818_ro

Ocuparea n rile UE: analiz de tip panel

Larisa STNIL Institutul Naional de Cercetare tiinific n domeniul Muncii

i Proteciei Sociale, [email protected] Mdlina ANDREICA

Institutul Naional de Cercetare tiinific n domeniul Muncii i Proteciei Sociale, Academia de Studii Economice din Bucureti

[email protected] Amalia CRISTESCU

Institutul Naional de Cercetare tiinific n domeniul Muncii i Proteciei Sociale, Academia de Studii Economice din Bucureti

[email protected]

Rezumat. Aceast lucrare analizeaz evoluia unor indicatori macroeconomici importani pentru UE urmrind schimbrile provocate de criz n ultimii ani i ncearc s identifice variabilele ce afecteaz rata de ocupare. Prin urmare, vom estima un model econometric pe date de tip panel incluznd cele 27 de ri membre UE. Rezultatele econometrice indic faptul c variabilele luate n considerare n model sunt semnificative din punct de vedere statistic, iar estimatorii obinui sunt robuti (cu o singur excepie, variabila deschiderea ctre comer care a fost exclus din estimarea robust).

Cuvinte-cheie: ocupare; salarii; remitene; panel de date; Uniunea

European. Coduri JEL: E24, J21, F24, F16. Coduri REL: 8G, 12G.

Economie teoretic i aplicat Volumul XX (2013), No. 1(578), pp. 48-63


49

1. Introducere Impactul crizei actuale asupra pieei forei de munc a variat considerabil

n rndul rilor. Structura economiei i expunerea la anumite sectoare vulnerabile (cum este de exemplu sectorul Construcii) a amplificat pierderile de locuri de munc n anumite cazuri. Eichhorst, Escudero, Marx i Tobin (2010) susin c rile care s-au putut baza pe o flexibilitate intern puternic au putut controla mai bine pierderile de locuri de munc i creterea omajului. Mai mult, ei susin c acest lucru a fost posibil datorit proteciei nucleului pieei muncii prin reguli stricte cu privire la ocupare i prin ajustrile orelor de lucru i a salariilor, i nu prin concedieri masive.

Trebuie totui fcut diferena ntre redresarea economiei i redresarea pieei muncii. Dei, la nivel global, economiile au nceput s arate semne de redresare, condiiile de pe piaa muncii continu s se deterioreze. Un raport al Organizaiei Internaionale a Muncii (International Labour Organization, 2012) menioneaz faptul c la nceputul anului 2012 realitatea de pe piaa muncii e crunt: una din trei persoane care face parte din populaia activ este fie n omaj, fie este srac. Altfel spus, datele arat c din totalul forei de munc de 3,3 miliarde, 200 milioane sunt omeri i 900 milioane triesc mpreun cu familiile sub limita srciei de 2 dolari pe zi. Cei mai afectai par s fie tinerii, 75 milioane dintre ei fiind omeri. La nivel global, tinerii sunt de trei ori mai probabil s ajung omeri dect adulii, iar acest fapt poate duce la deteriorri pe termen lung a pieei muncii (ILO, 2011).

2. Literatur de specialitate Impactul globalizrii asupra ocuprii a jucat i joac nc un rol important

n politica economic contemporan. Dei este privit ca o ameninare de ctre muncitorii din rile dezvoltate (deoarece locurile de munc tradiionale dispar sau sunt relocate), creterea ocuprii din rile n curs de dezvoltare pe care o genereaz globalizarea este privit ca o major contribuie n reducerea srciei (Jenkins, 2006).

Exist o varietate de moduri n care globalizarea afecteaz munca, cele mai importante fiind investiiile strine directe (ISD), creterea deschiderii ctre comer i transferul internaional de tehnologie.

Comerul este un important factor al dezvoltrii economice. ntr-un document al Comisiei Europene (2010) sunt menionate trei beneficii majore ale deschiderii ctre comer:

(1) creterea economic: finalizarea tuturor negocierilor n curs de liber schimb ar aduga mai mult de 0,5% la PIB-ul UE, iar realizarea de progrese cu

Larisa Stnil, Mdlina Andreica, Amalia Cristescu

50

privire la serviciile i aspectele de reglementare cu partenerii comerciali majori ar putea mpinge valoarea menionat mai sus la peste 1% din PIB-ul UE.

(2) beneficiile consumatorilor: comerul aduce o varietate de bunuri i servicii consumatorilor i companiilor, la preuri sczute. Doar beneficiile consumatorului sunt estimate la nivelul a 600 de euro pe an.

(3) ocuparea: 7,2% din ocuparea din UE depinde n mod direct sau indirect de exporturi. Dac se ine cont de toate efectele comerului (exporturi, importuri, productivitate, efecte de venit etc.), aproximativ 18% din fora de munc din UE depinde de performana comerului.

n aceste condiii este uor de dedus faptul c gradul de deschidere comercial al unei economii (trade openness) este o prghie foarte important pentru a scoate rile n curs de dezvoltare din srcie.

Exist o dezbatere cu privire la indicatorul ce msoar gradul de deschidere. Cele dou categorii care s-au impus sunt bazate, pe de o parte, pe instrumentele comerului (barierele tarifare i cele nontarifare) i, pe de alt parte, pe rezultatul comerului (raportul dintre comer i PIB). Fiecare dintre aceste msuri prezint avantaje i dezavantaje, niciuna dintre ele nefiind perfect.

Cele mai citate teorii ce leag comerul de piaa forei de munc sunt cele ale lui Heckscher-Ohlin-Samuelson i ale lui Stolper-Samuelson, pe de o parte, i modelele Ricardiene, pe de alt parte (Hiebert, Vansteenkiste, 2007). Primele dou teorii pleac de la ipoteza c avantajul comparativ se datoreaz diferitelor intensiti cu care sunt utilizai factorii de producie (rile export bunuri ce utilizeaz intensiv factorii de producie pe care i deine din belug i import bunuri pentru care factorii de producie necesari sunt rari). A treia teorie presupune faptul c avantajul comparativ se datoreaz diferenelor de tehnologie. n ciuda acestor diferene aceste teorii susin faptul c liberalizarea comerului faciliteaz specializarea internaional a produciei i ar trebui s conduc la venituri reale mai mari i la o bunstare ridicat (OECD, 2005).

Pe termen lung este de ateptat ca efectul comerului asupra ocuprii s fie unul pozitiv, ns pe termen scurt se pot resimi i efecte adverse, datorate, printre altele, omajului fricional (asociat cu realocarea ntre sectoare a muncitorilor). Mai mult, femeile i brbaii, precum i muncitorii cu diferite pregtiri sunt afectai n mod diferit de liberalizarea comerului.

La nivelul Indiei, Sen (2008) a analizat efectele comerului asupra ocuprii utiliznd mai multe metode. El a folosit date referitoare la industria prelucrtoare pentru perioada 1975-1999, rezultatele fiind diferite. Pe de o parte, metoda creterii a relevat un impact neglijabil al comerului asupra ocuprii din industria prelucrtoare n perioadele 1975-1985 i 1995-1999, ns n perioada 1985-1995 au fost create un milion de locuri de munc. Modelarea


51

econometric nu a relevat niciun efect asupra ocuprii, nici dinspre importuri i nici dinspre exporturi. Principala concluzie este aceea c impactul comerului asupra ocuprii din industria prelucrtoare a fost minim.

Pentru cazul Africii de Sud, Jenkins i Sen (2006) i Jenkins (2008) au analizat ocuparea din industria prelucrtoare pentru perioada 1970-2001. i rezultatele acestor autori sunt mprite, n funcie de perioad i de metoda utilizat. De exemplu, analiza econometric a artat c importurile au avut un efect negativ, iar n analiza prin metoda creterii se menioneaz faptul c n perioadele 1970-1990 i 1996-2001 au fost create locuri de munc (200.000, respectiv 70.000), iar n perioada 1990-1995 au fost distruse locuri de munc (18.000).

Jayanthakumaran (2006) analizeaz impactul comerului asupra ocuprii n Australia, pentru perioada 1989/1990-2000/2001. Autorul folosete ca variabil dependent creterea anual a ocuprii pentru fiecare din ramurile analizate, iar ca variabile independente: dou variabile ce surprind efectele liberalizrii comerului comerul (raportul dintre exporturi i importuri i PIB) i rata efectiv de protecie (raportul dintre valoarea adugat intern i valoarea adugat a lumii), dou variabile pentru influena ctigurilor, un indice al tehnologizrii i comerul marginal intraramuri industriale (definit ca diferena dintre totalul fluxurilor comerciale i schimbarea n comerul net). Rezultatele sale indic faptul c influena ctigurilor este semnificativ i pozitiv la nivelul industriei prelucrtoare, n vreme ce indicele tehnologizrii are un impact negativ. n ceea ce privete influena ratei efective de protecie, aceasta are un efect pozitiv semnificativ, iar deschiderea ctre comer este corelat negativ cu ocuparea. Comerul marginal intraramuri este pozitiv, ns nesemnificativ din punct de vedere statistic.

Remitenele sunt considerate un mijloc de dezvoltare, deoarece acestea pot duce la creterea veniturilor i la reducerea srciei n rile aflate n curs de dezvoltare. Acestea sunt privite i ca o compensaie pentru fenomenul emigraiei, dat fiind c ara din care pleac fora de munc sufer o diminuare a acesteia concomitent cu o diminuare a capitalului uman, mai ales dac emigranii erau ocupai i aveau studii medii i/sau superioare.

De asemenea, remitenele reprezint sume de bani pe care cei care le primesc le pot cheltui pe educaie sau servicii de sntate (Orrenius et al., 2010). Pe lng aceste efecte pozitive pe care le exercit asupra recipienilor, remitenele pot avea i un rol negativ, n sensul c pot spori inegalitile de venit i pot reduce oferta de munc. Totui, dac se iau n considerare i ali factori, precum rata de schimb, s-ar putea ca efectul real s fie mult diminuat.


52

Orrenius et al. (2010) susin c remitenele ar avea un impact semnificativ pe termen lung, dac acestea ar fi folosite pentru investiii n agricultur, educaie sau activiti antreprenoriale, mai degrab dect dac ar fi folosite pentru consum.

n ceea ce privete efectul remitenelor pe piaa forei de munc, acestea pot influena att ctigurile, ct i ocuparea.

Blouchoutzi i Nikas (2010) au analizat impactul remitenelor asupra a trei ri Balcanice: Albania, Bulgaria i Romnia. Remitenele reprezint 5,5% din PIB n cazul Romniei, 8,6% din PIB pentru Bulgaria i 27% pentru Albania. Autorii sunt interesai de felul n care aceste remitene sunt cheltuite, preciznd faptul c Turcia, de exemplu, se tie c a reuit s utilizeze cu succes remitenele provenite n cea mai mare parte din Germania.

Pentru cazul Albaniei, remitenele au fost utilizate n sectorul teriar i n construcii, iar Bulgaria a utilizat cea mai mare parte a remitenelor pentru achiziionarea de bunuri durabile i de capital. Remitenele primite de Romnia au fost canalizate ctre sectorul comercial, cu precdere ctre transport, construcii i servicii financiare.

Len-Ledesma i Piracha (2004) au analizat efectul remitenelor asupra performanei ocuprii n cazul rilor Central i Est-Europene (au folosit un set de 11 ri aflate n tranziie, pentru perioada 1990-1999). Se tie c unul din principalele motive ce stau la baza migraiei dinspre rile Central i Est Europene ctre Uniunea European este diferena semnificativ dintre salariile existente n cele dou regiuni ale Europei. Astfel, migraia forei de munc aduce beneficii att la nivel micro, ct i la nivel macro. La nivel micro, emigranii ctig salarii mai mari, acumuleaz experien i/sau dezvolt abiliti noi crescndu-i ansele de a se angaja la ntoarcerea n ara-mam sau de a-i porni o afacere pe cont propriu. La nivel macro, omajul scade, motiv pentru care i sistemul asigurrilor sociale se redreseaz, iar ntoarcerea emigranilor ajut la dezvoltarea rii prin investiiile acestora. Autorii estimeaz o ecuaie a productiviti muncii i funcii ale investiiilor i consumului, rezultatele estimrilor artnd un impact pozitiv asupra nivelului productivitii i ocuprii. Mai mult, remitenele contribuie i la creterea nivelului investiiilor din ara recipient.

Posso (2012) analizeaz impactul remitenelor asupra forei de munc din rile recipient, utiliznd un eantion de 66 de ri aflate n procesul de dezvoltare economic (Orientul Mijlociu, Africa, Asia, Pacific, America Latin i Caraibe), pentru perioada 1985-2005. Autorul estimeaz o ecuaie de forma

,ti,titi,2ti,1ti, +++X+R=LF unde LF este fora de munc total, masculin i feminin variabila dependent,

R reprezint logaritmul remitenelor i X un vector ce cuprinde caracteristici


53

specifice rilor, i este efectul fix al rii, t este efectul fix al timpului, iar i,t este eroarea modelului. Rezultatele acestuia sugereaz un impact semnificativ pozitiv al remitenelor asupra forei de munc total, cu un efect mai mare asupra brbailor.

Blouchoutzi i Nikas (2010) prezint un set de implicaii economice ale remitenelor, att pozitive, ct i negative:

Pozitive: faciliteaz tranzaciile cu alte ri i finaneaz deficitele de cont; asigur schimbul de moned strin pentru importul de echipamente i materiale brute pentru industrie; reprezint un potenial pentru economii i investiii; faciliteaz investiiile n educaie i dezvoltarea capitalului uman; cresc standardele de trai, reduc srcia.

Negative: Remitenele cresc cererea agregat, i prin aceasta inflaia i salariile; reduc economiile i efortul n munc, conducnd pe termen lung la reducerea creterii economice; cresc nivelul de dependen i inegalitile, fiind acompaniate de splare de bani.

Teoriile neoclasic i keynesian au la baz implicaii foarte diferite referitor la modul n care schimbrile salariilor reale produc schimbri n nivelul ocuprii. Pe de o parte, modelul neoclasic pornete de la ipoteza c toate pieele, inclusiv cea a forei de munc, funcioneaz ntr-o manier perfect, mai puin dac activitatea este perturbat de diverse impedimente instituionale. innd cont de aceste aspecte, ocuparea va crete dac nivelul salariilor scade. n contrast cu acest model, modelele keynesiene susin faptul c schimbrile la nivelul salariilor reale nu vor produce schimbri n nivelul ocuprii.

n ultimii ani, o serie de studii econometrice au analizat relaia dintre salariile reale i ocupare. Arestis i Mariscal (1994), Carruth i Schnabel (1993), Smith i Hagan (1993) i Suedekum i Blien (2004) au gsit dovezi n favoarea teoriei neoclasice, evideniind o relaie negativ ntre salarii i ocupare pentru Marea Britanie, Germania de Vest i Australia. Apergis i Theodosiou (2008) au demonstrat c exist o relaie pe termen lung ntre cele dou variabile, excluznd categoric ipoteza unei relaii pe termen scurt, sugernd faptul c reducerea salariilor reale nu este suficient de mare pentru a induce o cretere a produciei i a ocuprii.

3. Metodologie Analiza econometric are la baz estimarea unui model de tip panel, prin

intermediul pachetului software Stata. O regresie de tip panel are urmtoarea form:

... T...N, t=i=it'itxiity 11 (1) unde i reprezint dimensiunea cross-secional i indicele t pe cea temporal.


54

Efectele individuale pot fi considerate a fi corelate cu variabilele din partea dreapt a unei ecuaii (modelul cu efecte fixe FEM) sau pot fi ncorporate n termenul de eroare (modelul cu efecte aleatoare REM) i necorelate cu variabilele explicative (Baum, 2001).

Atunci cnd se estimeaz un panel de date, primul pas este de a stabili dac regresia este un model de tip panel sau o regresie obinuit. Baltagi (2008) consider c ntrebarea principal este To pool or not to pool the data? Cel mai simplu test pentru gruparea datelor are ca ipotez nul modelul de regresie obinuit i ca ipotez alternativ modelul cu efecte fixe (FE). Altfel spus, se testeaz prezena efectelor individuale.

Urmtorul pas ar fi s se decid ce model e mai potrivit: unul cu efecte fixe sau unul cu efecte aleatoare. Aceast decizie se poate face pe baza unor teste, motive economice i/sau criterii informaionale. Baltagi sugereaz utilizarea tuturor acestor metode; prin urmare, se pot estima ambele modele i se poate alege innd cont de criteriile informaionale i/sau pe baza argumentelor economice.

Pentru modelul cu efecte fixe estimatorul cel mai utilizat este numit estimatorul within. Se aplic practic metoda celor mai mici ptrate (OLS) modelului obinut prin eliminarea valorilor medii individuale, eliminnd n acest fel efectele fixe. Deoarece prin aceast metod sunt eliminate variabilele constante n timp, folosirea acestora n cadrul acestui model nu este recomandat. Efectele fixe au fost eliminate prin aceast metod, motiv pentru care metoda celor mai mici ptrate conduce la estimri consistente ale coeficienilor.

Un mare avantaj al panelurilor este faptul c se pot obine estimri consistente chiar i cu regresori endogeni, atta vreme ct acetia s fie corelai doar cu acea component a erorii constant n timp.

Pentru modelul cu efecte aleatoare, termenul i din relaia (1) este ncorporat n termenul eroare i presupus necorelat cu variabilele explicative. Avnd n vedere aceast ipotez modelul (2) reprezint un model cu efecte aleatoare:

T ..., 1,=t N, ..., 1,=iuxy ititit ' (2) Deoarece i este ncorporat n ui pentru fiecare perioad de timp, se poate

spune c avem de a face cu autocorelarea erorilor. Prin urmare, metoda general a celor mai mici ptrate st la baza estimrii unui model cu efecte aleatoare. Un avantaj al modelului RE este faptul c permite folosirea variabilei explicative constante n timp; un mare dezavantaj ns este faptul c dac modelul FE ar fi mai potrivit, estimrile obinute prin modelul RE nu ar fi consistente.


55

Dup controlul efectelor individuale, erorile standard se presupune c sunt independente i identic distribuite (Cameron, Trivedi, 2009). De asemenea, modelul este estimat avnd la baz ipoteza de homoscedasticitate a reziduurilor. Atunci cnd erorile sunt heteroscedastice estimrile sunt deplasate i este nevoie de obinerea unor estimri robuste, care s corecteze heterosce-dasticitatea. Cea mai probabil abatere de la erorile homoscedastice n contextul panelului de date se datoreaz varianelor specifice individului. Atunci cnd erorile sunt homoscedastice n cadrul unitilor cross-secionale, dar variana acestora este diferit ntre uniti avem de-a face cu heteroscedasticitate ntre grupuri. O alt problem este autocorelarea erorilor, ns pentru aceasta Wooldridge a propus un test foarte simplu pentru verificarea autocorelrii reziduurilor.

Pentru a depi aceste probleme trebuie s se obin estimri robuste. Unii autori au oferit o serie de teste pentru a identifica problemele cu care se confrunt (Drukker, 2003, Baum, 2001, Green, 2000). De asemenea, n Stata exist proceduri ce corecteaz structura erorii, presupunnd, de exemplu, faptul c erorile sunt heteroscedastice, autocorelate pn la un anumit lag i corelate ntre grupuri, indiferent de tipul modelului estimat.

4. Analiza datelor Am folosit date anuale pentru cele 27 de ri europene, pentru perioada

2000-2010. Variabilele utilizate n acest document sunt: rata de ocupare, ctigul mediu brut, produsul intern brut, rata omajului, deschiderea comercial i remitenele.

Rata de ocupare este exprimat n procente i se refer la grupa de vrst 15-64 pp.. Ctigul salarial mediu este exprimat n PPS. Deschiderea comer-cial este exprimat ca sum a exporturilor i importurilor, ca procent din PIB, iar remitenele sunt considerate ca procent din PIB. Datele au fost preluate din baza de date a Eurostat i din statisticile UNCTAD (United Nations Conference on Trade and Development Conferina Naiunilor Unite pentru Comer i Dezvoltare).

Analiza ratei de ocupare la nivelul UE-27; evoluia pe sexe i grupe de

vrst Dac analizm evoluia ratei de ocupare la nivelul UE, se observ c, la

nivel agregat, rata ocuprii pentru populaia cu vrsta cuprins ntre 15 i 64 ani a avut un trend cresctor pn n anul 2008. n perioada 2009-2011, rata ocuprii a nregistrat scderi, n 2011 aceast rat fiind de 64,3%, la nivelul ratei nregistrate n anul 2006. Analiznd rata ocuprii pe sexe, se constat c


56

rata ocuprii pentru brbai este mai ridicat dect cea pentru femei, urmnd acelai trend de cretere (figura 1).

62.2 62.6 62.4 62.6 63.063.4

64.465.3 65.8 64.5 64.1 64.3

70.8 70.9 70.4 70.3 70.4 70.871.6

72.5 72.770.7 70.1 70.1

53.7 54.3 54.454.9 55.5

56.157.2

58.2 58.9 58.4 58.2 58.5

50.0

55.0

60.0

65.0

70.0

75.0

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011

total masculin feminin

Figura 1. Evoluia ratei de ocupare pentru populaia cu vrsta de 15-64 ani, pe sexe, UE-27

37.5 37.5 36.7 36.1 36.1 36.0 36.6 37.3 37.4 35.0 34.0 33.6

76.0 76.2 76.0 76.2 76.7 77.078.1 79.0 79.5 78.0 77.6 77.6

36.9 37.7 38.540.0 40.7

42.3 43.544.6 45.6 46.0 46.3

47.4

30.0

40.0

50.0

60.0

70.0

80.0

90.02000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011

15-24 ani 25-54 ani 55-64 ani

Figura 2. Evoluia ratei de ocupare pe grupe de vrst, UE-27

Referitor la rata de ocupare pe grupe de vrst pentru UE-27 (figura 2), se constat cu uurin c rata de ocupare este cea mai redus pentru tineri (grupa de vrst 15-24 ani), tot acetia fiind i cei lovii de criza economic. n 2009 rata de ocupare pentru aceast grup de vrst sczuse cu 2,4 puncte procentuale fa de valoarea anterioar. Grupa de vrst 55-64 ani a avut o cretere continu, fr s par afectat de criz. Grupa de vrst adult (25-54 ani) reprezint cea mai mare parte a populaiei ocupate. Rata de ocupare pentru aceast grup a nregistrat o scdere dup anul 2008 (n anul 2011, rata de ocupare era de 77,6%, la nivelul anilor 2005-2006).


57

Analiza statistic a principalilor indicatori macroeconomici determinani ai nivelului de ocupare din rile Uniunii Europene

n legtur cu rata de ocupare la nivelul rilor membre ale Uniunii Eurpene, evoluia n perioada analizat, cu evidenierea creterii n perioada precriz i postcriz, este prezentat n tabelul 1. Astfel, cele mai mari creteri n ceea ce privete rata de ocupare nainte de criza economic (s-a calculat creterea nregistrat n anul 2007 fa de anul 2000) au fost nregistrate pentru Bulgaria, Letonia, Spania i Estonia, cu creteri de peste 15%. Dei a fost o perioad favorabil, Portugalia i Romnia au nregistrat scderi ale ratei de ocupare. i dac n cazul Portugaliei scderea a fost de doar 0,59%, pentru cazul Romniei, rata de ocupare a sczut cu 8,41% din 2000 pn n 2007.

Dup anul 2008, dup cum se tie deja, piaa forei de munc a fost grav afectat de criza mondial. n termenii ratei de ocupare, se constat cu uurin c cele mai multe dintre rile membre ale Uniunii Europene au suferit pierderi. rile care totui au nregistrat n continuare creteri, dei semnificativ mai reduse dect cele de dinainte de criz, sunt: Austria (0,42%), Luxemburg (1,56%), Malta (2,75%), Germania (3,04%), Polonia (4,04%). Belgia i Romnia au nregistrat n 2010 aceeai rat de ocupare ca n anul 2007.

Cele mai grav afectate ri n sensul diminurii ratei de ocupare au fost: Irlanda (13,15%), Letonia (13,18%), Estonia (12,10%), Lituania (10,94%), Spania (10,67%). Mai mult, Estonia, Letonia i Spania sunt ri care pn n anul 2007 nregistraser cele mai mari creteri.

Tabelul 1

Rata de cretere pentru indicatorii macroeconomici selectai pentru rile membre UE ri Rata de ocupare Ctig salarial Rata omajului Remitene Deschidere comercial

07/00 10/07 07/00 10/07 07/00 10/07 07/00 10/07 07/00 10/07 Austria 5,15 0,42 20,98 1,81 22,22 0,00 -14,52 -0,07 5,15 -2,52 Belgia 1,81 0,00 15,94 3,37 8,70 10,67 32,97 12,17 30,48 -15,82 Bulgaria 19,81 -3,24 61,96 35,05 -57,93 47,83 791,04 -27,67 7,87 -0,93 Cipru 8,56 -1,83 52,88 na -18,75 58,97 13,01 -19,81 17,44 -6,62 Cehia 1,85 -1,66 50,64 9,05 -39,08 37,74 123,46 -7,31 31,40 0,98 Danemarca 0,79 -4,81 16,68 4,61 -11,63 97,37 -36,83 45,26 -17,03 5,99 Estonia 15,09 -12,10 77,47 4,73 -65,44 259,57 2519,44 -9,07 -16,47 20,85 Finlanda 3,23 -3,13 32,90 9,40 -29,59 21,74 -19,83 14,03 -4,25 -14,29 Frana 4,21 -0,78 18,75 3,87 -6,67 16,67 -13,86 9,18 -1,15 -7,26 Germania 5,67 3,04 22,73 2,67 8,75 -18,39 54,10 21,93 -2,42 -3,54 Grecia 8,48 -2,93 62,52 16,22 -25,89 51,81 -52,81 -38,87 10,21 -4,83 Ungaria 2,50 -3,32 51,64 8,30 15,63 51,35 180,66 1,85 -7,78 -11,85 Irlanda 7,29 -13,15 0,30 8,73 9,52 197,83 -12,20 28,17 15,57 3,68 Italia 9,93 -3,07 15,81 8,24 -39,00 37,70 -15,29 121,84 26,90 13,91 Letonia 18,99 -13,18 81,92 17,97 -56,20 211,67 107,28 32,56 14,54 -6,50 Lituania 8,89 -10,94 75,17 1,19 -73,78 313,95 739,06 25,92 5,93 3,01 Luxemburg 2,39 1,56 11,52 4,28 90,91 9,52 -0,85 5,09 1,13 -0,26 Malta 0,18 2,75 11,03 10,58 -2,99 6,15 31,44 -12,16 4,13 6,03 Olanda 4,25 -1,71 31,55 3,48 16,13 25,00 21,62 34,61 23,60 -7,53


58

ri Rata de ocupare Ctig salarial Rata omajului Remitene Deschidere comercial 07/00 10/07 07/00 10/07 07/00 10/07 07/00 10/07 07/00 10/07

Polonia 3,45 4,04 39,05 4,54 -40,37 0,00 182,66 -34,64 39,09 1,55 Portugalia -0,59 -3,24 42,66 5,53 97,78 34,83 -43,05 -7,53 5,10 -4,38 Romnia -8,41 0,00 83,87 25,81 -5,88 14,06 1845,51 -51,16 2,15 5,09 Slovacia 7,82 -3,13 40,24 16,09 -40,96 29,73 2156,95 -7,80 27,03 -7,49 Slovenia 8,13 -2,36 51,85 8,60 -26,87 48,98 -33,63 -3,50 21,85 -6,30 Spania 16,93 -10,67 16,23 8,23 -29,06 142,17 -10,99 0,54 10,88 -8,26 Suedia 4,36 -2,02 28,73 2,32 8,93 37,70 -9,87 -6,05 11,06 -3,22 Marea Britanie 0,70 -2,80 25,02 -6,38 -1,85 47,17 14,56 17,15 -1,49 11,56

Referitor la rata omajului, cele mai pronunate creteri sunt nregistrate

n mod poate surprinztor pentru ri care au avut totui economii stabile pn n 2007 cel puin: Portugalia (97,78% o cretere a omajului de la 4,5% la 8,9% n 2007), Luxemburg (90,91%, de la 2,2% la 4,2%), Austria (22,22%). Tot referitor la perioada 2000-2007, rata omajului a sczut cel mai mult n principal n rile cu creteri semnificative ale ratei de ocupare: Bulgaria (57,93%), Estonia (65,44%), Letonia (56,2%), dar i n Cehia (39,08%), Italia (39%), Lituania (73,78%), Polonia (40,37%), Slovacia (40,96%).

n ceea ce privete perioada 2008-2010, cel mai ru lovite de criz au fost rile care pn n 2007 nregistraser scderi ale ratei de omaj. Cele mai grav afectate au fost rile baltice: Lituania, Estonia, Letonia, ri n care rata omajului atinsese n 2010 cote alarmante (peste 16% rata omajului). Urmtoarele ri afectate ar fi Irlanda i Spania, Spania fiind ara care a nregistrat cea mai mare rat a omajului din Uniunea European n anul 2010, de 20,1%. Mai mult, n Spania, Irlanda i Grecia, rata omajului pentru tineri a atins valori chiar i de peste 40%. i n Suedia, Marea Britanie i Portugalia, rata omajului pentru tineri a avut de suferit (Employment global trends, 2012).

Pentru Austria i Polonia, rata omajului a rmas la nivelul celei din anul 2007, iar pentru Germania, rata omajului a sczut de la 8,7% n anul 2007 la 7,1% n 2010.

n ceea ce privete ctigul salarial, pn n anul 2007, cele mai mari creteri se nregistrau n Romnia, Letonia, Estonia, Lituania, Grecia, Bulgaria, Slovenia, Cipru, Ungaria (creterile au fost de peste 50%). La polul opus, se poate meniona Irlanda, unde salariile aproape au rmas la fel (cretere de doar 0,3%). Analiznd perioada 2008-2010, se pare c dei ani de criz, salariile tot au crescut simitor n Bulgaria (35,05%) i Romnia (25,81%). Singura ar pentru care nivelul ctigurilor salariale a sczut n 2010 fa de 2007 este Marea Britanie, scderea fiind de 6,38%.

Sumele de bani trimise n ara de origine de ctre muncitorii de peste hotare au nregistrat creteri semnificative pn n 2007 pentru ri precum Bulgaria, Estonia, Lituania, Romnia i Slovacia, creteri de peste 700%,


59

ajungnd chiar pn la 2500%. Dup anul 2007, remitenele s-au redus drastic pentru rile amintite mai sus, ele crescnd mult mai puin sau chiar scznd. Italia a primit n anul 2010 cu peste 100% mai multe remitene dect primise n anul 2007.

Gradul de deschidere ctre comer a nregistrat creteri de peste 20% n perioada 2000-2007 mai ales n rile aflate n curs de dezvoltare, precum Cehia, Slovacia, Slovenia, Polonia, dar i pentru ri precum Belgia, Italia, Olanda. Dup declanarea crizei, gradul de deschidere a crescut n Estonia (dei pn n 2007 sczuse), Italia i Marea Britanie cu peste 10%, n vreme ce n Cehia, Danemarca, Irlanda, Lituania, Malta, Polonia, Romnia creterea a fost mai redus. n toate celelalte ri membre ale Uniunii Europene, suma exporturilor i importurilor ca procent din PIB a sczut, ca urmare a diminurii produciei la nivel european.

5. Rezultatele econometrice Am hotrt estimarea acestui model de regresie pe date de tip panel,

deoarece panelurile de date controleaz heterogenitatea individual (Hsiao, 2003). Mai mult, panelurile ofer o cantitate mai mare de informaie, variabilitate crescut, probabilitate redus de coliniaritate ntre variabilele utilizate i mai multe grade de libertate. De asemenea, rezultatele analizelor pe date de tip panel sunt mai eficiente, de vreme ce ofer posibilitatea de a identifica i msura efecte ce nu ar fi detectabile prin analiza datelor cross-secionale sau a seriilor de timp.

Dup cum am menionat i n Metodologie, efectul individual specific fiecrei ri (i) poate fi un parametru fix ce poate fi estimat, dac modelul este cu efecte fixe, sau poate fi o perturbare aleatoare ce afecteaz o anumit ar, dac modelul este cu efecte aleatoare. Pentru cazul modelelor cu efecte fixe, termenul liber poate fi diferit de la o ar la alta, ns el este constant n timp; panta regresiei n schimb este aceeai pentru toate rile. Modelele cu efecte aleatoare, pe de alt parte, permit estimarea variabilelor care nu variaz n timp.

Urmrind logica lui Greenaway, Hine i Wright (1999), Milner i Wright (1998) i Craigwell (2006), s-a considerat ca punct de plecare funcia de producie Cobb-Douglas de forma:

ititit NKA=Q unde Q output real, K stocul de capital, N fora de munc, i reprezint coeficienii proporiei de utilizare a factorilor, iar permite factorilor s i schimbe gradul de eficien n procesul de producie. Se presupune c scopul este s se foloseasc munca i capitalul n proporii variate, astfel nct profitul


60

s se maximizeze; altfel spus se urmrete ca productivitatea marginal a muncii s fie egal cu salariul, iar productivitatea marginal a capitalului s fie egal cu costul de utilizare al acestuia. Pornind de la aceste trei relaii se rezolv sistemul format, astfel nct s se exclud stocul de capital din relaia ce exprim funcia de producie. n urma logaritmrii i rearanjrii termenilor se obine relaia urmtoare:

iti

oit QcwN lnlnln 21

Pornind de la aceast relaie s-a construit funcia cererii de for de munc:

remcompibcsroc ititit 43210 ln unde:

roc = rata de ocupare; cs = ctig salarial mediu brut anual; pib = rata anual de cretere a produsului intern brut; rs = rata omajului; com = deschiderea comercial; rem = remitene. Dup cum sugereaz i Baltagi (2008), primul aspect ce trebuie lmurit n

cazul lucrului cu paneluri de date este dac ntr-adevr modelul de tip panel este cel potrivit pentru datele avute n vedere. Primele rezultate obinute n Stata sugereaz respingerea ipotezei potrivit creia toi i sunt 0 (estimatorul OLS este deplasat i inconsistent, i trebuie acceptat prezena efectelor individuale). Urmtorul pas a fost efectuarea testului Hausman, pentru a decide ce model este mai potrivit: unul cu efecte fixe sau unul cu efecte aleatoare. Probabilitatea furnizat de testul implementat n Stata a fost de 0,83, conducnd la acceptarea ipotezei conform creia efectele individuale sunt aleatoare.

Plecnd de la aceast concluzie, potrivit creia modelul este unul cu efecte aleatoare, am testat ulterior seria reziduurilor pentru a depista autocorelarea i heteroscedasticitatea. Testele efectuate au indicat att faptul c erorile prezint autocorelare, ct i faptul c ele nu sunt homoscedastice, indicnd necesitatea unei estimri robuste. Din acest motiv, am reestimat modelul, incluznd o opiune pentru obinerea erorilor standard robuste. n urma reestimrii cu opiunea vce(cluster id), variabila comerului a fost exclus din model.

Rezultatele finale ale estimrii modelului sunt prezentate sub forma relaiei:

rempibcsroc it 501.0127.0ln826.7125.7 (12.856) (1.379)* (0.03)* (0.192)*


61

unde ntre paranteze sunt prezentate erorile standard robuste, iar * reprezint semnificativitatea rezultatelor la 1%.

Toi coeficienii sunt statistic semnificativi, pentru un nivel de ncredere

de 1% (cu excepia constantei). Ctigul salarial anual brut are un efect pozitiv asupra ratei ocuprii forei

de munc, dar, dei semnificativ statistic, valoarea coeficientului este mic. n cazul n care salariile ar crete cu 1%, rata de ocupare ar crete cu doar 0,078%. Astfel, dominana ofertei de munc (susinut de creterea nivelului salarial) asupra dinamicii ratei ocuprii este atestat empiric. Acest fapt este normal n condiiile unor politici proactive privind ocuparea forei de munc promovate de UE prin Agenda Lisabona, pn n 2010, i continuat prin Agenda Europa 2020. Influena dinamicii PIB este perfect normal ca sens i ca nivel moderat al coeficientului asociat (0,127).

Remitenele au un impact negativ asupra ocuprii forei de munc. Dup cum menionau Blouchoutzi i Nikas (2010), remitenele pot conduce la o reducere a efortului de munc i, prin urmare, la o reducere a ocuprii forei de munc din perspectiva contribuiei la veniturile gospodriilor emigranilor (care trimit sume de bani familiilor din rile de origine, n special economii emergente). Acesta este exact cazul de fa, unde o cretere de 1% a remitenelor ar scdea rata ocuprii forei de munc, cu 0,501%.

6. Concluzii Aceast lucrare urmrete evoluia unor indicatori macroeconomici

importani pentru UE, analiznd schimbrile provocate de criz n ultimii ani, i ncearc s afle care variabile afecteaz rata de ocupare. Am folosit un model de tip panel de date, avnd n vedere cele 27 de ri membre ale Uniunii Europene.

Un raport al ILO (2012) menioneaz faptul c la nceputul anului 2012 una din trei persoane apte de munc este fie omer, fie srac. rile cel mai grav afectate, din punctul de vedere al ratei de ocupare, au fost: Irlanda (rata de ocupare a sczut cu 13,15% n 2010, fa de 2007), Letonia (13.18%), Estonia (12,10%), Lituania (10.94%) i Spania (10,67%).

Cel mai grav afectate din punct de vedere al omajului au fost rile baltice: Lituania, Estonia, Letonia, ri n care rata omajului a atins n 2010 cote alarmante (peste 16%). Irlanda i Spania au fost, de asemenea, afectate n mod semnificativ, Spania fiind ara care a avut cea mai mare rat a omajului n Uniunea European n 2010 (20,1%). Mai mult dect att, n Spania, Irlanda i Grecia, omajul n rndul tinerilor a atins valori chiar de peste 40%.


62

Modelul econometric a fost estimat incluznd toate variabilele luate n considerare iniial: rata de ocupare, salariul mediu brut, produsul intern brut, rata omajului, deschiderea comercial i remitenele. Dup ce am concluzionat c avem un model cu efecte aleatoare, am obinut estimri robuste, iar din aceast estimare final, variabila comerului a fost exclus (coeficientul nu a fost statistic semnificativ diferit de 0).

Ctigul salarial anual brut i produsul intern brut au un efect pozitiv asupra ratei de ocupare, n timp ce remitenele au un impact negativ. Dup cum subliniau Blouchoutzi i Nikas (2010) remitenele pot provoca o reducere a efortului de munc i, prin urmare, o reducere a ocuprii forei de munc.

Bibliografie

Apergis, N., Theodosiou, I. (2008). The Employment Wage Relationship: Was Keynes right after all?, American Review of Political Economy, Vol. 6, No.1, pp 40-50

Arestis, P., Mariscal, I.B.F. (1994). Wage Determination in the UK: Further Empirical Results Using Cointegration, Applied Economics, Vol. 26, pp. 417-424

Baltagi, B.H. (2008). Econometric Analysis of Panel Data, John Wiley & Sons Lt Baum, C.F. (2001). Residual diagnostics for cross-section time series regression models, The

Stata Journal, Vol. 1, pp. 101-104 Blouchoutzi, A., Nikas, C. (2010). The macroeconomic implications of emigrants remittances

in Romania, Bulgaria and Albania, Post-Communist Economies, Vol. 22, No. 4, pp. 547-558

Cameron, A.C., Trivedi, P.K. (2009). Microeconometrics Using Stata, Stata Press Carruth, A., Schnabel, C. (1993). The Determination of Contract Wages in West Germany,

Scandinavian Journal of Economics, Vol. 95, pp. 297-310 Craigwell, R. (2006). Foreign Direct Investment and Employment in the English- and Dutch-

speaking Caribbean, Port of Spain, International Labour Office Drukker, D.M. (2003). Testing for serial correlation in linear panel-data models, The Stata

Journal, Vol. 3, pp. 168-177 Eichhorst, W., Escudero, V., Marx, P., Tobin, S. (2010). The impact of the crisis on

employment and the role of labour market institutions, The Institute for the Study of Labor (IZA), Discussion Paper, No. 5320

European Commission (2010). Trade as a driver of prosperity Greenaway, D., Hine, R., Wright, P. (1999). An Empirical Assessment of the Impact of Trade

on Employment in the United Kingdom, European Journal of Political Economy, Vol. 15, pp. 485-500

Greene, W.H. (2012). Econometric Analysis, Seventh Edition, Prentice Hall Hiebert, P., Vansteenkiste, I. (2007). International trade, technological shocks and spillovers in

the labour market; A GVAR analysis of the US manufacturing sector, Paper provided by European Central Bank in its series Working Paper Series, No. 731

International Labour Office (ILO) (2012). Global Employment Trends. Preventing a deeper jobs crisis (Geneva)

. 2011. Global Employment Trends for Youth: 2011 update (Geneva)


63

Hsiao, C. (2003). Analysis of panel data, 2nd ed., Cambridge: Cambridge University Press Jayanthakumaran, K. (2006). An empirical assessment of the effects of trade on employment

in Australia: 1989/1990-2000/2001, Economic Papers, Vol. 25, No. 1, pp. 68-82 Jenkins, R. (2006). Globalization, FDI and employment in Viet Nam, Transnational

Corporations, Vol. 15, No.1, pp. 115-142 Jenkins, R. (2008). Trade, Technology and Employment in South Africa, Journal of

Development Studies, Vol. 44, No. 1, pp. 60-79 Jenkins, R., Sen, K. (2006). "International Trade and Manufacturing Employment in the South:

Four Country Case Studies," Oxford Development Studies, Taylor and Francis Journals, Vol. 34, No. 3, pp. 299-322

Len-Ledesma, M., Piracha, M. (2004). International Migration and the Role of Remittances in Eastern Europe, International Migration, Vol. 42, No. 4, pp. 65-83

Milner, C., Wright, P. (1998). Modelling Labour Market Adjustment to Trade Liberalisation in an Industrialising Economy, Economic Journal, Vol. 108, pp. 509-528

OECD (2005). Trade-adjustment Costs in OECD Labour Markets: A Mountain or a Molehill?,, OECD Employment Outlook, OECD, Paris, pp. 23-72

Orrenius, P.M., Zavodny, M., Caas, J., Coronado, R. (2010). Do remittances boost economic development? Evidence from Mexican States, Research department of Federal Reserve Bank of Dallas, Working paper, No. 1007

Posso, A. (2012). Remittances and aggregate labor supply: evidence from sixty-six developing nations, The Developing Economies, Vol. 50, No.1, pp. 25-39

Sen, K. (2008). "International Trade and Manufacturing Employment Outcomes in India: A Comparative Study," World Institute for Development Economic Research (UNU-WIDER), Working Papers, No. RP2008/87

Smith, J., Hagan J. (1993). Multivariate Cointegration and Error Correction Models: An Application to Manufacturing Activity in Australia, Scottish Journal of Political Economy, Vol. 40, pp. 184-198

Suedekum, J., Blien, U. (2004). Wages and Employment Growth: Disaggregated Evidence for West Germany, Institute for the Study of Labour, Discussion Paper, No. 1128

Documents

818_ro