiększenie wartości współczynnika aktywności zawodowej, wzrost zatrudnienia i spadek bezrobocia, są konieczne nowe, pozarolnicze miejsca pracy, które nie powstaną, jeżeli nie nastąpi odpowiednio szybki wzrost gospodarczy (nie tylko wyrażony poprzez wartość stopy wzrostu PKB, lecz przede wszystkim poprzez wzrost zamożności spo-łeczeństwa). Zatem w dłuższym czasie najważniejszym czynnikiem oddziałującym na możliwości poprawy sytuacji ludności wiejskiej jest koniunktura gospodarcza w skali kraju i międzynarodowej, umożliwiająca tworzenie nowych, pozarolniczych miejsc pracy. Jednak korzystne oddziaływanie koniunktury na sytuację zawodową ludności wiejskiej wystąpi jedynie wtedy, kiedy wzrost gospodarczy będzie miał charakter zatrud-nieniowy, a obszary problemowe będą dodatkowo wspierane poprzez ulgi inwestycyjne i promowanie (zwłaszcza drobnej) pozarolniczej działalności gospodarczej.

193

LITERATURA

Agriculture in the European Union – Statistical and economic information 2002. (2003). European Union, Directorate-General for Agriculture and Rural Development, Brussels-Luxembourg.

Agriculture in the European Union – Statistical and economic information 2010. (2011). European Union, Directorate-General for Agriculture and Rural Development, Brussels-Luxembourg.

Agriculture in the European Union – Statistical and economic information 2011. (2012). European Union, Directorate-General for Agriculture and Rural Development, Brussels-Luxembourg.

Aktywność ekonomiczna ludności Polski w latach 1992-2001. (2002). GUS, Warszawa.Aktywność ekonomiczna ludności Polski. (2003). GUS, Warszawa.Aktywność ekonomiczna ludności Polski w latach 2003-2007. (2009). GUS, Warszawa.Aktywność ekonomiczna ludności Polski w latach 2008-2011. (2013 a). GUS, Warszawa.Aktywność ekonomiczna ludności Polski IV kwartał 2012. (2013 b). GUS, Warszawa.Atkinson A.B., Micklewright J. (1991): Unemployment Compensation and Labor Market

Transitions: A Critical Review. J. Econ. Lit. 29, 4, 1679-1727.Badanie Aktywności Ekonomicznej (BAEL) – dane za lata 2010, 2011 oraz I-II kw. 2012 r.

po przeliczeniu z uwzględnieniem NSP 2011. (2012). GUS, Warszawa.Baka W. (2004): Ekonomiczne idee „Okrągłego Stołu” po piętnastu latach. Wnioski na przy-

szłość. W: Strategia szybkiego wzrostu gospodarczego w Polsce. Red. W. Kołodko. Wyd. Wyższej Szkoły Przedsiębiorczości i Zarządzania im. Leona Koźmińskiego, Warszawa, 71-83.

Begg D. (2000): Ekonomia. Makroekonomia. PWE, Warszawa.Beveridge W.H. (1944): Full Employment in a Free Society. Allen and Unwin, London.Bieszk-Stolorz B. (2014): Przyczyny bierności zawodowej osób niepełnosprawnych. Wiad.

Stat. 1, 19-33.Blanchard O., Diamond P. (1989): The Beveridge Curve. Brookings Papers on Economic

Activity 1, 1-76.Blanchard O., Summers H.L. (1986): Hysteresis and the European Unemployment Problem.

NBER Macroeconomics Annual, The MIT Press, Cambridge-London.Blanchard O., Summers H.L. (1991), Hysteresis in Unemployment. W: New Keynesian Eco-

nomics. T. 2. Red. N.G. Makiw, D. Romer. The MIT Press, Cambridge, London, 235-243.

194

Bodea T.D., Garrow L.A., Meyer M.D., Ross C.L. (2009): Socio-demographic and built envi-ronment infl uences on the odds of being overweight or obese: The Atlanta experience. Transportation Research Part A 43, 430-444.

Borkowski R. (2001): Cywilizacja, technika, ekologia: wybrane problemy rozwoju cywili-zacyjnego u progu XXI wieku. Uczelniane Wydawnictwa Naukowo-Dydaktyczne, AGH, Kraków.

Bornstein M. (1978): Unemployment in Capitalist Regulated Market Economies and Cen-trally Planned Socialist Economies. The American Economic Review 68, 2.

Bosworth D., Dawkins P., Stromback T. (1996): The Economics of the Labour Market. Long-mann, Harlow, Essex.

Burda M., Wyplosz Ch. (1995): Makroekonomia. Podręcznik europejski. PWE, Warszawa.Burda M., Wyplosz Ch. (2000): Makroekonomia. Podręcznik europejski. PWE, Warszawa.Canstat Statistical Bulletin 2002/1. (2002). GUS, Warszawa.Carlin W., Soskice D. (1990): Macroeconomics and the Wage Bargaining. A modern Ap-

proach to Employment, Infl ation and the Exchange Rate. Oxford University Press, Oxford.

Clark K.B., Summers H.L. (1979): Labor Market Dynamics and Unemployment: A Recon-sideration. Brookings Papers on Economic Activity 1, 13-60.

Cross R. (1995): The natural Rate of Unemployment. Refl ections on 25 Years of the Hypoth-esis. Cambridge University Press, Cambridge.

Czyżewski A. (2003): Mechanizmy tworzenia i likwidacji miejsc pracy w polskiej gospo-darce. Materiał z posiedzenia Rady Społeczno-Gospodarczej. RCSS, Warszawa.

Darby M., Haltiwanger J., Plant M. (1985): Unemployment Rate Dynamics and Persistent Unemployment under Rational Expectations. The American Economic Review 75, 4, 614-637.

Determinanty dezaktywizacji zawodowej osób po 45 roku życia. Raport z badań (2010). Pro-jekt „Indywidualne ścieżki zatrudnienia” współfi nansowany przez Unię Europejską w ramach Europejskiego Funduszu Społecznego, Olsztyn.

Dezaktywizacja osób w wieku okołoemerytalnym. Raport z badań (2008). Departament Ana-liz Ekonomicznych i Prognoz. Ministerstwo Pracy i Polityki Społecznej, Warszawa.

Diagnoza społeczna 2011. Warunki i jakość życia Polaków. Raport. (2011). Rada Monitoringu Społecznego, Polskie Towarzystwo Statystyczne, Warszawa.

Dow J.C.R., Dicks-Mireaux L.A. (1958): The Excess Demand for Labour. A Study of condi-tions in Great Britain. Oxford Economic Papers 10, 1-33.

Espinoza-Vega M.A., Russel S. (1997): History and Theory of the NAIRU: A Critical Review. Federal Reserve Bank of Atlanta Economic Review 2, 4-25.

Floriańczyk Z. (2009): W świetle rachunków ekonomicznych. Nowe Życie Gospodarcze 23-24, 14-15.

Frenkel I. (1998): Ludność wiejska. Encyklopedia agrobiznesu. Red. A. Woś. Wyd. Fundacja Innowacja, Warszawa.

Frenkel I. (2002): Przemiany ludnościowe w gospodarstwach domowych rolników indywi-dualnych w latach 1996-2000. Wieś i Rolnictwo 3, 116.

Frenkel I. (2003): Ludność, zatrudnienie i bezrobocie na wsi. Dekada przemian. IRWiR PAN, Warszawa.

Frenkel I. (2013). Zatrudnienie i struktura dochodów w gospodarstwach rolnych w latach 2005-2010. IRWiR PAN, Warszawa.

195

Frenkel I., Rosner A. (2001): Ludność i wiejski rynek pracy w Polsce. Rynki wiejskie: zie-mia-kapitał-praca. IRWiR PAN, Warszawa.

Friedman M. (1968): The Role of Monetary Policy. The American Economic Review 1, 1-17.Gärtner M. (1997): A Primer in European Macroeconomics. Prentice Hall, London.Godfrey M. (1986): Global Unemployment: The New Challenge to Economic Theory. The

Harvester Press Publishing Group, Great Britain.Góra M. (2002): Konsekwencje uczestnictwa w unii gospodarczej i walutowej dla polskiego

rynku pracy. SGH, Warszawa.Góra M., Walewski M. (2002): Bezrobocie równowagi w Polsce – wstępna analiza i próba

oszacowania. Polska Gospodarka. Tendencje – oceny – prognozy 4 (15), 36-40.Gordon R.J. (1988): The Un-natural Rate of Unemployment: An Econometric Critique of The

NAIRU Hypothesis. The American Economic Review 2, 117-123.Gradzewicz M., Kolasa M. (2004): Szacowanie luki popytowej dla gospodarki polskiej przy

wykorzystaniu metody VECM. Bank i Kredyt 11, 14-30.Haltiwanger J. (1991): The Natural Rate of Unemployment. W: The New Palgrave: A Dic-

tionary of Economics. T. 3. The Macmillan Press LTD, London.Hamilton L C. (2013): Statistics with STATA version 12. Brooks/Cole, Cengage Learning

International Edition, Belmont.Hansen B. (1970): Excess Demand, Unemployment, Vacancies and Wages. The Quarterly

Journal of Economics 84, 1, 1-23.Horton S., Kanbur R., Mazumdar D. (1991): Labor Markets in an Era of Adjustment. An

Overview. Policy, Research, and External Affairs Working Papers 694. World Bank, Washington.

Human Development Report. (2002). New York, Oxford.Human Development Report. (2013). United Nations Development Programme, New York,

Communications Development Incorporated, Washington DC.Jackman R., Roper R. (1987): Structural Unemployment. Oxford Bulletin of Economics

Performance Discussion Papers 349, 49, 9-36.Jackman R., Layard R., Pissarides C. (1989): On Vacancies. Oxford Bulletin of Economics

and Statistics 51, 4, 377-394.Jackman R., Pissarides C., Savouri S. (1990): Labour Market Policies and Unemployment in

the OECD. Economic Policy 5, 11, 449-490.Job Study. Evidence and Explanations. Part I: Labour Market Trends and Underlying Forces

of Change. Part II: Adjustment Potential of the Labour Market. (1994). OECD Paris.Kabaj M. (2002): Dezaktywizacja Polski. Polityka Społeczna 8, 3-8.Kabaj M. (2003): Mechanizmy tworzenia i likwidacji miejsc pracy w polskiej gospodarce.

Jak utworzyć 2 miliony nowych miejsc pracy do 2010 r. Materiał z posiedzenia Rady Społeczno-Gospodarczej, Warszawa.

Kabaj M. (2004): Prognoza podaży absolwentów i popytu na pracę według poziomów kształ-cenia. Rządowe Centrum Studiów Strategicznych, Warszawa.

Karwat-Woźniak B., Chmieliński P (2013): Ludność wiejska oraz jej aktywność zawodowa i sytuacja na rynku pracy. W: Rynek pracy wobec zmian demografi cznych. Red. M. Kiełkowska. Wyd. Instytut Obywatelski, Warszawa.

Keynes J.M. (2003): Ogólna teoria zatrudnienia, procentu i pieniądza. Wyd. Nauk. PWN, Warszawa.

Kłos B. (2006): Migracja zarobkowa Polaków do krajów Unii Europejskiej. Infos 2, 1-4.

196

Knight K.G. (1987): Unemployment: An Economic Analysis. Barnes and Noble Books, To-towa, New Jersey.

Kolarska-Bobińska L., Rosner A., Wilkin J. (2001): Przyszłość wsi polskiej – wizje, strategie, koncepcje. Instytut Spraw Publicznych, Warszawa.

Kołodko G.W. (2013): Dokąd zmierza świat. Ekonomia polityczna przyszłości. Prószyński Media, Warszawa,

Kołodziejczak (2008): Efektywność wykorzystania zasobów pracy i ziemi w rolnictwie Unii Europejskiej. Roczniki Naukowe SERiA 10, 1, 176-181.

Kołodziejczak M. (2003): Potencjał produkcyjny i efektywność gospodarowania w rolnic-twie polskim w aspekcie integracji z Unią Europejską. Maszynopis pracy doktorskiej Katedry Ekonomiki Gospodarki Żywnościowej, AR, Poznań.

Kołodziejczak M. (2008): Efektywność wykorzystania zasobów pracy i ziemi w rolnictwie Unii Europejskiej. Roczniki Naukowe SERiA 10, 1, 176-181.

Kołodziejczak W. (2013): Metoda przepływów na rynku pracy (IOA) i szacowanie bez-robocia równowagi w badaniach aktywności ekonomicznej ludności wiejskiej. W: Materiały IX Kongresu Ekonomistów Polskich (Abstrakt. Ekonomia dla przyszłości. Odkrywać naturę i przyczyny zjawisk gospodarczych). PTE, Warszawa.

Kołodziejczak W., Wysocki F. (2012 a): Determinanty zmiany stanu aktywności ekonomicznej ludności w Polsce. Metody Ilościowe w Badaniach Ekonomicznych 13, 1, 146-157.

Kołodziejczak W., Wysocki F. (2012 b): Identyfi kacja charakteru bezrobocia w Polsce według klas miejscowości zamieszkania w latach 2006-2009. Roczniki Naukowe SERiA 14, 4, 60-64.

Kołodziejczak W., Wysocki F. (2013): Charakter bezrobocia w Polsce i na wsi w przekroju województw w latach 2006-2009. Wieś i Rolnictwo 3 (160), 103-120.

Kopczewska K., Kopczewski T., Wójcik P. (2009): Metody ilościowe w R. Aplikacje ekono-miczne i fi nansowe. CeDeWu.pl Wydawnictwa Fachowe, Warszawa.

Kornai J. (1985): Niedobór w gospodarce. PWE, Warszawa.Koszty pracy w 2000 roku. (2001). GUS, Warszawa.Krueger A. B., Summers L. H. (1988): Effi ciency Wages and the Inter-industry Wage Struc-

ture. Econometrica 56, 2, 259-293.Kryńska E. (1999): Propozycje dotyczące wykorzystania analizy polityki gospodarczej,

w tym polityki rynku pracy do prognozowania popytu na pracę. Studia i materiały. T. 2. Rządowe Centrum Studiów Strategicznych, Warszawa.

Kwiatkowski E. (2002 a): Strukturalne determinanty naturalnej stopy bezrobocia. Bank i Kre-dyt 11-12.

Kwiatkowski E. (2002 b): Bezrobocie. Podstawy teoretyczne. Wyd. Nauk. PWN, Warszawa.Layard R. (1986): How to Beat Unemployment. Oxford University Press, Oxford.Layard R., Nickell S., Jackman R. (1991): Unemployment: Macroeconomic Performance and

the Labour Market. Oxford University Press, Oxford.Liao T.F. (1994): Interpreting probability models. Logit, probit and other generalized linear

models. Sage University Paper 101. Ser.: Quantitative Applications in the Social Sci-ences. Thousand Oaks, California.

Lindbeck A., Snower D. (1986): Wage Setting, unemployment and insider outsider relations. The American Economic Review 76, 235-239.

Lindbeck A., Snower D.J. (1988): The Insider-Outsider Theory of Employment and Unem-ployment. The MIT Press, Cambridge, Mass.

197

Malina A. (2008), Przestrzenno-czasowa analiza rynku pracy w Polsce i krajach Unii Euro-pejskiej. Wyd. Uniwersytetu Ekonomicznego w Krakowie, Kraków.

Mankiw N.G., Taylor M.P. (2009): Makroekonomia. PWE, Warszawa.Marciniak S. (2001): Makro i Mikroekonomia. Podstawowe problemy. Wyd. Nauk. PWN,

Warszawa.Marks K. (1960): Praca najemna i kapitał. W: K. Marks, F. Engles, Dzieła wybrane. T. 1.

(1847). Książka i Wiedza, Warszawa, 66-96.Marshall A. (1920): Principles of Economics. Macmillan And Co. Ltd., London.McFadden D.L. (1981): Econometric models of probabilistic choice. W: Structural analysis

of discrete data with econometric applications. Red. C.F. Manski, D. McFadden. The MIT Press, Cambridge, 198-272.

McKenna C. J. (1990): The Theory of Search in Labour Markets. W: Current Issues in Labour Economics. Red. D. Sapsford, Z. Tzannatos. Macmillan, London.

Mikroekonometria. Modele i metody analizy danych indywidualnych. (2010). Red. M. Grusz-czyński. Wolters Kluwer, Polska.

Neumark D., Wascher W. (1995): The Effects of Minimum Wages on Teenage Employment and Enrolment: Evidence from Matched CPS Surveys. NBER Working Paper Series 5092.

Niepublikowane indywidualne dane surowe GUS z Badania Aktywności Ekonomicznej Lud-ności w latach 2002-2009.

Perepeczko B. (2008). Zróżnicowanie zjawiska zarobkowych migracji zagranicznych lud-ności wiejskiej. Zeszyty Naukowe SGGW – Ekonomika i Organizacja Gospodarki Żywnościowej 72, 65-73.

Phelps E.S. (1968): Money Wage Dynamics and Labour Market Equilibrium. Cz. 2. Journal of Political Economy 76, 4, 678-711.

Phelps E.S. (1970): Money Wage Dynamics and Labour Market Equilibrium (1968). W: Microeconomics Foundations of Employment and Infl ation Theory. Red. E.S. Phelps i in. W.W. Norton, New York.

Phelps E.S. (1994): Structural Slumps: The Modern Equilibrium Theory of Unemployment, Interest and Assets. Harvard University Press, Cambridge, Mass.

Poczta W. (1994): Rolnictwo polskie a rolnictwo EWG (studium komparatywne). Roczniki AR Poznań, Rozprawy Naukowe 247.

Poczta W. (1998): Sytuacja strukturalna i produkcyjna rolnictwa polskiego w aspekcie in-tegracji z Unią Europejską. W: Wieś i rolnictwo w procesie integracji Polski z Unią Europejską. Red. M. Sznajder. Wyd. AR, Poznań.

Poczta W., Kołodziejczak M. (2004): Potencjał produkcyjny rolnictwa polskiego i efektyw-ność gospodarowania w aspekcie integracji z Unią Europejską. Wyd. AR, Poznań.

Poczta W., Wysocki F. (1999): Rolnictwo polskie w przededniu integracji z Unią Europejską. Studia Regionalne 24.

Podstawowe informacje o sytuacji demografi cznej Polski w 2011 roku. Notatka informacyjna. Materiał na konferencję prasową w dniu 27.01.2012 r. GUS, Warszawa.

Polska 2011. Raport o stanie gospodarki. (2011). Ministerstwo Gospodarki, Warszawa.Powszechny Spis Rolny 2010. Raport z wyników. (2011). GUS, Warszawa.Prognoza ludności Polski na lata 2007-2035. (2009). GUS, Departament Badań Demogra-

fi cznych, Warszawa, www.stat.gov.pl [dostęp: 25.03.2014].

198

Puzio-Wacławik B. (2010): Społeczno-ekonomiczne skutki migracji Polaków po akcesji Pol-ski do Unii Europejskiej. Zeszyty Naukowe 8, 179-193.

Raff D.M.G., Summers L.H. (1987): Did Henry Ford Pay Effi ciency Wages? Journal of Labour Economics 5, 4, 57-86.

Raport z wyników Narodowego Spisu Powszechnego Ludności i Mieszkań oraz Powszech-nego Spisu Rolnego 2002. (2003). GUS, Warszawa.

Raport z wyników Powszechnego Spisu Rolnego 1996. (1997). GUS, Warszawa.Riveros L.A., Bouton L. (1991): Effi ciency Wages, Labor Markets, and Adjustment. Policy,

Research, and External Affairs Working Papers 731. World Bank, Washington.Rizov M. (2005): Pull and push: individual farming in Hungary. Food Policy 30, 43-62.Robinson J.V. (1991): Walka z bezrobociem. Wstęp do teorii zatrudnienia. Delfi n, Lublin.Rocznik demografi czny. (2009). GUS, Warszawa.Rocznik Statystyczny RP. GUS, Warszawa [właściwe roczniki].Rynek pracy w Polsce. (1994). Zakład Wydawniczo-Poligrafi czny MPiPS. OECD, Warszawa.Salop S. (1979): A Model of Natural Rate of Unemployment. The American Economic Re-

view 69, 1.Sen A. (1975): Employment, Technology and Development. Oxford University Press,

Oxford-London.Sfera społeczna w okresie transformacji. Zjawiska i tendencje. (2002). Rządowe Centrum

Studiów Strategicznych, Warszawa.Sfera społeczna w Polsce na tle Unii i krajów kandydujących. (2003). Rządowe Centrum

Studiów Strategicznych, Departament Rozwoju i Koordynacji Oceny Skutków Re-gulacji, Warszawa.

Shapiro C., Stiglitz J.E. (1984): Equilibrium Unemployment as a Worker Discipline Device. The American Economic Review 74, 3, 433-444.

Sinclair P.J. (1987): Unemployment: Economic Theory and Evidence. Blackwell, Oxford.Smith A. (1776): An Inquiry into the Nature and Causes of the Wealth of Nations. T. 1.

Printed for W. Strahan and T. Cadell, London.Smith A. (2007): Badania nad naturą i przyczynami bogactwa narodów. T. 1. Wyd. Nauk.

PWN, Warszawa.Socha M., Sztanderska U. (2002): Strukturalne podstawy bezrobocia w Polsce. Wyd. Nauk.

PWN, Warszawa.Socha M., Wojciechowski W. (2004): Koncepcja NAIRU, dezinfl acja a druga fala bezrobocia

w Polsce. Bank i Kredyt 3, 4-15.Solow R. (1970): Growth Theory. An Exposition. Oxford University Press, Oxford.Solow R. (1979): Another Possible Source of Wage Stickiness. Journal of Macroeconomics

1, 79-82.Sosnowska B. (2002): Cechy wiejskiego rynku pracy w okresie transformacji ustrojowej

w Polsce. Ruch Prawniczy, Ekonomiczny i Społeczny 1, 203-221.Statistical Sources and Methods. T. 3. (1986). ILO, Geneva.Stiglitz J. (1997): Refl ections on the Natural Rate Hypothesis. Journal of Economic Perspec-

tives 1, 3-10.Stiglitz J.E. (1985): Information and Economic Analysis: A Perspective. Economic Journal

95. Supplement, 21-41.Strzelecki P. (2010): Projekcja liczby pracujących w rolnictwie indywidualnym w Polsce

w latach 2008-2035. Zeszyty Naukowe Instytutu Statystyki i Demografi i SGH 6, 54.

Strzelecki P., Wyszyński R., Saczuk K. (2009): Zjawisko chomikowania pracy w polskich przedsiębiorstwach po okresie transformacji. Bank i Kredyt 40 (6), 77-104.

Sytuacja demografi czna Polski. Raport 2010-2011. (2011). Red. Z. Strzelecki. Rządowa Rada Ludnościowa, Warszawa.

Sztanderska U. (1999): Metoda przepływów – zastosowanie w prognozowaniu popytu na pracę w przekroju zawodowym. Studia i materiały. T. 2. Rządowe Centrum Studiów Strategicznych, Warszawa.

Tomczak F. (2000): Doświadczenia światowe rozwoju rolnictwa: konkluzje dla Polski. Rocz-niki Naukowe SERiA 2, 1, 14-22.

Tyrowicz J. (2011). Histereza bezrobocia w Polsce. Wyd. Uniwersytetu Warszawskiego, Warszawa.

Unemployment: Choices for Europe. (1995). CEPR, London.Weiss A. (1980): Job Queues and Layoffs in Labor Markets with Flexible Wages. Journal of

Political Economy 88, 3, 526-538.Weiss A. (1990): Effi ciency Wages: Models of Unemployment, Layoffs, and Wage Disper-

sion. Princeton University Press, Princeton.Więckowicz Z. (1993): Zasoby pracy w rolnictwie a wielofunkcyjność wsi. Wieś i Rolnictwo

1, 78, 17-35.Witkowski J. (2004): Wiejski rynek pracy w Polsce. Co nas czeka? W: Przyszłość pracy

w XXI w. Red. S. Borkowska. Instytut Pracy i Spraw Socjalnych, Warszawa.Wojtyna A. (1994): Czy Polsce grozi efekt histerezy? Gospodarka Narodowa 9, 1-10.Wysocki F., Kołodziejczak W. (2007 a): Aktywność ekonomiczna ludności wiejskiej w Pol-

sce. Monografi a. Wyd. AR, Poznań.Wysocki F., Kołodziejczak W. (2007 b): Bezrobocie ukryte w polskim rolnictwie – próba

symulacji skali zjawiska w przekroju województw. Roczniki Naukowe SERiA 9, 2, 441-447.

Zatrudnienie i bezrobocie na wsi w latach 2008-2009. (2011). W: Rozwój obszarów wieksjich w Polsce. Diagnozy, strategie, koncepcje polityki. Red. I. Nurzyńska, M Drygas. IRWiR PAN, Warszawa.

Zatrudnienie w Polsce 2005. (2005). Ministerstwo Gospodarki i Pracy, Departament Analiz i Prognoz Ekonomicznych, Warszawa.

Zgilczyński W. (2010): Rynek pracy na wsi. Studia BAS 4 (24), 103-126, www.bas.sejm.gov.pl [dostęp: 25.09.2013].

Akty prawne1) Ustawa Kodeks Pracy. (1974). Dz.U. Nr 24, poz. 141 z późn. zm. 2) Ustawa z dnia 20 kwietnia 2004 roku o promocji zatrudnienia i instytucjach rynku pracy.

(2004). Dz. U. Nr 99, poz. 1001 z późn. zm.3) Ustawa z dnia 19 grudnia 2008 r. o emeryturach pomostowych. (2008). Dz. U. Nr 237,

poz. 1656 z późn. zm.