Analiza Dinamicii Somajului In Romania
C U P R I N S
7
INTRODUCERE
Tranziț ia la economia de piață și ulteriara aderare a României la Uniunea Europeană au crescut considerabil mobilitatea internațională a populației, respectiv a forței de muncă. După 1990 emigrața românească a atins cote foarte înalte, chiar dacă ulterior s-a mai temperat. În plus, odată cu deschiderea treptat ă a piețelor muncii din unele țări europene pentru muncitorii români s-a întregistrat un important flux de forță de muncă dinspre România către alte țări din U.E. Deși nu figurează oficial în categoria emigranți, acești lucrători constituie o mărime importantă în balanța forței de muncă a României. Contribuind la diminuarea ratei oficiale a șomajului și a presiunilor sociale aferente, având un rol important la echilibrarea balanței de plăți externe (datorită remitenților) lucrătorii români plecați în străinătate constituie totuși o importantă pierdere de potențial de muncă pentru țara noastră. Adăugând la aceasta și pierderile de forță de muncă și capital uman datorate emigrației obținem imaginea unui deficit de creștere și dezvoltare economică foarte important. Aceasta cu atât mai mult cu cât o parte însemnată a emigraței este formată din forță de muncă înalt calificată.
Migrarea creierelor (aș a-numitul "brain drain") este considerată o problemă extrem de importantă cu care se confruntă numeroase state în curs de dezvoltare, printre care și România. Majoritatea studiilor efectuate pe această temă sugerează că fenomenul are două efecte negative distincte: pierderea de potențial intelectual, științific, cultural și economic și pierderea fiscal ă cauzată de migrație, cu efect asupra solidarității sociale deoarece contribuabilii țării de origine a emigranților au plătit costul educației acestora și vor plăti și costul îngrijirii lor ca vârstnici.
Dacă aplicarea unor politici de împiedicare a exodului de inteligență ar duce la creșterea producției, doar această consecință nu justifică politica de blocare a emigrației. În ultimă instanță, bunăstarea societății derivă dintr-o multitudine de elemente, avuția materială reprezentând doar unul dintre acestea. Pentru unii indivizi, traiul într- o societate lipsită de restricții de genul împiedicării liberei circulații a forței de muncă, poate fi suficient de important pentru a compensa o bogăție materială mai redusă. Pentru alți oameni, mediul social în care își desfășoară activitatea contează mai mult decât diferența de avuție materială. Cu alte cuvinte, bunăstarea este subiectivă, ea depinde de preferințele fiecăruia, nu de condițiile materiale. Din acest motiv, nivelurile de bunăstare ale diferiților indivizi nu pot fi agregate pentru a obține "bunăstarea națiunii".
Ținând cont de realocările bugetare și de modificările aferente în planul proiectului de cercetare, în această fază am realizat o analiză a deficitelor de potenț ial economic suferite de țara noastră în perioada de tranziție la economia de piață și în primii ani post aderare la U.E. datorate pierderilor de forță de muncă și capital uman.
CAPITOLUL I
TENDINȚE ÎN EVOLUȚIA DEMOGRAFICĂ ȘI IMPACTUL ASUPRA
OFERTEI DE FORȚĂ DE MUNCĂ.
1.1. Populația – principala sursă de formare a resurselor de muncă
Datele statistice demonstrează că între populație și economie se manifestă dintotdeauna o anumită corelație, că ele nu evoluează independent una de alta. În condi țiile în care asupra dezvoltării economice, în ansamblul ei, își pune amprenta o gamă tot mai largă de factori, factorul uman continuă să ocupe în această galerie, un rol de prim ordin, în dubla sa calitate de producător (factor de producție, al ături de capital) și de consumator de bunuri materiale și servicii. Așadar, populația are rol de intermediere a relațiilor dintre producție și consum, dintre consum și acumulare, condiție esențială a unei economii echilibrate (figura 1.1).
Figura 1. 1 Relația între populație, producție și consum
Populația, prin numărul și structura sa, printr-o serie de caracteristici ale sale (cum ar fi nivelul de instruire, comportamentul vis-a-vis de muncă, experiența acumulată, bagajul de cunoștințe, modul de utilizare a timpului de muncă, speranța de viață activă, speranța de viață sănătoasă etc.) influențează ritmul și direcția dezvoltării economice a unei țări. Implicația se manifestă însă și în sens invers, căci, la rândul să u și nivelul dezvoltării economice induce anumite influențe asupra evoluției numărului și structurii populației. Natura corelației dintre nivelul de dezvoltare economică și cel al populației s-a schimbat de-a lungul timpului. În acest sens, s-au conturat două perioade distincte: prima, cuprinsă între a doua jumătate a secolului al XVIII-lea și începutul secolului al XX- lea este caracterizată printr-o superioritate atât a dezvoltării economice, cât ș i a ritmului de creștere a populației, în țările dezvoltate față de cele mai slab dezvoltate; a doua perioadă, cuprinsă între al doilea război mondial și până în prezent, este caracterizată de aspecte evolutive contradictorii, în țările dezvoltate față de cele mai puțin dezvoltate. Astfel, dacă în țările cu nivel mai înalt de dezvoltare economică, creș terea ritmului dezvoltării economice a fost însoțită de o atenuare a creșterii populației, în țările mai slab dezvoltate, pe fondul unor ritmuri mai reduse de creș tere economică, s-au înregistrat ritmuri mai înalte de creștere a populației. În acest fel, s- a manifestat pentru prima dată o corelație inversă între nivelul de dezvoltare economică și ritmul de creștere a populației, situație perpetuată până în prezent.
Concret, pe plan mondial, populația a crescut de la 2,5 miliarde persoane în anul 1950 la 6,7 miliarde persoane în 2008, ponderea populației care trăiește în țările în curs
de dezvoltare din Africa, Asia și America Latină expandându- se de la 68% la peste 80% în tot acest interval de timp. India și China, ambele cu peste un miliard de locuitori în 2008, dețin circa 37% din totalul populației globului.
Între anii 1990-1996 populația lumii a sporit cu un ritm mediu anual de 1,6% (cu valori mai mici în țările dezvoltate din Europa și mai mari în țările slab dezvoltate din Africa) pentru ca în perioada anilor 1996-2000 ritmul de creștere a populației globului să se atenueze, ajungând la 1,2% în medie pe an. După anul 2000 (mai exact în perioada 2000-2008) pe plan mondial s-a produs o ușoară revenire a mișcării populației totale, înregistrând-se o creștere absolută medie de 87,5 milioane persoane pe an, respectiv cu 1,24%. Evoluțiile de după anii ‘90 sunt inferioare, însă, celor înregistrate înainte de această perioadă și se înscriu în tendința de atenuare a ritmului de creștere a populației, începută la jumătatea anilor ‘60. Se estimează că evoluțiile viitoare ale populației, până în anul 2050 și în continuare se vor înscrie pe această linie descrescătoare de trend, ajungându-se la ritmuri medii anuale de sub 1,33% și chiar sub 1%. Proiecțiile efectuate de specialiști indică, de asemenea, o continuare a sporirii populației din țările în curs de dezvoltare, în timp ce ponderea populației din țările dezvoltate va înregistra o scădere de la 18% în 2008 la 14% în 2050 1.
Cadrul demografic general.
Dinamica populației
În România, după anii ‘70, s-a înregistrat aceeași tendință de sc ădere a ritmului mediu anual al populației, de la +0,9% în perioada 1970-1980, la +0,4% între anii 1980-1990, culminând cu apariția unui ritm negativ de modificare a efectivului populației în perioada 1991-2009, de -0,42% pe an. Populația României s-a diminuat în această perioadă cu 94 mii persoane, în medie pe an. Evoluțiile descrise și-au avut motivația în înrăutățirea nivelului de trai și în încetinirea ritmului de dezvoltare economică în perioada analizată, deși, după anul 2000, România a înregistrat o redresare a creșterii economice.
1 UN Population Division, World Population Prospects: The 2006 Revision, Medium Variant (2007).
Figura nr.1. 2. Evoluția populației totale a României în perioada 1990-2009
Sursa datelor: Eurostat.
Nivelul și dinamica popula ției totale sunt influențate de o serie de fenomene demografice, în cadrul cărora pe primul loc se situează natalitatea și mortalitatea generală. În domeniul natalității și mortalității s-au manifestat de-a lungul timpului o serie de tendințe, între care menționez: o creștere substanțială a sporului natural al populației, motivată de îmbunăt ățirea considerabilă a nivelului de trai, în etapa imediat următoare trecerii de la stadiul de „subdezvoltare” la cel „în curs de dezvoltare”; o tendință de scădere a natalității (motivată de: reducerea fertilității feminine la grupele mai mici de vârstă în urma prelungirii duratei procesului de învățământ, implicării mai active a femeilor în activitatea economică, socială și politică etc.) în perioada de trecere de la stadiul „în curs de dezvoltare” la cel de „țară dezvoltată”, perioadă însoțită, desigur și de o creștere considerabilă a nivelului de trai; o tendință de scădere a mortalității, în aceeași perioadă ca cea descrisă anterior, datorită ridicării nivelului de dezvoltare economică, îmbunătățirii, perfecționării și modernizării sistemului de sănătate și asistență socială, inovațiilor, noilor descoperiri în domeniul științei și tehnicii etc. Astfel, scăderea mortalității se constituie într-un element compensatoriu al reducerii natalității.
Tendințele descrise mai sus au implicații asupra structurii populației pe grupe de vârstă, rezultând o creș tere a speranței de viață, a longevității și o îmbătrânire a populației. Este adevărat că structura pe grupe de vârstă a popula ției prezintă diferențe semnificative de la țară la țară, în funcție de nivelul de dezvoltare economică. Astfel, în țările slab dezvoltate, se întâlnește o pondere ridicată a populației din grupele mai mici de vârstă (0- 14 ani), comparativ cu țările dezvoltate. În felul acesta, țările mai slab dezvoltate își au asigurat viitorul resurselor de muncă, dar necesită și investiții mari în sistemul de educație al tinerilor, în asigurarea locurilor de muncă pentru aceștia. În contrapartidă , în țările dezvoltate întâlnim o pondere ridicată a populației din grupa de vârstă 15- 64 ani, ceea ce le asigură o pondere mare a populației care participă la activitatea economică în prezent. Dezavantajul este că ponderea mică a populației din
grupa de vârstă 0 -14 ani va avea ca efect o îmbătrânire relativă a populației și de aici o reducere în viitor și a resurselor de muncă.
Din aspectele prezentate rezultă necesitatea cunoașterii principalelor fenomene demografice, a volumului și a structurii populației, a evoluției ei, ca principală sursă de formare a resurselor de muncă.
Analizând dinamica populației României pe genuri, se constată că, deși structura populației pe cele două sexe nu s-a modificat esenț ial în perioada de după anii 1990, iar ponderea populației feminine a fost superioară față de cea a populației masculine, totuși, analiza valorilor absolute arată următoarele:
Atât efectivul populației masculine, cât și cel al populației feminine a scăzut în perioada 1990-2008;
Scăderea medie anuală a populației masculine a fost mai accentuată decât a populației feminine;
Astfel, între anii 2000 și 2008 populația masculină a scăzut în medie cu 61,14 mii persoane anual, respectiv cu 0,57% în medie pe an, iar populația feminină s-a redus cu 54,74 mii persoane în medie pe an, adică cu 0,48%.
Raportul dintre numărul femeilor și cel al bărbaților a înregistrat o continuă creștere, de la 104,1 femei la 100 de bărbați în anul 1997 la 105,2 – în anul 2008 (vezi figura 1.3)
105,2
105
104,8
104,6
104,4
104,2
104
103,8
103,6
103,4
S1
Figura 1. 3 Numărul de femei ce revin la 100 de bărbați, în România, în perioada 1997-2008
Sursa datelor: Eurostat.
În ceea ce privește diferențierea pe medii de rezidență, în perioada de după anii 1990, efectivul absolut a populației României s-a diminuat atât în mediul urban cât și în cel rural, dar cu un caracter mai pronunțat îer mai pronunțat în mediul rural. Astfel, între anii 2000 și 2008 popula ția din mediul urban a scăzut cu 53,1 mii persoane în medie pe an (adică cu un ritm mediu anul de 0,44%), în timp ce reducerea medie absolută a populației din mediul rural a fost superioară (cu 62,75 mii persoane anual), respectiv cu 0,63 puncte procentuale anual. În ultimii ani, un număr important de persoane au schimbat mediul rural de
rezidență cu cel urban, remarcându-se o scădere simultană a efectivului locuitorilor din zona rurală și o creștere a efectivului locuitorilor din mediul urban.
Structura pe grupe de vârstă reflectă un proces lent, dar continuu, de îmbătrânire demografică, determinat în principal de scăderea natalității, care a dus la reducerea absolută ș i relativă a populației tinere (0-14 ani) și creșterea ponderii populației vârstnice de 65 ani și peste. Astfel, grupele extreme de vârstă au avut evoluții în sensuri contrare: populația de vârstă tânără (0-14 ani) s-a diminuat cu 3,4% în medie de la un an la altul, în timp ce populația de vârstă înaintată (peste 65 ani) a crescut în medie pe an cu 1,5% (respectiv cu 1,5% în medie pe an). În acest context, apreciem că se continuă și se accentuează tendința de îmbătrânire a popula ției, prefigurându-se o subțiere a resurselor viitoare de forță de muncă ale țării noastre. În schimb, pe fondul acestor evoluții ale vârstelor extreme, populația în vârstă de munc ă a României (cu vârsta între 15-64 ani) a înregistrat o dinamică aproximativ constantă, cu o ușoară tendință de scădere (cu 0,2 puncte procentuale, în medie pe an).
Specialiștii apreciază însă că procesul de îmbătrânire demografică a populației, care a fost în ultimele decenii destul de alert, va încetini în următoarele două decenii și că în mai puțin de două decenii, fiecare al 5-lea locuitor al României va intra în categoria „vârstnicilor”.
În ceea ce privește structura populației pe grupe de vârstă, apreciem că în perioada 1997-2008 ponderea populației tinere în totalul populației României s-a diminuat, de la 20% în anul 1997 la 15,2% în anul 2008, în timp ce ponderea populației de vârstă înaintată a crescut în perioada analizată , de la 12,5% în 1997 la 14,9% în 2008. Deși ca efectiv al populației în vârstă de muncă România a înregistrat o scădere, în cifre relative s-a făcut remarcată o creștere. Astfel, ponderea populației în vârstă de 15-64 ani în totalul populației a crescut de la 67,5% în anul 1997 la 69,9% – în anul 2008.
0-14 ani
15-64 ani
65 ani si peste
Figura 1. 4. Structura populației României pe grupe de vârstă între anii 1997-2008
Sursa datelor: Anuarul Statistic al României, 2008 – INS și Eurostat.
În timp ce reducerea numărului populației tinere a îngustat și mai mult baza piramidei, creșterea ponderii vârstnicilor a dus la îngroșarea vârfului piramidei.
Figura 1. 5. Piramida populației pe vârste și sexe,la recensământul din 1992 și 1 ianuarie 2008
Sursa: INS.
Raportul total de dependență demografică a scăzut, de la 50,9, în 1992, la 43,1 persoanelor tinere și vârstnice la 100 persoanelor în 2008, datorită, în principal, reducerii populației tinere.
Indicele de îmbătrânire a populației României a crescut de la 48,4 persoane vârstnice la 100 persoane tinere (1 ianuarie 1992), la 62,5 în anul 1997, ajungând la 98,03 persoane vârstnice la 100 persoane tinere (la 1 ianuarie 2008).
Figura 1. 6 Indicele de îmbătrânire demografică în perioada 1997-2008
Sursa datelor: Eurostat.
Figura 1.7. Vârsta medie a populației, în perioada 1992-2008 (1 ianuarie)
Sursa datelor: INS
Întrucât modificarea în timp a numărului și structurii populației, în general și a forței de muncă, în particular constituie un efect al mișcării naturale și migrării a acesteia, vom analiza în continuare mișcarea naturală și migratorie a populației României.
1.2.2. Mișcarea naturală a populației
Miș carea naturală a populației, cu cele două componente majore – natalitatea și mortalitatea – constituie sursa principală ce alimentează dimensiunea și modificarea populației în vârstă de muncă.
Motivul primordial al scăderii efectivului populaț iei din țara noastră după anii 1990 l-a constituit poziția (mărimea) inferioară a natalității în raport cu mortalitatea. Într-adevăr, consecința acestui fapt a fost un spor absolut negativ, începând cu anul 1992, spor care a atins un nivel maxim negativ de -59137 persoane în anul 2002, respectiv o rată a sporului natural de -2,7 pers. la 1000 locuitori. Sporul natural a continuat să aibă valori ridicate negative și în anii următori, dar se constată o ameliorare a nivelului absolut al acestuia după anul 1992. Ca atare în anul 2008 acesta a fost de -30400 persoane, respectiv -1,4‰ în expresie relativă. Natalitatea, principala componentă a mișcării naturale a populației, a înregistrat o evoluție descendentă, mai evidentă în mediul urban.
Sporul natural (pers.) Rata sporului natural
Figura 1. 8. Sporul natural absolut si relativ al populației României în perioada 1990-2008
Sursa datelor: Anuarul Statistic al României, 2008 – INS și Eurostat.
Rata născuților vii a înregistrat o tendință de scădere în perioada 1990-2008, de la un nivel maxim de 13,6 născuți vii la 1000 locuitori (în anul 1990) la un minim de 9,7 născuți vii la 1000 locuitori (în anul 2002). În anul 2008 indicatorul se situează tot la valori scăzute, de 10,4 născuți vii la 1000 locuitori, însă în creștere față de anul anterior.
Anul 1998 marchează începutul scăderii semnificative a numărului întreru-perilor de sarcină. Astfel, în anul 2005, la 100 născuți-vii, revenind 74 întreruperi de sarcină (în scădere evidentă față de 266 în anul 1992), cu toate acestea nivelul indicatorului se menține la un nivel foarte ridicat. Aproape jumătate din numărul avorturilor au fost făcute de femei în vârstă de 20-29 ani. Scăderea fertilității s-a accentuat în ultimii ani, numărul mediu de copii născuți de o femeie în cursul vieții sale fertile fiind de doar 1,3 copii la o femeie, îndepărtându-se tot mai mult de nivelul necesar unei înlocuiri simple a generațiilor (de 2,13 copii). În mediul rural, deși descendența finală a fost în scădere, a rămas mai mare decât cea din urban. Explicația rezidă în creșterea duratei de timp necesare studiilor, specializărilor și perfecționărilor profesionale, ca și în accentuarea participării efective a femeilor pe piața muncii. A sporit procentajul copiilor născuți în afara căsătoriei (la peste 26%), dar și a femeilor fără copii, tendința clară a cuplurilor fiind de limitare a dimensiunii familiei. 2
2 Raportul „POPULAȚIA ÎN VÂRSTĂ DE MUNCĂ LA ORIZONTUL 2025”, INS.
Figura 1.9. Evoluția indicelui conjunctural al fertilității în România, în perioada 1990-2008
Sursa datelor: Anuarul Statistic al României 2008, INS.
Când scăderea natalității ori menținerea unui nivel scă zut al fenomenului se instalează pe o lungă perioadă de timp, intervine deteriorarea structurii pe vârste a populației. Cu alte cuvinte se ridică problema viitorului demografic al țării.
Spre deosebire de natalitate, mortalitatea populației are mecanisme cauzale mai complexe, impactul schimbărilor socio-economice asupra fenomenului fiind mai moderat. Evoluția mortalității se caracterizează printr-o mai mare inerție și stabilitate în timp.
Sub influența mutațiilor în structura pe vârste și a stării de sănătate a populației, mortalitatea generală a crescut în ultimul deceniu, însă cu o intensitate sporită în ultimii ani. Față de o rată medie de 9 decese la 1000 locuitori în anii '70 și de 10,2‰ în anii '80, în perioada ultimilor 8 ani s-au înregistrat în medie 12,0 decese la 1000 locuitori (cel mai ridicat nivel din perioada postbelică). Deși numărul deceselor în primul an de viață a avut o tendință de scădere, nivelul înregistrat în anul 2008 rămâne ridicat comparativ cu cel al țărilor dezvoltate (11,8 decese la 1000 născuți-vii) 2.
Rata deceselor la 1000 de locuitori a avut o tendință de uș oară creștere în perioada analizată , de la un nivel minim atins în anul 1990 (de 10,6 decese la 1000 locuitori) până la un maxim de 12,7 decese la 1000 locuitori, înregistrat în 1996. În perioada imediat următoare indicatorul și-a menținut nivelul ridicat, situându-se în 2008 la 11,8 decese la 1000 locuitori. Aceste evoluții vor determina scăderea volumului populației în vârstă de muncă din România, în perioada următorilor 10-15 ani.
Nivelul ridicat al mortalității este legat și de faptul că România continuă să traverseze o perioadă de criză în privința sănătății populației. Criza este comună multor țări din Europa Centrală și de Est, dar se manifestă cu intensități diferite. Nivelul scăzut al duratei medii a vieții este în legătură directă cu degradarea sistemului de ocrotire al sănătății.
Figura 1. 10. Rata născuților vii și rata deceselor în perioada 1990-2008
Sursa datelor: Anuarul Statistic al României, 2008 – INS și Eurostat.
Detaliind analiza pe medii rezidențiale, apreciem că în perioada analizată că atât rata născuților vii la 1000 locuitori, cât și rata deceselor la 1000 locuitori au avut valori superioare în mediul rural față de mediul urban, rezultând o rată mai mare a sporului natural la orașe decât la sate. Dacă în mediul urban sporul natural a fost pozitiv în prima parte a perioadei analizate (din 1990 până în 1995), după care a înregistrat valori negative, în mediul rural el a avut valori negative pe întregul orizont de timp analizat. Aceasta se explică prin precarizarea condițiilor de viață, de asistență medicală corespunză toare etc. îndeosebi la sate, ca și prin gradul mai accentuat de îmbătrânire a populației.
Rata născuților vii s-a înscris pe o tendință de scădere în ambele medii rezidențiale, deși în general a fost net superioară în mediul rural față de cel urban. În timp ce în mediul rural pare a se continua tendința de scădere și după anul 2005, în ultimii ani s-a făcut remarcată o revenire a ratei născuților vii din mediul urban. Rata deceselor a avut pe întreaga perioadă valori superioare în mediul rural față de urban, ambele înscriindu-se pe o traiectorie ușor descendentă.
Alte aspecte ale mișc ării naturale a populației sunt reprezentate de fenomenul căsătoriilor și al divorț urilor. Rata căsătoriilor a scăzut de la 8,3 la o mie de locuitori (după anul 1990), până la 6,95 la o mie de locuitori în 2008, trecând printr-un punct de minim în anul 2001: 5,8 la 1000 de locuitori. Comparativ, pe cele două medii de rezidență, ea are o valoare mai scăzută în mediul rural față de cel urban, tedința descrescătoare fiind o caracteristică a ambelor medii rezidențiale. Rata divorțurilor a avut în perioada de după 1990 o evoluție oscilantă, atât pe total cât și pe medii de rezidență. Dacă la început, după anul 1990 a înregistrat valori mai mici (1,29‰ – în anul 1992), ulterior aceasta a mai crescut (până la 1,74‰ – în anul 1994). În 2008 rata divorțurilor se situa la 1,7‰. Pe întreaga perioadă analizată, indicatorul a avut valori inferioare în mediul rural.
Sursa datelor: Eurostat.
Există diferențe semnificative în ceea ce privește nivelul fertilității pe medii de rezidență . În mediul urban rata de fertilitate și indicele conjuntural au valori inferioare celor din mediul rural. Totuși, în mediul urban se conturează o revenire (o redresare) a ratei fertilității după anul 2002, în timp ce în mediul rural continuă tedința descendentă a acesteia. Dacă în mediu urban o femeie dă naștere în cursul vieții sale fertile la 1,2 copii, în mediul rural o femeie naște în medie 1,5 copii.
Nivelul fertilității pe grupe de vârstă fertilă ale femeii au suferit, în perioada de după 1990 – mutații importante. Cea mai clară tendință de scădere a ratei fertilității s-a înregistrat la femeile din grupa de vârstă 20-24 ani, grupă la care rata de fertilitate rămâne în continuare la un nivel ridicat, comparativ cu celelalte grupe (de la 145 nă scuți vii la 1000 femei în anul 1990, la 73 născuți vii la 1000 femei în anul 2005). Totuș i, se remarcă o tendință de apropiere a ratelor de fertilitate din grupa 20-24 ani de cele din grupa 25-29 ani (conturată mai clar după anul 2000). Rata de fertilitate a înregistrat o ușoară tendință de creștere la femeile din grupa 30-34 ani, întrecând, după anul 2001, rata fertilității la femeile tinere (de 15-19 ani). Ca urmare a acestor evoluții, a crescut și vârsta medie la care o femeie naște primul copil, de la 23,7 ani (2000) la 24,9 ani (2005) precum și vârsta medie a mamei la toate nașterile – de la 25,5 ani (2000) la 26,85 ani (2006).
27
26,5
26
25,5
Ani
25
24,5
24
23,5 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006
Figura 1.12. Vârsta medie a mamei la nașterea copiilor, în perioada 1995 -2006
Sursa datelor: Eurostat.
Tradițiile, obiceiurile, stilul și condițiile de viață diferite din mediul urban și rural își spun cuvântul și asupra nivelului fertilității. Astfel, în mediul rural vârsta medie a mamei la prima naștere este mai mică decât în cel urban (25,6 ani – urban, 22,5 ani – rural), dar tendința de descreștere se manifestă în ambele medii rezidențiale. Implicarea femeii într-o mai mare măsură în viața economico-socială, preocuparea pentru construirea unei cariere, dorința unei instruiri mai temeinice și de mai lungă durat ă, deschiderea față de tradiț ia și obiceiurile altor țări, posibilitățile medicale puse la dispoziție pentru controlul nașterilor au dus la o reducere a numărului de copii născuți, la creșterea vârstei mamei în momentul întemeierii unei familii ș i al nașterii primului copil, fapt ce nu mai asigură înlocuirea simplă a generaț iilor și accentuarea tendinței de îmbătrânire a populației. De aceea, în viitor ne vom confrunta cu o subțiere și îmbătrânire a ofertei de forță de muncă.
Durata medie a vieții a crescut ușor în perioada ultimilor 15 ani, atât pe genuri cât și pe medii rezidenț iale, situându-se la un nivel superior în rândul populației feminine față de cea masculină și în mediul urban față de cel rural. Concret, durata medie a vieții este în prezent în ț ara noastră mai ridicată cu 1,75 ani în mediul urban decât în cel rural (72,53 ani – urban și respectiv 70,78 ani – rural), dar ca nivel se situează mult sub media Uniunii Europene, îndeosebi față de statele europene dezvoltate (Franța: 77 ani – masculin și 84 ani – feminin; Marea Britanie: 76 ani – masculin, 81 ani – feminin; Germania: 76 ani – masculin, 81 ani – feminin) . Acest lucru va alimenta tendința de îmbătrânire a populaț iei României, tedință întâlnită, dealtfel, în majoritatea statelor europene. Această tendință va continua să se manifeste, dacă nu se îmbunăt ățesc condițiile de trai în general, sistemul de asistență medicală, modul sănătos de nutriție etc.
Rata de mortalitate a avut valori superioare în mediul urban față de cel rural și în rândul populației masculine față de cea feminină pe tot parcursul perioadei analizate.
Totuși, se constată o reducere a mortalității infantile în ultima perioadă, în anul 2007 înregistrându-se 15 decese survenite la vârsta de sub 1 an la 1000 născuți vii. Această valoare este însă de peste 3 ori mai mare decât media la nivelul Uniunii Europene (4,5 decese la 1000 născuți vii). Datorită condițiilor precare de viață și sănătate
a oamenilor din mediul rural, aici se întâlnește o rată superioară a mortalității infantile față de cea din mediul urban (în 2007: 12,4 decese la 1000 născuți vii în urban și 17,9 decese la 1000 născuți vii în mediul rural).
Pe grupe de vârstă se constată rate mai mari ale mortalităț ii în rândul populației masculine față de cea feminină (îndeosebi la populația masculină din grupa 20-59 ani). Aceast ă realitate poate fi explicată printr-o incidență mai mare a factorilor de risc în rândul bărbaților, comparativ cu cel al femeilor (creșterea consumului de alcool, tutun, calitatea hranei, stresul, gradul de poluare a mediului, condițiile de muncă cu grad mai ridicat de periculozitate etc.).
Figura 1. 13. Evoluția ratelor specifice de mortalitate pe grupe de vârstă în România, pe genuri, în anul 2007
Sursa datelor: Anuarul Statistic al României, 2008, INS.
CAPITOLUL II
FACTORI AI PIERDERII DE CAPITAL UMAN
Exodul de inteligență constituie, probabil, cel mai interesant aspect al unui fenomen mai larg – migrarea capitalului uman și a forței de muncă în general.
Deplasarea capitalului uman nu reprezintă, în sine, o problemă economică, așa cum nu este o problemă deplasarea oricărui alt bun economic. În economia de piață, resursele migrează întotdeauna către acele locații unde sunt cel mai bine remunerate. Proprietarii lor obțin un profit de pe urma migră rii, într-o economie de piață tranzacțiile fiind voluntare. Liberul schimb, inclusiv libera circulație a capitalului uman, sporește bunăstarea tuturor participanților la piață și, astfel, creează stimulentele necesare pentru perfecționarea indivizilor și pentru dezvoltarea economică în continuare.
Cu toate acestea, deși deplasarea resurselor, inclusiv a capitalului uman, nu reprezintă o problemă în sine, nu înseamnă că, în anumite cazuri, fenomenul migrării creierelor nu este asociat unei probleme economice.
Exportul de capital uman semnalează, în prezent, existența unei probleme, din cauza contextului. Migrarea creierelor reprezintă o pierdere pentru societate, deoarece banii investiți în formarea capitalului uman nu pot fi recuperați. Societatea pierde producția pe care ar fi putut-o realiza cu ajutorul indivizilor în formarea cărora a investit. Din punct de vedere fiscal, pierderea se reflectă în sus ținerea finanțării învățământului public de care ar beneficia copiii emigrantului rămași în ț ară, a sistemului de sănătate de serviciile căruia ar beneficia familia emigrantului și de finanțarea‚ pe principiul solidarității, a sistemului de pensii.
De-a lungul timpului, au apărut numeroase propuneri de soluționare a fenomenului. În anii '70, s-a propus ca statele care absorb capital uman să ofere "reparații" statelor care suferă din pricina exodului de inteligență. În țările ex-comuniste, s-a încercat stoparea fenomenului prin limitarea drastică a dreptului la circulație a indivizilor. Ulterior, statele au început să cultive relațiile cu diaspora în încercarea de a extrage beneficii de pe urma capitalului uman al expatriaților. În ultima vreme, se vorbește mult despre politica de încurajare a revenirii în țară a tinerilor cu nivel înalt de educație. Cu toate acestea, nici una dintre măsurile aplicate nu a dat rezultatele scontate.
2.1 Migrația forței de muncă – câteva aspecte teoretice
2.1.1. Delimitări conceptuale privind migrația
Migraț ia desemnează deplasarea de grupuri umane cu îndepărtarea de locuințele lor obișnuite. În literatura din domeniu se întâlnesc noțiunile de migrație, emigrație și imigrație.
Emigrația se referă la acțiunea de părăsire a propriei țări, pentru a-ți stabili domiciliul în altă țară. Imigrația reprezintă activitatea prin care intri într-o țară, alta decât a ta, pentru a te stabili acolo. În alte definiții însă, precum cele ale Națiunilor Unite, accentul se pune atât pe stabilirea la destinație (definitivă sau temporară), cât și pe durata
acesteia. Națiunile Unite consideră emigrația ca fiind „orice formă de locuire a unei persoane în afara țării de rezidență, pentru o perioadă mai mare de un an”.
Migrația se manifestă printr-o varietate de forme, grupate după diferite criterii, precum: stabilitatea finală, granițele administrativ-teritoriale depășite prin migrație și scopul deplasării.
După criteriul graniței administrativ-teritoriale depășite prin migrație, se disting migrații interne și migrații internaționale (externe).
Migrația pentru muncă reprezintă un tip particular de migrație. În sensul cel mai strict, migranții pentru muncă sunt „străini admiș i de către statul de destinație în scopul specific de a exercita o activitate economică remunerată pe teritoriul statului de
destinație. Durata de ședere este în mod obișnuit restricționată la durata perioadei de muncă” 3.
Migrația circulatorie, definește acea deplasare în spațiu, fără schimbarea domiciliului permanent al persoanei.
Exodul creierelor (brain drain) se referă la deplasarea emigranților „speciali ști în diferite domenii”, deci persoane cu un nivel ridicat de educație și calificare și care profesează în zone înalt specializate. Nu toți emigranții specialiști trebuie incluși în categoria exodului creierelor, ci doar cei care în țara de destinație continuă să profeseze aceeași meserie/profesie în aceleași arii înalt specializate.
O țar ă poate fi în același timp și țară de origine pentru anumite categorii de emigranți, și țar ă de destinație pentru alții. Astfel apare un alt concept/indicator ș i anume cel de migrație netă și care reprezintă diferența între fluxurile de emigranți și cele de imigranți. România este spre exemplu o țară de emigrație, migrația netă înregistrând valori negative.
2.1.2 Teorii ale migrației
În prezent, nu există o teorie unitară și coerentă a migrației internaționale, dar există diferite teorii care s-au dezvoltat, cel mai adesea, izolat una fata de cealaltă 4. Actualele tendințe și evoluții ale fluxurilor migratorii au, însă nevoie, pentru o cât mai profundă înțelegere a fenomenului, nu doar de un instrument provenind dintr-o singură știință sau de cantonarea la un singur nivel al analizei. Natura complexă și multipl ă a procesului migratoriu impune o teorie sofisticată care să încorporeze o varietate de perspective, niveluri și ipoteze.
Economia neoclasic ă, pornind de la explicarea deplasărilor interne ale populației, a devenit în perioada anilor 70-80 una dintre construcțiile teoretice majore din domeniul migrației. Teoria acordă un rol primordial factorilor economici în explicarea apariției fluxurilor de migrație (în varianta macro) și a deciziei de migrație (varianta micro). Motivația, indiferent de palierul macro sau micro este miezul abordării în economia neoclasică. La nivel macro, migrația internațională se explică prin diferențele dintre cererea și oferta de forță de muncă în diversele zone și regiuni, acestea fiind aproximate cu ajutorul nivelului salariilor/veniturilor. Astfel este explicat fluxul migratoriu dinspre zonele cu venituri/salarii reduse către cele cu venituri/salarii ridicate, urmărindu-se maximizarea profitului din punct de vedere economic. În această logică, forța de muncă
Migration Information Source, http://www.migrationinformation.org/Glossary
(Douglas S. Massey, Joaquin Arango, Graeme Hugo, Ali Kouaouci, Adela Pellegrino, J. Edward Taylor, 1993)
se constituie în flux către ț ara bogată în capital dar săracă în forță de muncă care generează un contra-flux al investiț iei de capital, reflectat în migrație prin mișcarea specialiștilor înalt calificați urmă rind maximizarea recompensei în urma investiției lor în capital uman într-un mediu sărac într -o astfel de resursă (așa numitul flux internațional de capital uman). Fluxurile de migrație internațională devin mecanismele de echilibrare ale deficiențelor interne de pe piața forței de muncă la nivel global.
În timp, cele două mișcări (populație/capital) au ca rezultat reducerea diferențelor economice și stoparea de la sine a migrației (dispariția cauzei care declanșează migrația conduce inevitabil la stoparea acesteia).
In varianta micro (individual), decizia de migrație este rezultatul unui proces de decizie prin care individul rațional evaluează posibilitatea câștigurilor monetare, mediate de probabilitatea de a obține o slujbă la destinație, comparate cu câștigurile în condițiile actuale sau din țara de origine, mediate eventual de probabilitatea de a obține o slujbă, luând în calcul costurile deplasării (costul călă toriei, al supraviețuirii în țara de destinație până la găsirea unui loc de muncă, dificultatea adaptă rii la o nouă piață a forței de muncă, efortul pentru învățarea unei noi limbi și al adaptării la o nouă cultură, costul psihologic al ruperii vechilor relații și stabilirii unora noi). Migranții potențiali (toți indivizii în acest caz) estimează beneficiile deplasării către diverse destinații pentru un interval de timp limitat 5.
Criticile aduse teoriei neoclasice începând în special cu anii ’70 sunt numeroase și vizează pe de o parte aspecte legate strict de construcția teoretică, dar mai ales de adecvarea ei la situația migrației internaționale actuale. Unii autori 6 pun în discuție însăși premisele teoriei și anume apariția și dezvoltarea fluxurilor de migrație (nivel macro) în situația unei diferențe (reale sau așteptate) între țări din punct de vedere al nivelului salariilor, ca o condiție necesară și suficientă. Dacă migrația internațională ar fi declanșată numai ș i numai de diferențele economice, date fiind discrepanț ele de dezvoltare actuale la nivel mondial, volumul mișcării de populație ar trebui să fie imens, pentru că , la limită , conform teoriei neoclasice orice țar ă ar trebui să fie caracterizată de existența cel puțin a unui flux către un stat situat pe o treaptă superioar ă într-o ierarhie economică globală. În realitate, dimensiunea fenomenului este departe de o asemenea amplitudine. Privilegierea economicului ca factor unic în declanșarea migrației pare să fie, în expresia lui Joaquin Arango, “călcâiul lui Ahile” în cazul teoriei economiei neoclasice 7.
Observa ția sugerează că puterea de predicție a teoriei este redusă, ea funcționând mai degrabă ca explicație post-factum a unei mi șcării migratorii, ridicând o condiție mai degrabă necesară , dar cu siguranță nu suficientă (diferență economică) la rangul de unic factor explicativ al unui fenomen complex. Nu numai volumul actual al migrației internaționale este departe de predicțiile economiei neoclasice, dar și numărul ță rilor de origine a fluxurilor este redus raportat la numărul celor posibile. Factorul politic, pe care teoria nu îl include în explicație, joacă un rol crescând ca importanță în mi șcările de populație la nivel internațional. Restricțiile asupra intrării și șederii în spațiul celor mai multe dintre țările dezvoltate ale emisferei nordice modelează fluxurile ș i intervin în selectivitatea migrației. Mai mult decât atât, rolul factorilor politici nu se limitează la
variată propusă de Borjaas în anii ‘90
Worlds in motion (Massey și alții, 1998: 51-52
Arango, 2000: 286
restricționarea accesului indivizilor în spațiul geografic al diverselor state națiune dar se poate manifesta inclusiv în declanșarea unor mișcări importante de populație.
Prin prisma acestor observații devine clar că extrapolarea unor modele teoretice aplicate migrației interne (desfăș urată în principiu în afara restricțiilor de circulație a forței de muncă) conduce la simplificări neproductive în domeniul migrației internaționale. Nici chiar în spații caracterizate de absența restricțiilor de circulație, situație care ar putea fi considerată similar ă condi țiilor migrației interne, la nivel internațional, economia neoclasică pare a nu fi cel mai potrivit instrument de predicție și explicație.
În cazul Uniunii Europene, în ciuda dreptului la libera circulație a forței de muncă și a evidentelor diferențe între nivelele de dezvoltare a țărilor componente, deplasările de populație sunt neglijabile și inexplicabile din perspectiva teoriei amintite. Migrația slabă între statele membre ale Uniunii pare să sugereze mai degrabă că propensiunea pentru migraț ie nu este numai rezultatul diferenței între origine și posibila destinație, ci depinde de un anumit nivel al dezvoltării economice al țării de origine. Predicția legată de echilibrarea nivelului economic între țările de origine și destinație și încetarea migrației nu pare nici ea susținută de evidențele empirice.
Cazurile în care, în ciuda unei istorii de migrație îndelungate, nu se poate vorbi despre niveluri similare de dezvoltare economică, ca și situațiile în care migrația a încetat înainte ca diferențele de dezvoltare să dispară ridică serioase semne de întrebare asupra actualității teoriei economiei neoclasice ca întreg.
Obiecțiile aduse teoriei economiei neoclasice confruntată cu realitățile contemporane ale migrației internaționale evidențiate de studiile acumulate până în prezent în domeniu sunt numeroase, iar comentariile ar putea continua, dar scopul acestui material nu este de le inventaria exhaustiv. Concluzia care ne interesează direct, este că în forma în care a fost aplicat ă, până acum în migrația internațională, teoria economiei neoclasice se dovedește a fi un instrument cu puține șanse, luată numai ea însăși, de a conduce la explicații și predicții viabile.
Migranții teoriei economiei neoclasice nu au familie (decât cel mult în termeni de venituri), nu fac parte din rețele sociale, nu au legături simbolice cu ceilalți, nu fac parte din comunități etnice. Toate aceste elemente a căror importanță a fost pusă constant în evidență începând chiar cu studiile de pionierat în migrația internațional ă nu există în calculul complicat prin care un migrant al lumii a treia (situația tipică ce a stat la baza construiri teoriei) se hotărăște să-și maximizeze în mod rațional veniturile. Chiar în condițiile în care am accepta că, singurul element care contează în transformarea intenției de migraț ie în eveniment este calculul economic, apar o serie de probleme. Una dintre ele pune sub semnul întrebării posibilitatea individului de a estima comparativ recompensa în raport cu capitalul uman în țara de origine și țara de destinație (baza pe care estimează probabilitățile de angajare). Dacă în cazul migrației interne, modelul poate funcționa, migrația internațională presupune schimbarea sistemului economic, a culturii, a limbii.
Evident meritele teoriei de a pune în evidență importanța factorilor de natură economică în migrație, de a sublinia importanța considerării în legătură a elementelor care acționează simultan la origine și destinație în declanșarea migrației, discuția în termeni de costuri ale migrației sunt elemente care au fost preluate și dezvoltate ulterior. Discuția asupra limitelor economiei neoclasice nu înseamnă minimalizarea rolului pe care la jucat în dezvoltarea cercetării migrației internaționale, dar o situează mai degrabă în
poziția de a fi utilizată segmentar, preluând cel mult o parte din propozițiile sale, în complementaritate cu abordări ulterioare.
Noua economie a migrației
În contextul căutărilor teoretice de la sfârș itul secolului trecut, construită pornind de la economia neoclasică și depășind o parte dintre limitele acesteia în explicarea manifestărilor contemporane ale fenomenului, noua economie a migraț iei pare una dintre abordările “specifice migrației”. Noua economie a migrației, legată în special de numele lui Oded Stark ca principal promotor, aduce două modificări majore față de predecesoarea înrudită, răspunzând la două critici pertinente adresate cadrului conceptual neoclasic: scoate individul din situaț ia de relativă izolare (individul care decidea singur este înlocuit de unitatea mai largă a familiei/gospodăriei, veniturile nu mai contează în termeni absoluți ci mai ales prin raportare la comunitatea de referință/origine) iar economicul în forma sa de diferență de nivel de salarii (absolută sau percepută între origine și destinație) încetează de a mai juca rolul de factor fundamental. În cadrul noii perspective, decizia de migrație aparținând familiei/gospodăriei face parte din strategia de minimizare a riscului (legat de pierderea venitului, șomaj etc.) prin diversificarea surselor de venit (banii trimiși acasă de migranți – remitențe). Soluția migrației este legată de funcționarea imperfectă în țara de destinație a mecanismelor/instituțiilor care în țările dezvoltate minimizează riscurile asupra veniturilor gospodăriei (asigurările private, piața de credit sau programele guvernamentale). Deficiențele acestor piețe sunt depășite de gospodării prin fluxul presupus continuu de bani obținuți prin trimiterea unuia/unora dintre proprii membri la muncă în străinătate.
Veniturile gospodăriei nu mai sunt considerate în absolut (ca în varianta neoclasică) ci prin raportare la distribuția lor la nivelul comunităț ii de origine. Migrația încetează să fie numai efectul diferențelor de dezvoltare între țări reproduse în decalajul între nivelul salariilor. Situarea gospodăriei pe o anumită pozi ție, din punct de vedere al veniturilor, la nivelul comunității de origine, poate acționa ea însăși ca stimulent pentru migrație. Prin urmare, una dintre consecințele importante ale fenomenului la nivel comunitar este creșterea probabilit ății de migraț ie în cadrul gospodăriilor făr ă migranți ca urmare a rearanjării pozițiilor în distribuția de venituri și amplificarea deprivării relative. Principala problemă pe care o pune noua economie a migrației este evidenta sa dependență de contextul migratoriu care a stat la baza construcției teoretice.
Dacă o gospodărie se implică într -o strategie de reducere a riscurilor prin trimiterea unuia dintre membrii săi la muncă în străinătate (și integrarea banilor primiți ca sursă constantă în buget), atunci este rațional să o facă în momentul reducerii costurilor migrației (în urma dezvolt ării rețelelor), adică în faza de maturitate a fluxului. În aceeași logică, deprivarea relativă nu acționează ca stimulent pentru migrație decât în fazele sale avansate (migrația schimbă pozițiile în distribuția veniturilor, sporind deprivarea gospodăriilor care nu includ migranți). Dacă și cum acționează piețele imperfecte și deprivarea relativă asupra deciziei de migrație, înainte ca migrația să existe ca alternativă comportamentală la nivel comunitar, în condițiile în care este foarte probabil cei doi factori să exercite aproximativ aceeași influență ș i în momentul declanșării migrației, este o întrebare care sugerează că procesul nu poate fi explicat exclusiv numai prin elementele furnizate de noua economie. O altă observație este legată de relativa inconsistență internă
a construcției, rezultat probabil al preocupării accentuate de a răspunde criticilor economiei neoclasice.
Practic minimizarea riscului devine eliminarea lui prin schimbarea locului în care familia trăiește. De asemenea, o parte din studiile asupra banilor trimiși de migranți către familii par să pună în evidență o scădere a acestora în fazele avansate ale migrației și trecerea către alte tipuri de legături cu țara de origine (de genul afaceri transnaționale). Este posibil ca o parte a acestor limite ale noii economii a migrației să se datoreze tocmai consideră rii ca esențiali a factorilor asociați cu originea, fără a include în explicație și elemente legate de destinație (de exemplu, schimbarea politicilor de migraț ie poate transforma actul într-unul cu multiple riscuri, perspectiva unor astfel de politici poate fi un stimulent pentru reîntregirea familiei la destinație etc.).
Piața forței de muncă segmentate (duale)
Spre sfârșitului anilor ’70, teoria pieței forței de muncă segmentate propune un nou ră spuns la întrebarea “De ce” din perspectivă structurală, concentrată exclusiv pe factori din aria de destinație. Reprezentantul cel mai cunoscut al curentului, Piore, argumentează că migrația internațională este efectul cererii de forță de muncă inevitabil legată de caracteristicile economiilor dezvoltate. În crearea nevoii de forță de muncă imigrantă următorii factori joacă un rol fundamental: inflația structurală, constrângerile ierarhice ale motivației, dualismul economic și modificările demografice ale rezervei forței de muncă.
Elementul esențial este existența unei piețe a forței de muncă duale, incluzând un sector primar caracterizat în principal de slujbe stabile, condiții bune de muncă, beneficii generoase și posibilitatea mobilităț ii ascendente și un sector secundar, cu slujbe necalificate și instabile, condiții grele sau periculoase de muncă și slabe posibilități de mobilitate ascendentă. Muncitorii nativi evită încadrarea în sectorul secundar datorită instabilității locurilor de muncă, salariilor mici, statusului și prestigiului scăzut asociat acestor poziții. Transformarea sectorului secundar într-unul atractiv pentru forța de muncă autohtonă prin creș terea salariilor nu este o soluție pentru angajatori atâta vreme cât presupune, în virtutea ierarhiei ocupaționale care asociază salariul cu prestigiul și statusul, creșterii în lanț de-a lungul acestei ierarhii. Rezultatul ar fi sporirea generală a salariilor care conduce la inflație structurală. Dacă cererea de forță de muncă în segmentul secundar era anterior satisfăcut ă intern de forța de muncă feminină, adolescenți și populaț ia de migranți din rural, modificările sociale și demografice legate de aceste categorii au redus substanțial potențialul lor de angajare în slujble prost plătite, necalificate și instabile. Modificările legate de poziția femeilor în societățile dezvoltate; schimbările intervenite în procesul educației în sensul creșterii numărului de ani de școală, scă derea fertilității și implicit reducerea numă rului de adolescenți, urbanizarea accentuată sunt factori care au redus rezervorul care alimenta segmentul secundar al pieței. În acest context, imigranții devin forța de muncă ce poate suplini cu succes, fără a atrage consecințele negative ale inflației structurale.
Observația lui Arango devine îndreptățită: ”… o teorie care afirmă că migrația internațională este condusă de cerere și exclude toți factorii de tip “push” nu poate aspira să explice decât o parte a realității”. Pe de altă parte, situația descrisă pare s ă încadreze foarte bine, așa cum menționam, cazul migrației bazată pe recrutarea forței de muncă,
fără a mai fi în aceeași măsură potrivită fluxurilor spontane care caracterizează perioada care a urmat anilor ‘70. Capacitatea teoriei de a deschide noii linii de certare este însă evidentă.
Teoria dependenței
Teoria dependenței, cu o perioadă de apogeu în anii ‘60-’70 ai secolului trecut, oferă o perspectivă macrostructurală articulată în jurul ideei că dezvoltarea capitalistă a dat naștere unei ordini globale marcat ă de existența unui centru, țările industrializate, care dezvoltă relații asimetrice, impunând structural dependenț a statelor mai puțin dezvoltate (periferia). Din perspectiva acestei abordări, procesele care domină spațiul internațional și intern, “prin care surplusul este canalizat dinspre periferie către zonele din centru, în cadrul sau între țări, nu sunt auto-reglatoare ci cumulative, conducând la o mai mare sărăcire a celor (zonelor) mai puțin dezvoltate” sau în termenii lui Frank, capitalismul global “dezvoltă subdezvoltare”. Teoria dependenței are „puține de spus despre migrație, mai ales în forma sa internaț ională” excepția constituind-o poate “fascinația” pentru “migrația creierelor”. Nu este vorba despre o teorie în sine a migrației, migrația este numai unul dintre mecanismele care contribuie la înt ărirea/perpetuarea ordinii capitaliste. Termenul – în engleză “brain drain” – “se referă la migrația selectivă a personelor talentate și educate din națiunile sărace către cele bogate” (Massey și alții., 1998: 36). Teoria joacă un rol important în evoluția gândirii despre migrație, impunând în primul rând o schimbare de perspectivă dezvoltat ă ulterior de teoria sistemului mondial, prin importanța acordată aspectelor de ordin macrostructural în apariția și dezvoltarea fluxurilor, devenintă pentru moment alternativă și în timp complement al abordărilor psihologizante, cu accent pe factori individuali derivate din economia neoclasică.
În tradiția istorico-structurală, spre sfârșitul anilor 70, începutul anilor ’80, teoria sistemului mondial dezvoltă ideea de ordine la nivel global enunț ată anterior de teoria dependenței. Exponentul cel mai cunoscut al curentului, Immanuel Wallerstein, încearcă o analiză cuprinzătoare (începând cu secolul al XVI- lea) a apariției a ceea ce numeș te “sistem mondial” și a încorporării treptate a statelor în noua ordine, postulând existența a trei zone concentrice: centrul (puterile dominante), semi-periferie, periferie (cărora li se adaugă zonele externe, ca pă rți izolate, externe sistemului mondial la un moment dat în timp), cu referire la roluri distincte în diviziunea internaț ională a muncii. Rolul, dependenț a (gradul de dependență) și gradul de dezvoltare sunt concepte cheie ale teoriei sistemului mondial. Dacă rolul face referire la structura relațiilor respectivei țări cu restul lumii și la diviziunea internațională a muncii, dependența se referă la vulnerabilitatea ei la fluctuațiile în sistem, și ambele, se presupune, au efecte asupra performanței economice.
Teoria sistemului mondial nu este nici ea în sine o teorie despre migrație, însă asumpțiile pe care le furnizează au fost utilizate și dezvoltate în explicarea noilor forme internaționale ale fenomenului de după 1960 (în special după declanșarea recesiunii economice și evidența eșecului programelor de tip “guest worker”). Caracterul eterogen al construcției teoretice cu același nume în migrație și lipsa de integrare a elementelor din explicație sunt evidente, cel puțin în stadiul actual. Ideea de bază de la care se pornește este cea a dominației țărilor din centrul dezvoltat al lumii capitaliste, care încearcă să-și întărească poziția prin penetrarea zonelor subdezvoltate în căutarea de materii prime, forță de muncă ieftină, noi piețe de desfacere. Din punct de vedere al migrației,
principalul efect este apariția unei categorii de indivizi desprinși din comunitatea tradiț ională („uprooted” termenul în engleză ) care migrează în c ăutarea unui vieți mai bune fie către aria urbană (sau în primă fază că tre aria urbană) și ulterior (o parte) către țările din centrul economiei mondiale. Factorii care conduc la apariția acestei categorii sunt multiplii: modernizarea agriculturii, cu efectul implicit al reducerii necesarului de forță de muncă și crearea unui surplus în mediul rural; extragerea materiilor prime necesitând forță de muncă autohtonă în mare parte formată din foști țărani pe care îi scoate din mediul tradițional; unitățile de producț ie ale firmelor străine (eventual corporații internaționale) oferind salarii mici, folosind forță de muncă feminină de obicei pentru perioade scurte de timp.
Migrația internațională este facilitată de legăturile materiale (dezvoltarea transportului și telecomunicațiilor) pe care țările de la originea fluxului de capital (centrul) sunt interesate/forțate să le dezvolte pentru a-și derula investițiile. Legăturile materiale care susțin deplasarea propriu-zisă sunt dublate de răspândirea, prin diverse mijloace (mass media având un rol major), a valorilor și informației despre stilul de viață occidental, creând aspirații greu de împlinit în spațiul țărilor periferice. Mai mult, legăturile ideologice existente în cazul fostelor colonii cu puterile din centru socializează indivizii într-un mediu familiar cu cultura, limba (în unele cazuri) etc. acestora din urmă, stimulând deplasarea către centru. Legăturile
militare create în urma staționării trupelor puterilor din centru în diverse țări sunt un alt factor care la nivel global este responsabil pentru dezvoltarea unor fluxurilor de migrație.
Teoria sistemul modern are o contribuție însemnată la dezvoltarea cercetării în domeniul migrației internaționale. Numă rul studiilor urmând asumpțiile sale este probabil argumentul cel mai simplu și suficient. Unul dintre meritele sale în contextul în care a apărut și s-a extins este de a pune o dată în plus în evidență, probabil mai convingător sau poate mai incitant decât teoria pieței forței de muncă duale spre exemplu, factorii de natură structurală implicaț i în apariția și dezvoltarea fluxurilor migrației internaționale, de această dată considerați la scară globală.
Rolul jucat de factorii invocaț i de sistemul mondial în migrație este indiscutabil, dar invocarea lor pare mai degrabă a descrie realitatea lumii contemporane în măsura în care posibilitatea de a explica ratele diferențiate de migrație (la nivelul țării de origine) este redusă la elemente strict particulare (de genul legături coloniale, staționarea trupelor armate ale puterilor din centru, flux intens de investiție de capital economic). Practic teoria las ă neacoperită o secvență importantă a procesului de migrație, pentru că ră spunsul său la întrebarea „De ce?” se limitează la lămurirea mecanismelor care conduc la apariția unei categorii de indivizi cu o probabilă propensiune pentru migrație.
Abordări din perspectiva rețelelor de migranți
Rețelele de migranți reprezintă una dintre temele predilecte ale literaturii dedicată migrației internaționale contemporane (și nu numai internaționale). În 2000, într-o discuție asupra teoriilor utilizate în migrație, Arango nota: “Puține lucruri, dacă există unele, sunt așa de caracteristice modului contemporan de abordare al migrației ca atenția centrală acordată rețelelor de migrație…” 8. Deși de actualitate, tema rețelelor nu este nouă, dimpotrivă, ar putea fi considerată alături de privilegiatele aspecte economice, una
8 Arango, 2000: 291
dintre constantele cercetării migrației. Creșterea interesului pentru rețelele de migranți începe să se manifeste în anii ’60 –’70, în dezbaterea legată de efectele migrației rural – urban la nivel individual. Împotriva perspectivei indivizilor atomizați și rupți din mediul de origine se adună evidența empirică a rețelelor de rudenie, a celor bazate pe originea comunitară comună care integrează migranții în noul mediu, menținându-i în conexiune funcțională cu cel vechi 9. În migrația internațională interesul pentru rețelele de migranți se impune, în ultimul sfert al secolului trecut, o dată cu rețelele de migranți desemnează o realitate pentru care nu există un termen consacrat în literatură; se folosesc “rețele de migrație” (Arango, Gurak și Caces) “rețele de imigranți” (Boyd), “rețele personale”, “rețele sociale” etc. În unele cazuri sub această denumire sunt incluse și aspectele instituționale ale fluxurilor (recrutatorii, traficanții, agenții de turism) (Boyd, 1996: 297). Variata pentru care am optat este cea utilizată de Massey și alții. (“rețele de migranți”) pentru a desemna “seturi de relații interpersonale care conectează (leagă) migranți, foști migranți și nonmigranți în aria de origine și destinație prin legături de rudenie, prietenie și origine comunitară comună” (Massey și alții, 1992: 42).
Majoritatea încercărilor teoretice din “mozaicul contemporan”, ca să folosim termenii lui Arango, încorporează elemente referitoare la rețelele de migranți în explicație, evident din perspective diferite, făcând dificilă delimitarea unei direcții distincte sub termenul de “rețele de migranți”. Ceea ce încearcă rețelele de migranți ca perspectivă teoretică este tocmai integrarea elementelor disparate într-o construcție unitară, bazată pe centralitate rețelelor în explicaț ie și pe evidențierea caracterului dinamic ș i cumulativ al migrației. Imaginea propusă este una a spațiilor interconectate: spațiul de origine (cel mai adesea considerat în forma comunității) ș i spațiul de destinație (privilegiat abordat în forma comunității etnice de imigranți). Relațiile sociale și simbolice stabilesc legăturile, furnizând potențialilor migranți/migranților acces la informație, sprijin în găsirea aranjamentelor celor mai sigure și ieftine de depășire a interdicțiilor de intrare în spațiul țării de destinație, sprijin în găsirea unui loc de muncă și a unei locuințe și eventual mijloace de trai pentru o perioadă de început a căutărilor, suport emoțional și social. Rețelele de migranți ajunse la maturitate sporesc accesibilitatea migrației ca strategie (din punct de vedere al resurselor pe care le antrenează, la nivel individual sau al gospodăriei), diminuând selectivitatea fenomenului. Orice eveniment de migrație, prin includerea unui nou individ în rețea, crește probabilitatea de apariție în viitor a unui nou eveniment asemănă tor, lărgind cercul celor care au acces la resursele rețelei și sporindu-i-le în același timp. Perspectiva este așadar una dinamic ă, procesul evoluând către un moment al dezvoltării sale independent de factorii care l- au declanșat, practic auto-susținându-se6. Preocuparea pentru rețelele de migranți tinde să evolueze pe de o parte spre dezvoltarea independentă a unor direcții (deocamdată) de analiză pornind de la aspecte particulare puse în evidență anterior (cum este cazul abordării instituționale) iar pe de altă parte către încercarea de sistematizare a acumulărilor în abordări mai generale (cazul teoriei capitalului social).
Abordarea instituțională
9 Gurak, Caces, 1992: 167 – 168
Orientarea teoretică prezentată sub această denumire este încă în faza sa de început, mai degrabă rezultatul unei încercări de sistematizare a cadrului conceptual în domeniul migrației decât o teorie impusă prin sine însăș i. Incluse până în prezent cu precădere în efortul pentru consolidarea altor linii teoretice (în special rețele de migranți), abordarea se centrează pe studiul instituțiilor care apar și se dezvoltă în cadrul și exclusiv ca rezultat al fluxurilor de migrație.
Există puncte de vedere care susțin chiar schimbări la nivelul motivației individuale în forma absolută a migrației ca și comportament de imitație: “Mulți migranți se deplasează pentru alții cu care ei sunt în legă tur ă (connected în original) cu cei care au migrat anterior” (Arango, 2000: 291) 7 Poate fi vorba de indivizi, firme, instituț ii ale statului care intervin în migrație, indiferent de caracterul legal sau ilegal al activității lor.
Indivizi care doresc să emigreze și restricțiile de intrare/munc ă/ședere/legalizarea situației din cele mai multe dintre țările dezvoltate, înlesnesc intrarea, transportul, găsirea unui loc de muncă, locuințe, facilitează obținerea actelor etc. în țara de destinație, (Massey și alții, 1998: 44) și organizațiile voluntare care asigură imigranților suport, militând pentru drepturile acestora sau chiar furnizând ajutor material, juridic etc. Ideea centrală a abordării este că dezvoltarea laturi instituționale a unui flux combinată cu existența rețelelor de migranți conferă independență procesului în raport cu mediul în care se desfășoară, constituind elementele fundamentale pe care se bazează caracteristica sa de autosusținere.
Abordarea din perspectiva capitalului social
Pentru prima oară în 1987, într-o analiză a migra ției mexicane în SUA, Douglas Massey și colegii săi vorbesc despre rețelele de migranți în termeni de capital social (ca formă de capital social) (Massey și alții, 1987: 170), deschizând o nouă linie teoretică, prin plasarea rețelelor în cadrul conceptual mai larg al teoriei capitalului social în sociologie. Perspectiva este una dinamică, preocupată de “formarea capitalului social prin expasiunea rețelelor” 10, abordând tema creșterii beneficiilor migrației internaționale în momentul de dezvoltare a rețelelor ca rezultat al reducerii costurilor și riscurilor asociate. Pe măsură ce rețeaua conexiunilor interpersonale este extinsă și elaborată, acest capital social este în măsură crescândă disponibil viitorilor migranți peste tot în comunitatea de origine, progresiv reducând costurile financiare și “fizice” ale migrației în SUA.” fenomenului (fie în cazul aceluiași individ, fie în cazul potențialilor migranți).
Practic teoria capitalului abordează o tematică veche (cea a rețelelor) într- o nouă perspectivă, beneficiile sale anticipate reprezentând însă mai degrabă o sarcină pentru viitor. Etapa de căutări în care se află abordarea este sugerată de încercările ezitante de a integra, pe lângă tema rețelelor și instituțiile migrației (prezentată anterior). Deși în 1993 Massey și colegii săi vorbeau despre teoria rețelelor și teoria instituțională 11, în 1998 aceeași autori plasează cele două abordări în cadrul teoriei capitalului social cu singurul argument că „În timp, indivizii, firmele și organizațiile devin bine cunoscute imigranților și instituțional stabile, constituind o altă formă de capital social pe care migranții se pot baza pentru a obține (câștiga) accesul la piețele străine de forță de muncă”.
Massey, Espinosa, 1999: 109
Massey și alții. 1993
Preocupările pentru rețelele de migranți par să fi fost în primul rând legate de identificarea funcțiilor pe care le joacă în cadrul procesului de migrație. Indiferent de abordare sunt puține informațiile, generalizările sau construcțiile teoretice care fac referire la rețeaua de migranți în sine. Definițiile utilizate sunt în multe dintre cazuri atât de generale (inclusiv definiția pe care o utilizez) încât la limită nu se poate defini în mod adecvat „obiectul” de cercetare. Există o categorie extinsă de întrebări c ărora cercetarea în domeniu nu le poate încă răspunde: cum apare o astfel de rețea, cum evoluează, care sunt stadiile prin care trece, cum se ajunge la încetarea migrației etc. Dinamica reț elelor de migranț i este un subiect asupra căruia prea puțin studiile de până acum par să fi insistat. În ciuda faptului că cele două probleme sunt constant menționate 12 ele rămân încă în „aria care cere investigații viitoare”.
Fiecare act de migrație alterează contextul social în care deciziile viitoare (subsecvente) sunt luate, într-un mod tipic ce face deplasările adiționale mai probabile” (Massey și alții, 1993:451). Este vorba așadar de o perspectivă dinamică, ce plasează migrația în categoria proceselor care se auto-susțin, perpetuându-se prin/și prin mecanismele cărora le dau naștere migrației.
2.2 Implicații ale migrației asupra dezvoltării umane
Tendința migrației de creștere din ultimii ani, indiferent de formă și cauze reprezintă o pierdere semnificativă din perspectiva dezvoltării umane. Este foarte adevă rat că necunoașterea dimensiunii reale a fenomenului migratoriu, în special din cauza lipsei estimă rilor cu privire la trăsăturile și dimensiunile migrației ilegale și a celei circulatorii, nu ne permit o evaluare corectă a pierderilor de capital uman și social. Necunoașterea contribuției potențiale a celor care au migrat la dezvoltarea economică a țării și realizările acestora din perspectiva locului de muncă, a educației și a familiei, face dificilă evaluarea pierderilor de capital uman.
Cu toate acestea se pot face anumite estimări generale. Astfel,pornind de la faptul că cei care emigrează sunt preponderent tineri (18-40 ani) și dominant de sex feminin, cel mai important impact se va remarca asupra ratei fertilității și putem afirma că migrația afectează în cea mai mare măsură potențialul de creștere demografică al țării.
De asemenea, deși are un impact favorabil asupra reducerii ratei șomajului, tinerii și femeile fiind categoriile cele mai afectate de ș omaj, emigra ția are efecte negative asupra echilibrului pieței muncii pentru anumite ocupații (în special construcții și servicii). Pe de altă parte, statutul de lucrător fără forme legale în țările de destinație are implicații asupra prezervă rii stării de educație, asupra erodării calificării prin acceptarea unor posturi cu calificări sub nivelul pregătirii, imposibilitatea urmării de cursuri de calificare etc. Aceste aspecte se constituie în pierderi potențiale de capital uman.
Din perspectiva familiei care rămâne în țară, transferurile în bani de la emigrant pot constitui forme de creștere a capitalului lor uman dacă banii se cheltuiesc pentru educația copiilor sau îmbunăt ățirea stării de sănă tate a membrilor familiei. Subiectul transmiterii de sume de bani de la non-rezidenți la rezidenți, numite remitențe sunt subiectul unor serioase preocupări în literatura de specialitate. Din păcate lipsa informațiilor este cea care limitează unele evaluări mai profunde. Un fapt este constatat și
12 M. Boyd, Gurak și Fei, Arango, Massey și alții
anume că volumul lor la nivelul țărilor în curs de dezvoltare depășea, în 2005, 167 miliarde dolari SUA 13. În România principala sursă de informații privind remitențele este contul curent al balanței de plăți care înregistrează doar transferurile oficiale ale lucrătorilor, ceea ce se poate aproxima la circa 60% 14 din totalul sumelor trimise de lucrătorii români din străinătate. Ca urmare a cre șterii costurilor transferurile pe căi oficiale a banilor, volumul transferurilor neoficiale este important ca volum, un număr semnificativ de lucrători preferând această modalitate 15.
Este limpede că migrația are un rol important în transformările sociale contemporane. Este atât un rezultat al schimbărilor globale, cât și un impuls pentru viitoarele schimbări în statele de origine, dar și în cele primitoare.
Bernd Schulte (1998) arăta că migrația are în primul rând un impact direct la nivel economic, dar afectează și domeniul muncii și cel social, sistemul de protecț ie socială, cultura și politicile naționale, relațiile internaționale, conducând inevitabil la o mai mare diversitate etnoculturală în toate statele.
În literatură se consideră că migrația forței de muncă are efecte pozitive, echilibrând avantajele (Golinowska, 2002). Pe de o parte, în țara de origine rata ș omajului scade ș i salariile cresc, migrarea forței de muncă reducând dezechilibrele de pe piața muncii. În același timp, apar noi factori de creștere economică: transferul veniturilor migranților și calificările îmbunătățite ale lucrătorilor care se întorc. Pe de altă parte, în țara de destinație, rezerva de resurse umane crește, ceea ce duce la încetinirea creșterii salariilor și la creșterea de capital. După teoria clasică , procesul de migrație încetează atunci când pl ățile pentru muncă sunt egale în ambele țări. De aceea, migrația este un proces pozitiv pentru ambele părți.
În Uniunea Europeană, libera circulație a lucrătorilor a fost unul dintre primele drepturi recunoscute cetățenilor de către legislația comunitar ă. Uniunea Europeană s-a fundamentat pe o filosofie a liberei circulații a cetățenilor. Însă, statele membre ale Uniunii Europene s-au confruntat cu situații specifice în ceea ce privește migrația, adoptând poziții și politici diferite referitoare la fenomenul migraționist.
O mobilitate ridicată determină creșterea oportunităților lucrătorilor de a găsi un loc de muncă și ale angajatorilor de a găsi persoane cu un nivel corespunzător al aptitudinilor, impulsionându-se astfel ocuparea forței de muncă și creșterea economică. În cadrul comunitar, libera circulație a lucrătorilor are ca scop principal deschiderea pieței europene a for ței de muncă tuturor lucrătorilor din UE, contribuind astfel la obiectivul general vizând pacea și prosperitatea și completând piața internă a mărfurilor, serviciilor și capitalului.
Ca urmare, în Uniunea Europeană, stabilirea unei politici comune privind migrația rămâne un obiectiv ambițios. Este foarte probabil, însă, ca declinul demografic din Uniunea Europeană , ale cărui consecințe se vor agrava în viitor, să modifice atitudinea cu privire la migrație din statele membre. Legătura dintre schimbările demografice și politicile privind migrația va reprezenta o problematică importantă în viitorul apropiat. Migrația economică are un rol important pentru acoperirea nevoilor pieț ei muncii europene. În plus, regiunile dezvoltate din lume concurează în atragerea de imigranți pentru a-și acoperi nevoile economice. Din aceste motive, este nevoie de o politică
Raportul Dezvoltării Umane, România 2007, cap. 66.2, pag. 109
estimările Băncii Naționale a României
aprecieri din Raportul Dezvoltării Umane, România 2007, cap. 6.2, pag 110
privind migrația economică în Uniunea Europeană. O gestionare comună a migrației economice și armonizarea politicilor privind migraț ia ale statelor membre reprezintă una dintre cele mai importante provocări ale migrației în Uniunea Europeană.
Primul Raport anual al Comisiei Europene privind migrația ș i integrarea imigranților la nivelul Uniunii Europene, prezentat în 2004, arăta că au crescut preocupările autorităților din statele membre atât pentru drepturile civice ș i politice ale imigranților, cât și pentru recunoașterea și echivalarea diplomelor și calificărilor imigranț ilor, îmbunătățirea situației locative a acestora, precum și pentru combaterea oricăror forme de discriminare și rasism, fenomene care îi afectează cu predilecție.
În practică, migrația forței de munc ă are atât efecte pozitive, cât și negative, de natură economică, socială sau culturală, pentru toți cei implicați. Pentru țările de destinație, influxul de forță de muncă străină este benefic pentru susținerea activităților economice pe care piața internă a muncii nu le poate acoperi, fie din cauza lipsei de personal calificat în acele domenii, fie din lipsa interesului forț ei de muncă autohtone pentru acele sectoare de activitate. De asemenea, oferta mult mai diversificată în ceea ce privește califică rile și aptitudinile permite angajatorilor să găsească cele mai potrivite persoane pentru diverse activități economice. De multe ori, statele membre facilitează accesul pe piețele naționale ale muncii pentru persoanele care au calificări înalte, cu influențe pozitive asupra eficienței economice, creșterii veniturilor din anumite activități economice și asupra creșterii economice în general. Surplusul de forță de muncă nu determină doar creșterea și întinerirea ofertei pe piața muncii, ci și creșterea consumului, deci și a ofertei generale, rezultând creșterea PIB și, ca o consecință, îmbunătățirea nivelului de trai.
Șase factori cu acțiune la nivele combinate (individual/ familie/ gospodărie/ comunitate/ regiune de origine/ destinație (stat mai degrabă) sunt responsabili în viziunea lui Massey pentru caracterul cumulativ al migrației internaționale: distribuț ia veniturilor gospodăriei la nivel de comunitate sau deprivarea relativă în termenii lui Arango, distribuția pământului și modul de organizare agrar (la nivelul comunității de origine), cultura migrației (comunitate de origine), distribuția regională a capitalului uman (regiune de origine), etichetarea socială (destinație), cărora li se adaugă rețelele de migranți și instituțiile specifice migrației.
Caracterul eterogen al cauzalit ății cumulative ca abordare teoretică, devine explicit după menționarea mecanismelor de auto susținere a migrației: deprivarea relativă ca factor stimulator de migrație este unul dintre elementele la care recurge noua economie a migrației în explicație etichetarea socială a muncii prin definirea unor slujbe ca rezervate imigranților este un element specific teoriei pieței forței de muncă segmentate, rețelele de migranți și elementele instituționalizate.
În principiu, gusturile și motivațiile migranților suferă schimbări în urma experienței în țările industriale dezvoltate. Indivizii capătă “obișnuința” unui stil de viață, incluzând consumul care sunt greu de susținut în ț ara de origine la întoarcere, crescând astfel probabilitatea unei re-întoarceri în spațiul de destinaț ie anterior. În acest sens, este limpede că nu sporește probabilitatea de migrație a altor indivizi ci pe cea a celor cu experiență de migrație. În cadrul noii economii a migrației explicația ar putea fi considerată ca strategie permanentizată de reducere a riscurilor asupra veniturilor gospodăriei în condițiile în care situația economică la destinație nu se îmbunătățește într-atât încât să se obțină venituri comparabile cu cele din străinătate.
Influența migrației asupra culturii este nu numai posibilă, dar ș i probabilă, dar dacă luăm în considerare gradul de stabilitate al valorilor apare în primul rând întrebarea, pentru ce cazuri ar putea fi valabilă o asemenea explicație? Care sunt valorile asociate migrației și care este relația între impunerea lor și creșterea migrației la nivel comunitar sunt încă întrebări de răspuns pentru cauzalitatea cumulativă . Revenind la ceilalți doi factori specifici, distribuția pământului și modul de producție agrar, prima remarcă, de altfel una generală pentru noile abordă ri teoretice ale migrației, este postularea migrației ca fenomen/proces care leagă exclusiv țările lumii a treia și țările cele mai dezvoltate ale lumii și, mai particular, aria rurală a lumii a treia de lumea dezvoltată. Considerarea distribuției pământului ca și a modului de producție agrar ca factori cheie în explicația migrației înseamnă că agricultura ș i proprietatea asupra pământului sunt elemente definitorii pentru situația de plecare a viitorului migrant/familiei – gospodăriei sale. Modalitatea de distribuție a pă mântului face trimitere la studiile despre efectele migrației, care au pus în evidență în mod constant tendința migranților de revenire sau a familiilor/gospodăriilor care includ migranți spre achiziționarea pământului și scoaterea lui din circuitul agricol (resursele venite din străinătate sub forma banilor nefăcând necesară întoarcerea la ocupațiile din agricultură, pământul fiind achiziționat în special pentru valoarea sa de a conferi prestigiu social). La nivel comunitar, susține cauzalitatea cumulativă, scoaterea din ce în ce mai multor terenuri din circuitul productiv reduce numărul locurilor de muncă disponibile și implicit constituie un impuls pentru adoptarea migrației ca strategie de supraviețuire. Pe de altă parte, aceeași orientare, susține recursul familiilor/gospodăriilor de migranți la tehnologie avansată în domeniu și implicit reducerea necesarului de forța de muncă (modificare modului de producție agricol).
Factorul capital uman considerat la nivel regional în ț ara de destinație, este poate punctul cel mai slab al abordării. Deși una dintre asumpț iile de bază a teoriei capitalului social (pe care o include de altfel) este cea a reducerii costurilor și riscurilor asociate migraț iei și implicit reducerea selectivității, cauzalitatea cumulativă postulează cercul vicios al pierderii suferite de țara (în cazul de față regiunea) de origine prin migra ție în termeni de capital uman, argumentând că cei care migrează sunt în cei “relativ bine educați, calificați, productivi și puternic motivați” crescând productivitatea în aria de destinație, micșorând-o în același timp la origine. “de-a lungul timpului, deci, acumularea capitalului uman consolidează creșterea economică în aria de destinație în timp ce epuizarea sa simultană în aria de origine îi exacerbează stagnarea, astfel intensificând condițiile pentru (producerea) migrației” (Massey și alții,1993: 453).
2.3 Conținutul și factorii determinanți ai migrației
Mișcarea migratorie a populației nu are caracter întamplător, ea este afectată de transformările sociale, economice, politice și ecologice din țară, din diferite regiuni ale țării, precum și de cele din alte țări. Migrația nu afectează în același mod și în aceeași măsură toate sectoarele populației, ci în mod obișnuit, cuprinde în special populația adultă (mai puțin persoanele aflate în grupele de vârstă extreme – copiii și bătrânii), populația masculină etc.
Mișcarea migratorie a populației nu are caracter întamplător, ea este afectată de transformările sociale, economice, politice și ecologice din țară, din diferite regiuni ale
țării, precum și de cele din alte țări. Migrația nu afectează în același mod și în aceeași măsură toate sectoarele populației, ci în mod obișnuit, cuprinde în special populația adultă (mai puțin persoanele aflate în grupele de vârstă extreme – copiii și bătrânii), populația masculină etc.
Fenomenele migratorii pot determina mutații și în structura populatiei pe sexe, grupe de vârstă, medii de proveniență, ocupație, nivel de pregătire (instruire) etc. Un stimul major pentru migrația internă și externă îl constituie dezechilibrul dintre și în interiorul sectoarelor unei economii naționale, dintre și în interiorul regiunilor și țărilor, direcția dominantă fiind dată de proiectele de creare a locurilor de muncă. În acest caz, migrația poate avea un rol de reechilibrare a numărului și structurii demografice între zone și localități, un rol de relansare a competitivității, un rol de feedback (reglare). Astfel fenomenul migratoriu are următoarele caracteristici:
Migrația este afectată de transformările profunde sociale, economice și politice din țară, din diferite regiuni ale țării și din alte țări, de extinderea urbanizării și de accentuarea degradării mediului;
În timp ce motivațiile de bază ale migrației – căutarea unor mai bune oportunități
sociale și economice, fuga de persecuț ie, r ăzboi civil, dezastre naturale și dezechilibre ecologice – rămân constante, apar schimbări semnificative în direcția, volumul și compoziția migrației;
În multe țări subdezvoltate și în curs de dezvoltare, penuria de forțe de muncă calificată este agravată de emigrația persoanelor calificate către țări mai dezvoltate; tendința se manifestă și în regiuni ale țării mai puțin dezvoltate;
Evenimentele structurale ce rezultă din procesele social-economice istorice influențează mobilitatea internă (permanentă sau temporară pe termen mediu și scurt) și mobilitatea internațională (permanentă, temporară, ilegală și de refugiați);
Factorii ce influențează dinamica migrației se pot grupa în: factori demografici, factori economici, factori social-culturali, factori politici și factori ecologici (vezi fig. 2.1); printre cei mai importanți factori sunt:
structura și creșterea demografică, gradul de urbanizare precum și capacitatea de absorbție a forței de muncă calificată;
efectul programului de ajustare economică:
înghețarea necesarului de forță de muncă în sectorul public + o bază economică restrânsă + un sector privat slab dezvoltat duc la intensificarea șomajului în mediul urban;
încercarea de a face sectorul privat atractiv pentru investitori (adese ori străini), prin reducerea costurilor de producție, duce la scăderea necesarului de forță de muncă și, astfel, cei care s-au refugiat din sectorul public în sectorul privat trec în șomaj;
în contextul fragilității politice și instabilității guvernării, mediul socio-economic stresat + declinul venitului real + lipsa oportunităților de angajare se conturează într-un viitor economic neclar (sumbru) și determină exodul forței de muncă (în special calificate);
scăderea semnificativă a salariilor profesioniștilor (în termeni reali), ca urmare a devalorizării monedei naționale;
Program de ajustare structurală mondială
Variabile de intervenție
factorii socio-culturali se manifestă la nivel micro (familie), precum și în context macro: variabile de modernizare (educație, urbanizare, tehnologii de comunicații moderne, tehnologii medicale moderne), etnicitate, cultură, religie;
structura politică, existența unui regim represiv, instabilitatea politică determină accentuarea migrației și chiar migrația ilegală.
Variabile independente Efect
1.Variabile demografice:
Numărul populației
– Rata creșterii populației
Structura populației pe vârste
Structura populației pe medii
2. Variabile economice:
PIB real
PIB real/locuitor
Venituri și distribuția acestora
Ajustări structurale
Variabile socio-culturale: (context socio-cultural)
4. Variabile politice: (sistem politic)
Democratizarea societății
– Drepturile omului
Libertăți politice
În concluzie, putem spune că:
M
I
G
R
A
Ț
I
E
variabilele independente, variabilele de intervenție, modelul așteptărilor individuale determină presiunea migratorie, adică numărul persoanelor ce consideră migrația o opțiune viabilă (se pot include migranții potențiali și persoanele ce ar dori să migreze dar nu au mijloacele necesare);
un stimul major pentru migrația internă și externă îl constituie dezechilibrul dintre și în interiorul sectoarelor unei economii naționale, dintre și în interiorul regiunilor și țărilor;
migrația are loc ca răspuns la diferențele dintre regiunile unei țări, sau dintre țări, direcția dominantă fiind dictată de proiectele generatoare de locuri de muncă; în
altă manieră acest lucru semnifică inegalități în venituri și în condiții de viață între regiuni/țări;
factorii politici și social-culturali sunt mai greu de cuantificat; factorii economici și sociali împing emigranții către condiții mai bune.
Formele mobilității populației și a forței de muncă. Funcțiile migrației.
Mobilitatea populației se poate realiza în plan teritorial sau în plan profesional.
Mobilitatea geografică, teritorială, numită ș i migrație, este efectuată fie sub forma schimbării domiciliului, a apropierii acestuia de locul de muncă (migrație), fie prin menținerea domiciliului și deplasarea la locul de muncă (pendulatorie sau navetism) . În funcție de mediul în care sunt situate localitățile, mobilitatea teritorial ă poate fi: interrurală, interurbană, sau între urban și rural; în fiecare din aceste cazuri, ea se poate desfășura în două sensuri: de sosire ș i de plecare. În funcție de durata ș i de natura deplasărilor, există migrații definitive, (cu schimbarea totală sau parțială a reședinței), sau migrații temporare, (în cazul cărora domiciliul stabil al persoanei rămâne neschimbat). Schimbarea temporară a domiciliului pe o perioadă mai îndelungată de timp, fă cută cu aprobarea organelor administrative alcătuiește mișcarea migratorie flotantă. Mișcarea temporară, la rândul ei, poate îmbrăca următoarele forme: de migrație zilnică (mișcarea pendulatorie a populației sau navetism), care presupune deplasarea popula ției dintr-o localitate în alta, întrucât localitatea în care se află domiciliul stabil și cea în care se află locul de muncă sunt diferite; de migraț ie sezonieră, care afectează îndeosebi populația și forța de muncă din agricultură; de migrație de week-end sau migrații turistice, care se produc în diferite direcții.
Mobilitatea profesională este datorată apariției noilor tehnologii, a noilor descoperiri ale științei și tehnicii în diferite domenii, într-un cuvânt – progresului tehnic. Ea presupune schimbarea ocupației, prin trecerea de la o firmă la alta, schimbarea activității economice, schimbarea profesiei, a categoriei socio – profesionale, inclusiv avansări, promovări etc.
Funcțiile mobilității sunt în strânsă legătură cu forța de muncă, câteva dintre ele fiind: func ția de asigurare a echilibrului între numărul, structura și repartiția teritorială a forței de muncă, pe de o parte, și numărul, structura profesională și repartizarea teritorială a ofertei de locuri de muncă, pe de altă parte; funcția de asigurare a ocupării, derivată din cea prezentată anterior, și care se explică prin aceea că orice restructurare intervenită în sistemul productiv implică, de regulă, disponibilizarea unei părți a forței de muncă care devine, astfel, șomeră; funcț ia de folosire eficientă a forței de muncă, adică de corelare a dimensiunilor forței de muncă în raport cu dimensiunile sistemului productiv, asigurând, pe lângă buna ocupare, și folosirea eficientă a forței de muncă; funcția demografică, prin care se are în vedere faptul că prin deplasarea forței de muncă din zonele / localitățile cu surplus de forță de muncă spre cele cu deficit se asigură nu numai ocuparea integrală și utilizarea eficientă a forței de muncă, dar și îmbunătățirea structurii pe vârste (întinerirea populației, creșterea sporului natural).
2.5 Fluxurile de migratie externa si dezechilibrele pe piata muncii din Romania
În dezbaterile recente pe tema migrației internaționale, atât reprezentanții guvernamentali cât și cei ai sectorului privat au recunoscut necesitatea unei piețe globale a muncii eficace, ținând seama că proiecțiile privind dezechilibrele între cererea și oferta de forță de muncă pentru anii ce urmează indică o intensificare a acestora, pe fondul îmbătrânirii demografice ș i declinului populației în țările dezvoltate, în paralel cu creșterea acesteia în țările în curs de dezvoltare. Totodată, se așteapt ă perpetuarea disparităților în privința nivelului salariilor și oportunităților de a găsi un loc de muncă între și în cadrul țărilor dezvoltate și al celor în curs de dezvoltare, ceea ce va genera noi resorturi pentru mobilitate și migrație (Appave and Cholewinski, 2007).
Raportul OECD pe anul 2007 cu privire la migrația internațională evidențiază faptul că în anul 2005 grupul celor mai importante țări-sursă a rămas relativ stabil, având proximitatea geografic ă drept un factor determinant major în alegerea țării de destinație atât în Europa cât și în afara sa.
Totuși, în Europa se remarcă o schimbare evidentă în privința țărilor de origine, pe fondul intensificării fluxurilor migratorii dinspre țările din Estul Europei devenite membre ale Uniunii Europene 16.
Inc ă din anul 2005 Polonia și România (la acea dată având statutul de țară candidată) au devenit de departe primele două țări de origine, în condițiile în care se aflau între primele zece chiar din anul 2000 (Tabelul 2. 1).
Tabelul 2.1. Primele zece țări de origine ale fluxurilor migratorii către țări ale OECD în anii 2000 și 2005
Sursa : International Migration Outlook, OECD, 2007, p.38
16 Vezi “Regional aspects of international migration towards OECD countries” în cadrul Raportului OECD 2007 – International Migration Outlook, p. 38-39
40
Pentru cetățenii polonezi principalele destinații au fost Regatul Unit, Germania, Italia, Irlanda ș i Austria¸ în timp ce, în cazul României, Spania, Italia și Germania au atras circa 90% din emigranți.
Trebuie menționată de asemenea situarea în rândul primelor zece țări a Regatului Unit, Ucrainei ș i Federației Ruse. In cazul Regatului Unit, o mare parte a fluxurilor migratorii au ca destinație Spania, cei ce se îndreaptă către această țară fiind în primul rând pensionarii. Ucraina și Federaț ia Rusă reprezintă surse importante ale migrației către Republica Cehă, Germania, Italia și Spania.
In afara Europei, emigranții din Asia ocupă o poziție dominantă , cu o creștere semnificativă a celor provenind din India și China. Un aspect deosebit de interesant este tendința de creștere a nivelului de instruire în rândul migranților tineri din aceste țări.
Chiar dacă cele mai importante fluxuri ale migranților chinezi au ca destinație Canada ș i Japonia, nici continentul european nu este ocolit, principala țară de destinație în acest caz fiind Regatul Unit. Pentru cetățenii indieni destinațiile predilecte sunt Australia, Canada și SUA.
Ca o concluzie generală, țările de origine pentru migrația către țările OECD se caracterizează printr-o mare diversitate, sensul și intensitatea fluxurilor migratorii depinzând, între alți factori, de proximitatea geografică și lingvistică precum și de legăturile istorice.
In ceea ce privește Uniunea Europeană, încadrată în contextul general descris mai sus, aceasta își propune promovarea unei politici migraționiste cuprinzătoare, care să ofere o manieră coerentă și eficientă de a răspunde provocărilor și oportunităților pe care le prezintă migrația.
Abordarea cuprinzătoare, multilaterală avută în vedere de UE se referă la toate fazele procesului migraționist, urmă rind să valorifice avantajele pe care le prezintă acesta și, în același timp, să aplice politici și măsuri eficace în ceea ce privește migrația ilegală și traficul de persoane. Ea se bazează pe principii general acceptate, referitoare la subsidiaritate, proporționalitate, solidaritate și respect față de legislația și cadrul economico-social din țările membre (Europa-Rapid Press Release, 2007). De asemenea, are în vedere respectarea drepturilor omului și libertăților fundamentale ale migranților, inclusiv accesul la procedurile în vigoare privind solicitarea azilului.
Din perspectiva descrisă, studiul analizează atât aspectele cantitative ale migrației cât și aspectele sale calitative, cu accent pe schimbările, transformările apărute în cazul României și rezultate din noul său statut, de țară membră a UE.
2.6 Politici și legislație în domeniul migrației în Uniunea Europeană
Europa a fost și va continua să fie o zonă geografică cu puternice fluxuri migratorii în diverse direcții, dar ea va reprezenta mai ales o zonă de destinație în viitor. În ultimii 30 de ani politicile europene în domeniul migrației au avut un caracter puternic restrictiv, acestea schimbându-se după 1990 când s-a încercat o deschidere mai mare și un grad mai mare de acceptare a imigranților din țerțe ță ri. Declinul demografic asociat cu declinul de calificări la nivel european va determina o scădere a populației apte de muncă în viitor în Europa. Apare astfel necesitatea găsirii unor soluții pentru a elimina efectele negative ale declinului demografic. În acest context are loc deschiderea Uniunii Europene către lucrătorii migranți din terțe țări. Astfel, imigrația legală este privită în
prezent ca o modalitate de a contrabalansa scăderea populației apte de muncă în Europa. Se consideră însă că o migrație controlată la nivelul spațiului comunitar este mai benefică decât lăsarea politicii migraționiste la latitudinea fiecărui stat membru. În consecință a apărut o politică de imigrație comună la nivel comunitar, care manifestă deschidere față de forța de muncă din terțe țări. Schimbarea de politică în domeniul migrației la nivelul Uniunii Europene este marcată de Comunicarea privind Imigrarea, Integrarea și Munca a Comisiei Europene din iunie 2003.
Concomitent, politicile migraționiste ale UE au avut în vedere patru aspecte legate de gestionarea eficientă a procesului migraționist:
politici pentru reglementarea și controlul fluxurilor migratorii;
politici pentru combaterea migrației și angajării ilegale a lucrătorilor străini;
politici pentru integrarea imigranților;
politici privind cooperarea internațională în domeniul migrației;
Aceste politici sunt reflectate în directivele Uniunii Europene, cât și în strategiile
și programele adoptate în domeniul migrației. Ele au în vedere o abordare coordonată a problemei migrației, atât a celei legale cât și a celei ilegale, în beneficiul țărilor Uniunii Europene, dar și al țărilor furnizoare.
Între principalele programe ale Uniunii Europene, ce au în vedere migrația se numără:
Programul Tampere (1999) ce introduce politica comună în domeniul azilului;
Programul Haga (2005) pentru întărirea libertății, securității și justiției în Uniunea Europeană, urmat de Programul de solidaritate și management al fluxurilor migratorii pentru perioada 2007-2013 (2006).
În ceea ce privește migrația legală, există patru mari domenii ce se au în vedere în
Planul cu privire la migrația legală și integrarea migranților:
măsuri legislative în domeniul migrației forței de muncă;
accesul și schimbul de informații ;
integrarea migranților ;
cooperarea cu țările de origine.
Politici și legislație în domeniul migrației în România
Evoluțiile politicilor, legislației și instituțiilor privind migraț ia în România au fost puternic influențate în ultimii ani de aderarea României la Uniunea Europeană, respectiv de necesitatea asigurării conformității cu legislația comunitară și a existenței unui cadru instituțional administrativ care să permită participarea la politicile UE în domeniul migrației. Astfel, a avut loc armonizarea legislației naționale cu acquis -ul comunitar în domeniul migrației și s-au luat măsuri în vederea îmbună tățirii cadrului instituțional și a coordonării interinstituționale pentru gestionarea migrației legale cât și a celei ilegale.
În plan legislativ, legislația națională existentă a fost modificată și completată, astfel încât în prezent aceasta corespunde în totalitate legislației privind migrația din Uniunea Europeană.
Se poate afirma că în prezent România are un sistem bine pus la punct de strategii, politici, planuri de măsuri pentru administrarea fenomenului migraționist, dar provocarea cea mai mare, reală, apare atunci când acestea trebuie transpuse în practică. În această direcție trebuie asigurat un management modern, performant, care să asigure cea mai bună utilizare a resurselor umane și materiale alocate acestui proces. De aceea în continuare vom prezenta câteva recomandări și propuneri ce vizeaz ă îmbunătățirea politicii și practicii în domeniul migrației în România, pornind de la starea de fapt existentă .
Din punct de vedere legislativ, România a transpus în întregime acquis-ul comunitar în domeniul migrației. Trebuie avut însă în vedere că au loc în prezent schimbări de politici migraționiste la nivel european cu tendința către o mai mare deschidere de atragere de forță de muncă din ter țe țări. Aceste schimbări de politici atrag noi directive ale căror cerințe trebuie transpuse la nivel național. România va trebui să continue alinierea permanentă la politicile și legislația europeană în domeniul migrației, care în prezent cunoaște o dinamică mai puternică.
CAPITOLUL III
CARACTERISTICI ALE FENOMENULUI MIGRATORIU
ÎN ROMÂNIA
România este o țară de emigrație. Datele statistice oficiale privind migrația, deși surprind numai fenomenul migraț iei legale care implică schimbarea domiciliului, arată creșteri semnificative în anul 2008 față de anul 2007 (39%). Sesizăm o evoluție oscilantă, astfel încât după ani cu migrațiune intensă , având valori peste 50 mii persoane, urmaează ani cu migrație moderată, în jurul a 40 mii persoane.
Dinamica lucratorilor mediati de ANOFM pentru munca in strainatate 2005-2008
Figura nr. 3.1 Dinamica lucratorilor mediati de ANOFM pentru munca in strainatate 2005-2008
Sursa: Agentia pentru Ocuparea Forței de Muncă, Buletin statistic lunar
Alături de migranț i legali există și alte categorii: migranț ii ilegali, cei ce muncesc în străinătate pe perioade determinate de timp, fără schimbarea de domiciliu și cei care practică migrația circulatorie.
Migraț ia ilegală, deși neevidențiată statistic are dimensiuni importante fiind apreciat, după opinia autorilor raportului Național al Dezvoltării Umane, România, 2007 la 20-30% peste nivelul migrației legale.
Migrația temporară pentru muncă a devenit importantă pentru România în ultimii ani. Dimensiunile ei nu sunt exact cunoscute, cea mai recentă măsurare fiind realizată de Fundatia pentru o Societate Deschisa (FSD) pentru perioada 1990-2006 17. Conform acestei cercetă ri, mai mult de o treime din gospodăriile din România au cel puțin un membru care a migrat pentru muncă în străinătate între 1990 și 2006.
Pe baza analizei fluxurilor migratorii și structurii acestora, se pot distinge trei perioade/etape ale migrației în România după 1989 18:
1990-1992: etapa în care migrația a avut la baza criteriul etnicității și apartenenței religioase. În această perioadă, etnicii germani și maghiari au migrat către țările
Locuirea temporara în străinătate. Migrația economică a românilor: 1990-2006, Fundația pentru o Societate Deschisă, decembrie 2006.
Sandu, D (coord.) et al., 2006, Locuirea temporară în stră inătate. Migrația economică a românilor: 1990-2006, http://www.osf.ro/ro/publicatii.php?cat=15#.
de origine ale strămoșilor lor. Zone cu concentrare etnică germană și maghiară sunt Transilvania si Banatul;
1993-2000: etapa în care s-a înregistrat, în special în primii ani, migrația definitivă a românilor către țări precum SUA, Canada, Germania, Israel. Treptat, în această perioadaă, fenomenul migrației pentru muncă devine un fenomen de masă;
după 2000: etapa motivației de ordin economic, manifestată prin migrația externă temporară pentru muncă în țări din Europa, în special Italia, Spania, Marea Britanie, etc. În această perioadă, ratele de migrație definitivă au înregistrat valori minime. (Sandu, 2006)
Emigrația a înregistrat un vârf în anul1990 și apoi s-a înscris pe un trend descrescător care a atins minimul între anii 2004-2005 și reîncepe să crească in ultimii ani.
Dinamica emigratiei in Romania 1990-2008
Figura nr. 3.2 Dinamica emigratiei in Romania 1990-2008
În schimb imigrația a avut evoluții fluctuante, trendul general fiind de stabilizare la valorile ultimilor ani.
Dinamica imigrantilor in Romania 1991-2008
Figura nr. 3.3 Dinamica imigrantilor in Romania 1991-2008
În structura pe sexe, emigranții sunt dominant de sex feminin, fapt explicat prin numărul mai mare de femei șomer și inactive, dar și prin tipologia cererii de forță de muncă în țările tradițional de destinație (orientată către agricultură și servicii casnice).
Figura nr. 3.4 Dinamica structurii pe sexe a emigratilor
În schimb, structura pe sexe a imigranților este favorabilă sexului masculin, aspect pe care îl considerăm normal pentru tendința la nivel mondial.
0,0
Figura nr. 3.5 Dinamica structurii pe sexe a imigratiei
Pe grupe de vârstă, cei mai numeroși emigranți fac parte din grupa 26-40 ani. Se remarcă pentru această grupă un trend crescă tor de-a lungul intervalului analizat. Pe locul doi se află grupa de vârstă sub 18 ani, deși în scădere ca tendință în ultimii ani.
Dinamica structurii pe grupe de varsta a emigrantilor
Figura nr. 3.6 Dinamica structurii pe grupe de varsta a emigratilor
Și pentru imigranți, grupa de vârstă dominant ă este cea de 26- 40 ani, dar ponderi însemnate se înregistrează și pentru vârstele de 18-25 ani și 41-50 ani.
46
Figura nr.3.7 Dinamica structurii pe varste a imigratilor
3.1 Dinamica migrației interne și externe în profil regional
Fenomenul schimb ării domiciliului, atât prin migrație internă, cât și internațională este mai accentuat pentru regiunile București-Ilfov, Nord-Est și Sud-Muntenia.
Tabel nr. 3.1: Dinamica schimbărilor de domiciliu la nivel regional
Repartiția emigranților pe regiuni de dezvoltare economică raportat la populația regiunii permite gruparea regiunilor în mai multe grupe și anume: regiuni cu migrație ridicată: Bucure ști-Ilfov, Centru și Vest; regiuni cu migrație moderată: Nord-Vest, Nord-Est și Sud-Est și regiuni cu migrație redusă: Sud-Muntenia, Sud-Vest Oltenia.
Migranti la 1000 locuitori pe regiuni de dezvoltare in 2008
VEST
SUD-VEST OLTENIA
SUD-MUNTENIA
BUCURESTI – ILFOV
SUD-EST
NORD-EST
CENTRU
NORD-VEST
0 0,1 0,2 0,3 0,4 0,5 0,6 0,7 0,8
Figura nr. 3.8 Migranti la 1000 locuitori pe regiuni de dezvoltare in 2008
În schimb, în ceea ce privește imigraț ia raportată la populaț ia totală pe regiuni de dezvoltare se poate observa situația regiunii București-Ilfov cu o rată semnificativ mai mare decât a restului regiunilor și situația regiunilor Sud-Vest și Sud-Est cu valori mai mici ale imigrației la 1000 locuitori.
47
Imigranti la 1000 locuitori pe regiuni in 2008
VEST
SUD-VEST OLTENIA
SUD-MUNTENIA
BUCURESTI – ILFOV
SUD-EST
NORD-EST
CENTRU
NORD-VEST
0 0,5 1 1,5 2 2,5
Figura nr.3.9. Imigrati la 1000 locuitori pe regiuni in 2008
Ca dimensiune a emigrației, anii 1990 ș i 1991 au fost ani de maxim pentru toate regiunile cu excepția regiunii Nord-Est pentru care maximul a fost atins în anul 2006. Dacă luăm în considerare intervalul 2000-2008, situația este mai diversă, maximul de emigrație se constată în anul 2000 pentru regiunile Nord-Vest, București-Ilfov, Sud-Muntenia, Sud-Vest Oltenia și Vest, în timp ce pentru regiunea Centru maximul este atins în 2004, iar pentru Nord-Est și Sud-Est maximul este înregistrat în 2006.
Fenomenul imigrației a cunoscut maxime în anii 2000 și 2001 în 5 din cele 8 regiuni. Pentru Sud-Muntenia, Sud-Vest și Vest abia anul 2008 a fost maximul.
În ceea ce privește dinamica emigranților pe regiuni de dezvoltare, fenomenul remarcat în perioada 1990-2008 este de creștere, cu 2 excepții: regiunile Centru și Vest unde fenomenul migratoriu a fost foarte accentuat în intervalul 1990-1995.
Dinamica ponderii emigrantilor pe regiuni in total emigranti nationali
1990 1995 2000 2005 2008
Figura nr. 3.10. Dinamica ponderii emigratilor pe regiuni
Fenomenul imigrației este diferit, trendul perioadei fiind de regulă de reducere, cu excepția regiunii București-Ilfov unde se observă o creștere însemnată și la nivelul regiunii Nord-Est pentru care se înregistrează o ușoară creștere.
Dinamica ponderii imigrantilor din regiune in total imigranti nationali
60,0
50,0
40,0
30,0
20,0
10,0
0,0
1991 1995 2000 2005 2008
Figura nr. 3.11. Dinamica ponderii imigratilor
În perioada 1990-2008, emigrația a avut manifestări diferinte la nivel regional. Astfel se pot distinge 2 categorii de comportamente de emigrare: unul caracterizat de un vârf la nivelul anului 1990 si o scădere accentuată în următorul interval în regiunile Centru, Vest și Nord-Vest și un altul în care s-a păstrat tendința de-a lungul timpului.
Tabel nr. 3.2. Dinamica emigrației la nivel regional, 1990-2008
Sursa: INS, baza de date Tempo
În anul 2007 ponderea persoanelor de sex feminin în numărul total de contracte de muncă a fost de 44,3%, în timp ce în aceeași perioadă a anului 2006 această pondere a fost de 51,0%. În ceea ce privește vârsta persoanelor care au obținut un contract de muncă, s-a putut observa faptul că un număr de 15.679 contracte de muncă au fost obținute de persoanele din grupa de vârstă 36-45 ani, ceea ce reprezintă o pondere de 58,34% din numărul total de contracte de muncă, urmată de grupa de vârstă între 26-35 ani (34,8%). În anul 2006 cele mai multe contracte de muncă, respectiv 25.618, au fost obținute de persoanele încadrate în grupa de vârstă cuprinsă între 26-35 ani, ceea ce
reprezintă o pondere de 48,3% din numărul total de contracte de muncă obținute în această perioadă, urmată de persoanele din grupa de vârstă
36-45 ani (26,0%).
Imigrația în perioada 1991-2008 a înregistrat două categorii de evoluții: una caracterizată printr-un pisc la nivelul anului 2000 în regiunile București-Ilfov, Nord-Est si Nord-Vest și alta caracterizată printr-o evoluție mai lină, dar fluctuantă.
Tabel nr. 3.3.Dinamica imigrației la nivel regional, 1991-2008
Sursa: INS, baza de date Tempo
Dac ă în 1990, cei mai mulți emigranți porneau spre Germania și spre Ungaria, în ultimii ani, cei mai numeroși emigranți se îndreapă spre Italia, Germania și Canada, dar dimensiunea cohortelor s-a redus semnificativ.
Tabel nr. 3.4. Dinamica emigranților după țara de destinație
Sursa: INS, baza de date Tempo
Cele mai multe contracte de muncă obținute de către lucrătorii mediați au fost pentru destinația Germania, în 2007 numărul contractelor de muncă obținute pentru destinația Germania a scăzut cu 27,8% comparativ cu anul 2006. În ceea ce privește numărul contractelor de muncă obținute de lucrătorii români pentru destinația Spania, acestea au scăzut cu 31,8%.
Imigranții, în schimb provin majoritar din Republica Moldova, dar și din Italia, Germania și SUA.
Tabel nr. 3.5. Dinamica imigranților după țara de provenință
prognoza fluxurilor de emigrație și imigrație impun luarea în calcul a variației unei multitudini de factori de influență (economici, demografici, sociali, politici, psihologici, geografici, istorici etc.) care explic ă decizia de a migra. Înregistrările statistice nu oferă întotdeauna suficiente date pentru a surprinde complexitatea fenomenului, iar unele variabile implicate nu sunt cuantificabile. Restricții care stau în calea tuturor analizelor cantitative devin și mai puternice atunci când se încearcă definirea unui model al migrației.
Alegerea variabilelor care să fie incluse în model a urmărit g ăsirea unui echilibru între nevoia de a cuprinde cât mai multe variabile cantitative care să fie corelate cu fluxurile de emigrație și imigraț ie ș i carențele statisticilor disponibile. În final au fost selecta ți ca potențiali factori de influență asupra migrației următorii indicatori economici pe care îi considerăm semnificativi pentru variația fenomenului analizat:
PIB, principalul indicator pentru majoritatea analizelor macroeconomice, a fost selectat ca măsură sintetică a nivelului de dezvoltare a unei țări;
productivitatea muncii este tot o măsură a progresului economic; indicatorul prezintă avantajul că poate fi corelat atât cu performanțele economice, cât și cu piața forței de muncă, explicând variația migrației pentru muncă;
indicatori ai ocupării forței de muncă: populația ocupată, numărul de șomeri, rata șomajului;
salariul, ca element motivant important în cazul migrației pentru muncă.
La acești factori de influență se adaugă numărul de emigranți/imigranți ca variabile dependente pentru modelul emigrației, respectiv imigrației. Modelul de regresie multiplă pe care îl construim pe baza acestor variabile reflectă coordonatele economice majore care pot influența comportamentul migrantului. Un asemenea model poate caracteriza statistic variația migrației, dar nu o poate explica în totalitate, deoarece există și alți factori de influență, dintre care mulți de ordin subiectiv, imposibil de inclus într-o analiză cantitativă. În consecință, prognozele efectuate pe baza modelelor econometrice trebuie acceptate cu prudență, mai ales atunci când există o componentă subiectivă importantă, cum este cazul migrației.
Perioada de timp analizată a fost 1990-2006 pentru emigra ție, respectiv 1991-2006 pentru imigrație; pentru indicatorii valorici cuprinși în model (PIB, productivitatea muncii, salariul) am efectuat transformarea în prețuri comparabile a tuturor valorilor anuale din seriile de date, folosind deflatorul PIB pentru productivitatea muncii ș i PIB și respectiv indicele prețurilor de consum pentru salariul nominal. În încercarea de a face rezultatele modelării cât mai sugestive ș i ușor de interpretat am construit seriile de date pe baza indicilor statistici în locul valorilor absolute ale indicatorilor. În acest fel parametrii modelului de regresie multiplă (coeficienții din ecuațiile de regresie) exprimă modificarea procentuală a variabilei dependente – dinamica numă rului de emigranți/imigranți- când variabila independentă (factorul de influență .
considerat) crește cu un procent.
Modelul I (1990-2006) – Emigrația
Considerând numărul de emigranți ca variabilă dependentă a modelului și PIB, productivitatea muncii, populația ocupată, numărul de șomeri, rata șomajului și salariul ca factori de influență (variabile independente) am elaborat un prim model econometric al variației emigrației în intervalul 1990-2006. Parametrii modelului au fost calculați cu ajutorul programului econometric EVIEWS rezultând următoarea ecuație de regresie liniară multiplă.
I_EMIGRANTI = 6.603 * I_PIB + 1.031 * I_SALARIU – 5.439 *
I_PRODUCTIVITATE+ 0,503 * I_RATA_SOMAJ – 2,567 *
unde:
I_EMIGRANTI – dinamica anuală (indicele) a numărului total de emigranți; I_PIB – dinamica Produsului Intern Brut;
I_SALARIU – dinamica salariului real; I_PRODUCTIVITATE – dinamica productivității muncii; I_RATA_SOMAJ – dinamica ratei șomajului; I_POP_OCUPATA – dinamica populației ocupate; I_SOMERI – dinamica numărului de șomeri.
Relația (1) arată că dinamica numărului total de emigranți se corelează pozitiv cu dinamica PIB (ambele variabile au înregistrat reduceri în cea mai mare parte a perioadei analizate), cu dinamica salariului, a numărului de șomeri și a ratei șomajului și este influențată negativ de dinamica productivității și a populației ocupate. Corelația negativă dintre dinamica salariului și cea a numărului de emigranți trebuie interpretată din perspectiva decalajului absolut al veniturilor salariale față de țările dezvoltate care reprezintă destinațiile migranț ilor. Deși salariul real a crescut în România, în special în ultimii ani, el rămâne în continuare mult în urma mediei Uniunii Europene.
Dintre variabilele modelului, PIB și productivitatea muncii au cea mai mare influență asupra variabilei dependente, în timp ce dinamica numă rului de șomeri și a ratei șomajului sunt cei mai slabi factori de influență din model, fapt explicabil prin aceea că o mare parte a emigraț iei definitive este motivată de caracteristici etnice sau familiale. Variabilele modelului explică 92,85% din variația variabilei dependente, iar testele statistice standard au rezultate bune, ceea ce validează modelul I din punct de vedere statistic.
Modelul II (1991-2006) – Imigrație
Modelul imigrației a fost aplicat pentru perioada 1991-2006, deoarece date statistice referitoare la numărul de imigranți sunt disponibile doar din anul 1991. Parametrii modelului de regresie liniară multiplă au fost estimați cu programul EVIEWS, rezultând următoarea ecuație de regresie:
I_MIGRANTI = 53.495* I_PIB + 24.119* I_SALARIU – 54.543* I_PRODUCTIVITATE +11.201* I_RATA_SOMAJ – 36.495* (2)
I_POP_OCUPATA – 9.834* I_SOMERI + 1616.64
unde:I_MIGRANTI – dinamica numărului total de imigranți.
Dinamica PIB și cea a productivității muncii sunt și în acest caz variabilele cele mai semnificative: un Produs Intern Brut mare și o productivitate a muncii mai redusă atrag cre șterea fluxului de imigranți. Numărul de imigranți se corelează pozitiv cu dinamica salariului real, creșterea veniturilor salariale fiind un alt factor de atracție. Un alt factor de influență important este populația ocupată: pe măsură ce aceasta scade, numărul de imigranți crește. Calitatea acestui model este mai scăzută comparativ cu cele
două modele anterioare privind emigrația. Variabilele incluse în model explică 77% din variația dinamicii numărului de imigranți, iar testul Fisher pentru verificarea calității modelului are o valoare mai mică, situându-se totuși peste pragul critic. Este posibil ca în cazul imigranților caracteristicile economico -sociale din țara de origine să fie mai importante comparativ cu cele din țara de destinație, ceea ce ar justifica puterea explicativă mai redusă a modelului imigrației.
Cu toate că cele două modele sunt validate statistic și datele utilizate acoperă o perioadă relativ lungă de timp (16/17 ani), eventualele extrapolări trebuie făcute cu multă prudență, deoarece fluxurile migratorii au un nivel scă zut de predictibilitate și stabilitate. Dimpotrivă, ele sunt caracterizate prin reacții rapide, de mare sensibilitate, la variațiile conjuncturii economice, politice și sociale din diferite arii geografice. Din această perspectivă, prelungirea „mecanică” a tendinț elor formalizate econometric prin relațiile anterioare nu este viabilă în lipsa unor ajustări calitative. Informaț iile cantitative furnizate de model nu pot fi decât punctul de pornire pentru o evaluare care trebuie să aibă în vedere numeroase elemente calitative, necuantificabile, de ordin psiho-social, politic, cultural și demografic care motivează decizia de a migra.
În contextul actualei crize economice mondiale este de așteptat modificarea semnificativă a amplitudinii fluxurilor de migraț ie. Există o serie de argumente în favoarea continuării reducerii emigrației definitive în viitor, diminuarea semnificativă a emigrației temporare pentru muncă și reîntoarcerea unei părți a românilor plecați la muncă în străinătate. Un prim argument se referă la recesiunea economică care se conturează tot mai clar și în Europa, prognozele de creștere economică fiind tot mai pesimiste. Construcțiile, care au atras până în prezent foarte mulți lucrători români emigranț i, sunt printre primele ramuri afectate de reducerea activității, cu consecințe negative asupra locurilor de muncă. Italia și Spania, două dintre destinațiile prioritare pentru emigranții români, nu mai sunt atractive în prezent. Recesiunea economică începe să-și facă simțită prezența ș i în Spania unde sectorul construcțiilor, mult timp motorul economiei spaniole, a intrat în declin, generând o creștere semnificativă a numărului de șomeri, dintre care numeroși români. La aceasta se adaugă campania declanșată în Italia împotriva imigranților, care a determinat mulți români să-și reconsidere decizia de a emigra/rămâne în Italia.
3.2 Migrația forței de muncă superior calificate. Fenomenul de „brain-drain” sau „pierderea capitalului uman”.
3.2.1. Conținutul conceptului de „brain-drain”.
„Brain-drain” sau „pierderea de capital uman” reprezintă un proces de emigrare a indivizilor instruiți și talentați spre alte națiuni sau jurisdicții, datorită unor conflicte, inexistenței oportunităților, discriminării sau altor motive, prezente în mediul în care trăiesc. Cu alte cuvinte, el desemnează un exod de capital uman dintr-o țară mai săracă spre o țară mai bogat ă. Este un sinonim al sintagmei „pierderea de capital”, care se referă la capitalul financiar ce nu mai este investit în țara celui care-l deține și în care a fost produs. În acest caz, investițiile efectuate în instruirea individului în învățământul superior sunt, practic pierdute, dacă acesta părăsește țara în care s-a format profesional și
nu mai revine. Reprezentanții Societății Regale din Londra au utilizat expresia „brain-drain” pentru a descrie fluxurile de știință și tehnologie dinspre Marea Britanie spre Canada ș i Statele Unite la începutul anilor 1950. Contrapartida „brain-drain”-ului o constituie câștigul de inteligență al zonelor spre care a migrat capitalul uman. Pierderea, deficitul de inteligență poate apare ș i atunci când indivizii care au studiat în afara țării pentru a-și completa, astfel, educația, nu mai revin în țara de origine, sau când persoanele instruite în ț ara lor maternă emigrează în favoarea unor oportunități de salarizare superioare. În a doua variantă, pierderea suferită de țara de origine este mai mare.
Cum capitalul uman joacă un rol foarte important în dezvoltarea economică a unei țări, scurgerea de inteligență fără un „feedback” cu efect pozitiv duce la adâncirea sărăciei. Din perspectiva țării emitente, fenomenul de brain-drain înseamnă o pierdere de investiții și poate reduce atât rata de creștere economică , cât și nivelul veniturilor. S-ar impune, în acest caz, mă suri de politică economică pentru restricționarea, reducerea, fluxurilor de migratori cu educație superioară, bine pregătiți profesional, prin impozite, taxe sau alte pârghii.
Acest fenomen este una din cele mai importante probleme ale țărilor în curs de dezvoltare, în care instruirea la un nivel superior și pregătirea profesională temeinică sunt privite, adesea, ca fiind calea cea mai sigură de a evada dintr-o țară cu majore probleme economice, sociale sau politice.
Fostele țări comuniste se confruntă, astăzi, cu o scurgere continuă de inteligență în domeniul științei, afacerilor, culturii, întrucât mulț i dintre cetățenii lor emigrează în țările dezvoltate economic, datorită schimbărilor majore pe plan economic și politic. Țările est-europene și-au exprimat îngrijorarea pentru numărul mare al emigranților care se îndreaptă spre Canada, Statele Unite ale Americii, Germania, Marea Britanie, Franța, Italia, Spania. Cu acest fenomen s-a confruntat și Polonia, imediat după aderarea la Uniunea Europeană (cel puțin 1 milion de polonezi – îndeosebi tineri și cu educație superioară, 90% dintre ei cu vârsta sub 35 de ani – au emigrat în țările vest-europene din 1991, majoritatea spre Marea Britanie și Irlanda). În țările est-europene și în cele sovietice, învățământul liceal este subvenționat de către stat, astfel că pierderea de inteligență, de capital uman sunt resimțite puternic de către acestea.
Cu fenomenul de scurgere de inteligență se confruntă chiar și unele țări europene dezvoltate din punct de vedere economic: astfel, tineri absolvenți francezi se îndreaptă spre Marea Britanie, Statele Unite ale Americii sau Canada, datorit ă dificultăț ii de a se angaja în slujbe particulare de management, mai bine salarizate; în ultimii 5 ani și Germania se confruntă cu fenomenul de „brain-drain” – 144.814 persoane au părăsit în anul 2005 țara datorită problemelor economice. Aceasta a fost cea mai ridicată rată a emigrării pentru Germania de după Al doilea război mondial.
Fenomenul s -a extins și în țările sud-est europene – conștientizat pentru prima dată în anii 1960. În timpul celui de-al doilea val de după 1990, circa 40000 de persoane cu un înalt nivel de educație au emigrat din Iugoslavia. Se estimează că numă rul total al emigranților din Iugoslavia, România și Bulgaria a fost, în acest timp, de un milion de persoane. Totuși, dacă țările emitente de emigranți ar adopta politici corespunzătoare de transformare a deficitului de inteligență în știință, atunci ele ar avea efecte benefice.
Schiff arată, într-un raport de-al său, că problema pierderii de inteligență în țările mai mari este de dimensiuni mult mai reduse. Astfel, el apreciază că în medie, țările cu peste 30 de milioane locuitori se contruntă cu o scurgere de inteligență de cel mult 5%
din numărul total al persoanelor absolvente de liceu. Motivația acestui fapt decurge din aceea că aceste țări au o populație înalt-educată de dimensiuni mari, astfel că, chiar dacă un număr destul de mare de persoane ar emigra, proporția acestora în totalul populației educate ar fi destul de redusă.
3.2.2. Măsurarea statistică a dimensiunilor fenomenului de „brain-drain” și cuantificarea impactului său asupra economiilor sursă.
Pierderea de inteligență este un indicator social dificil de cuantificat. S -a pus în evidență o tendință de creștere a ratei migrației odată cu creșterea nivelului de educație, de instruire a indivizilor. Cu unele excepții pentru țările Americii Centrale și Mexic, cele mai ridicate rate ale migraț iei se înregistrează în rândul populației cu pregătire superioară (Carrington, Detragiache – 1999). Docquier și Marfoulk (2005) au estimat că stocul de emigranți cu instruire superioară în țările OECD a atins maximul în anul 2000 în Filipine (1,13 milioane persoane), India (1,04 milioane persoane), Mexic (0,92 milioane persoane), China (0,82 milioane persoane). În expresie relativă, ca pondere în forța de muncă superior instruită), rata emigrării depășește 80% în țările mici; rata migrației de forță de muncă înalt calificată depășește 50% în unele țări africane.
Se pune întrebarea dacă acest fenomen poate avea și efecte pozitive pentru țara de origine a emigranților. Efectul pozitiv s-ar putea exprima prin intermediul ratei de returnare a migrației. Rata emigranților reîntorși în țara de origine ar putea avea implicații aspura creșterii economice a acelei țări. Efectul este greu de măsurat din cauza decalajului imens între venitul țărilor dezvoltate și a celor în curs de dezvoltare. Conform Băncii Mondiale, în 2005 Produsul Intern Brut pe locuitor al Statelor Unite ale Americii este de 6 ori mai mare decât al Chinei, de 12 ori mai mare decât al Indiei și de 40 de ori mai mare decât al Rep. Congo. De aceea, numai o mică parte a emigranților se întorc, teoretic, în țările de unde au plecat.
Totuși, chiar dacă rata migrației de returnare este foarte mică, ea poate avea unele implicaț ii asupra țării de origine. De exemplu, dacă din 10 emigranți unul singur se întoarce în țara natală, există o pierdere netă de 9 unități de capital uman. Dar această persoană care se întoarce va aduce noi experiențe de muncă, noi idei tehnologice specifice țărilor avansate. Cum activitatea de cercetare-dezvoltare este relativ costisitoare, s-ar putea ca chiar dacă toate cele 10 persoane ar munci în țara natală și ar desfășura activitate de cercetare-dezvoltare internă, nu ar avea aceeași productivitate și aceleași rezultate ca cele pe care un singur emigrant întors le-ar aduce din afara țării. Este mult mai ieftin să împrumuți tehnologie din exteriorul țării decât să reinventezi totul, de la capăt, în interiorul acesteia.
În determinarea contribuț iei ratei migrației returnate asupra creșterii economice, analiștii se confruntă, adesea, cu unele dificultăți. Astfel, una dintre acestea o constituie inexistența unor sisteme informaționale statistice uniforme asupra numărului și caracteristicilor migraț iei internaționale. Datele referitoare la emigrare sunt, deseori, chiar mai insuficiente decât cele referitoare la imigrare, întrucât ultimele sunt disponibile cu ocazia recensămintelor populației, ajustate, după caz, cu ratele de supraviețuire. Alteori, dacă datele privind numărul emigranților sunt disponibile, nu la fel putem spune despre nivelul de pregătire, de instruire al acestora.
În modelul econometric următor s- a redat dependența creșterii Produsului Intern Brut (ca variabilă rezultativă, endogenă) de rata migrației returnate și de nivelul de educație (ca variabile explicative, factoriale). Formal, modelul econometric este:
Indice _ PIB( t ) = f (Rata _ imigrare( t −1) ,% _ absolventi _ liceu( t −1))+ ε
unde:
Indice _ PIB( t ) este indicele Produsului Intern Brut cu bază fixă (în anul t
față de începutul perioadei analizate)
Rata _ imigrare( t −1) reprezintă rata imigranților în anul t-1 (ca raport între
numărul imigranților și populația total ă a țării de destinație), care aproximează rata migrației returnate, mai dificil de calculat datorită lipsei datelor.
% _ absolventi _ liceu( t −1) reprezintă gradul de participare la educație a
tineretului, respectiv proporț ia tinerilor care au absolvit cel puțin liceul în totalul populației în vârstă de 20-24 ani în anul t-1. Această variabilă factorială aproximează nivelul de educație.
Analiza s-a efectuat pe perioada 1993-2008. În urma prelucrării datelor cu programe informatice specializate, s-au obținut următoarele rezultate:
SUMMARY OUTPUT
Modelul de regresie liniară multifactorială este semnificativ (valoarea calculată a statisticii Fisher este 32,59209835, superioară valorii critice) pentru un nivel minim de semnificație de 0,000862%, deci o probabilitate maximă de garantare a rezultatelor de (100-0,000862)%= 99,999138%. Legătura dintre indicele de creștere a Produsului Intern Brut și rata de imigrare și de gradul de participare a tinerilor la învățământul cel puțin liceal este foarte puternică (raportul de corela ție multiplă fiind de 0,913086); factorii determinanți de regresie identificați explică în proporție de 83,3% variația Produsului Intern Brut. Însă în urma aplicării testului Student, pentru testarea semnificației parametrilor modelului, reiese că nu toți coeficienții acestuia sunt semnificativi statistic. Astfel, Intercept-ul și coeficientul variabilei Ponderea tinerilor care au absolvit cel puțin liceul sunt semnificativi statistic, întrucât valorile calculate ale testului Student sunt mai mari decât valorile critice, pentru nivele de semnificaț ie mai mici de 5% (ș i deci probabilități maxime de garantare a semnificației statistice a parametrilor de peste 95%). În schimb parametrul variabilei Rata imigrării nu este semnificativ statistic, ceea ce înseamnă că pe datele analizate în cazul României nu se poate dovedi faptul că această rată influențează semnificativ din punct de vedere statistic creșterea (modificarea) Produsului Intern Brut real.
Oricum, din datele existente reiese clar o legătură puternică între creșterea PIB real și nivelul de pregătire a tinerilor (figura 3.12).
140
120
100
80
60
40
20
0
0 5 10 15 20 25 30 35
Ponderea populatiei tinere cu pregatire cel putin liceala (%)
Figura 3.12. Relația dintre nivelul de educaț ie a populației și creșterea PIB în România în perioada 1993-2008
Sursa datelor: INS.
Ca atare, s -a studiat și un al doilea model econometric, ce ia în considerare o potențială legătură între indicele de dinamică a PIB real (ca variabilă explicată) și rata de emigrare, respectiv nivelul de educație a tinerilor (ca variabile explicative). Formal, modelul arată astfel:
Indicele_PIB(t)=f(Rata emigrare(t-1),%absolventi liceu(t-1))+ε
Unde:
Indicele_PIB(t) reprezintă indicele Produsului Intern Brut cu bază fixă (în anul t față de începutul perioadei analizate)
Rata emigrare(t-1) reprezintă rata emigranților în anul t-1 (ca raport între numărul emigranților și populația totală a țării de origine).
%absolventi liceu(t-1) reprezintă gradul de participare la educație a tineretului, respectiv proporția tinerilor care au absolvit cel puțin liceul în totalul populației în vârstă de 20-24 ani în anul t-1. Această variabilă factorială aproximează nivelul de educație.
Analiza s-a efectuat pe perioada 1993-2008. În urma prelucrării datelor cu programe informatice specializate, s-au obținut următoarele rezultate:
SUMMARY OUTPUT
Modelul de regresie liniară multifactorială este semnificativ (valoarea calculată a statisticii Fisher este 48,876, superioară valorii critice) pentru un nivel minim de semnificație de 0,0000896%, deci o probabilitate maximă de garantare a rezultatelor de (100-0,0000896)% = 99,9999104%. Legătura dintre indicele de creștere a Produsului Intern Brut și rata de emigrare și de gradul de participare a tinerilor la învățământul cel puțin liceal este foarte puternică (raportul de corelație multiplă fiind de 0,939479); factorii determinanți de regresie identificați explică în proporție de 88,26% variația Produsului Intern Brut. În urma aplicării testului Student, pentru testarea semnificației parametrilor modelului, reiese că toți coeficienții acestuia sunt semnificativi statistic. Astfel, atât Intercept-ul cât și coeficienții variabilelor Ponderea tinerilor care au absolvit cel puțin liceul și Rata emigrării sunt semnificativi statistic, întrucât valorile calculate ale
testului Student sunt mai mari decât valorile critice, pentru nivele de semnificație mai mici de 5% (ș i deci probabilități maxime de garantare a semnificației statistice a parametrilor de peste 95%). Parametrul variabilei Rata emigrării este negativ, ceea ce denotă că între această rată și indicele Produsului Intern Brut real există o legătură inversă, semnificativă statistic. Într-adevăr, cu cât rata de emigrare crește, dat fiind că cei mai mulți dintre emigranți sunt în vârstă de muncă acest lucru poate duce la scăderea rezultatului activităț ii economice (exprimat prin Produsul Intern Brut). Parametrul variabilei Ponderea tinerilor care au absolvit cel puțin liceul este pozitiv, ceea ce înseamnă – aș a cum este și logic – că pe măsură ce ponderea tinerilor cu pregătire de nivel mai înalt crește, cu atât ei își vor aduce contribuția într-o grad mai înalt la creșterea PIB – și deci aceasta va spori.
În urma analizei celor două modele rezultă că fenomenul emigrării pare să-și pună mai pregnant amprenta asupra rezultatelor activității economice la nivel macroeconomic, datorită faptului că acest fenomen a atins dimensiuni mai importante în valoare absolută decât cel al imigrației. Nu se poate dovedi statistic o influență semnificativă a imigrației asupra rezultatelor activității economice, probabil datorită faptului că acest fenomen este mai puțin important în cifre absolute decât fenomenul emigrației.
În locul adoptării unor măsuri de restricționare a fenomenului de brain-drain (în mod pasiv), țările în curs de dezvoltare ar putea încuraja întoarcerea emigranților în țara de origine prin instituirea unui mediu de afaceri mult mai prielnic și mai avantajos pentru ei, care să le confere multiple oportunităț i profesionale. Circulația inteligenței ar putea deveni, pentru țările în curs de dezvoltare, o strategie pentru atenuarea decalajelor dintre ele și ță rile dezvoltate. Totuși, viteza de convergență depinde de eficiența guvernelor de a asigura o infrastructură fizică și instituțională, precum și avantaje financiare.
Dacă până în 2007 preocupările prioritare s -au axat pe armonizarea legislativă și instituțională în vederea îndeplinirii acquis-ului comunitar, după aderarea la U.E. României îi revin obligații noi, ce derivă din statutul de țară membră a U.E. Din această perspectivă, împărtășim pe deplin perspectiva exprimată de Strategia Națională privind Imigrația în perioada 2007-2010 potrivit căreia “migrația este un proces care trebuie gestionat și nu o problemă care trebuie rezolvată”. Ea se raportează obiectiv la fenomenul migraționist la începutul secolului XXI, marcat în mod decisiv de implicațiile globalizării.
Din analiza cantitativă a fluxurilor migratorii au rezultat, în principal, următoarele evoluții și tendințe :
după anul 1991 emigrația legală definitivă scade, dar emigrația temporară crește, în timp ce imigrația se mărește constant (cu excepția unui declin provizoriu în 2004-2005), cele două fluxuri de migrație tinzând să se egalizeze în 2007;
structura emigrației definitive era dominată în anul 2007 de femei (65,03%), de persoanele cu vârste cuprinse între 26 și 40 de ani (peste 57%) și de persoanele cu studii liceale și postliceale (53,77% în 2005);
destinațiile prioritare ale emigrației legale definitive au fost după anul 2000 Italia, Germania, Canada și SUA;
structura imigranților era dominată de bărbați (61,73%), persoanele cu vârste cuprinse între 26 și 40 de ani (42,33%), cu studii liceale sau postliceale (43,93%) și cetățeni din Republica Moldova (56,38%);
străinii care și-au stabilit reședința temporară sau permanentă în România au preferat județele dezvoltate din punct de vedere economic, precum și centrele universitare: municipiul București, județele Timiș, Cluj și Iași;
principalele surse de emigrație în perioada 2005-2007 au fost regiunile Centru, Nord-Est și București-Ilfov;
modele de variație a emigrației și imigrației pe care le-am construit au ca variabilă
dependentă numărul de emigranți/imigranți și PIB, productivitatea muncii, populația ocupată, numărul de șomeri, rata șomajului și salariul ca factori de influență (variabile independente); în toate variantele modelului PIB și productivitatea muncii au cea mai mare influență asupra variabilei dependente;
recesiunea economică, deficitul de forță de muncă din țară și recentele creșteri salariale reprezintă argumente în favoarea reducerii în viitor a migrației temporare pentru muncă;
prognoza de creștere economică pentru anii următori și deficitul deja existent pe piața forței de muncă din România vor favoriza și în viitor imigrația pentru muncă.
In planul scenariilor, prognozelor au fost identificate o serie de argumente pentru continuarea diminuării emigrației definitive în viitor, reducerea emigrației temporare pentru muncă și reîntoarcerea unei părți a românilor plecați la muncă în străinătate.
– Un prim argument se referă la recesiunea economică care se conturează tot mai clar și în Europa, prognozele de creștere economică fiind din ce în ce mai pesimiste în ță rile care concentrează majoritatea emigranților români. Construcțiile, care au atras până în prezent foarte mulți lucră tori români emigranți, sunt printre primele ramuri afectate de reducerea activității economice, cu consecințe negative asupra locurilor de muncă resimțite deja de emigranți.
Italia și Spania, două dintre destinațiile prioritare pentru emigranții români, nu mai sunt atractive în prezent. Recesiunea economică începe să-și facă simțită prezența și în Spania unde sectorul construcțiilor, mult timp motorul economiei spaniole, a intrat în declin, generând o creștere semnificativă a numărului de șomeri, dintre care numeroși români. La aceasta se adaugă campania declanșată în Italia împotriva imigranților, care a determinat mulți români să-și reconsidere decizia de a emigra/rămâne în Italia.
– Un alt argument îl reprezintă deficitul de forță de muncă din țară, mai ales în construcții și creșterea continuă a salariilor, corelată în mare mă sură cu acest deficit. Creșterea economică susținută din ultimii ani și emigrarea unei părț i importante din forța de muncă au creat o lipsă de forță de muncă în multe sectoare de activitate din România (construcții, confecții textile și încălțăminte, industria alimentară, comerț, sănătate etc.). Conform agențiilor teritoriale pentru ocuparea locurilor de muncă există un deficit estimat de forță de muncă de aproximativ 83.000 de persoane.
Presiunile salariale care au rezultat (și care au generat uneori creșteri salariale peste dinamica productivității muncii) pot influența negativ investițiile străine directe, mai ales că perspectiva recesiunii economice determină o prudență sporită a
investitorilor. Pe de altă parte, salariile mai mari ș i creșterea continuă a valorii transferurilor bănești către țară din partea românilor plecați la lucru în str ăinătate (acestea au ajuns la 5,3 mld. euro în 2006 –conform Băncii Naționale- și sunt estimate la 7,4 mld. euro în 2007) mențin cererea de consum la un nivel ridicat, favorizând creșterea economică.
Menținerea prognozei de creștere economică și pentru anii următori (deși revizuită recent la ritmuri mai reduse de creștere) ridică problema compensării deficitului de pe piața forței de muncă din România cu personal calificat din alte state (lucrători migranți) pentru a susține în continuare dezvoltarea economică; scăderea și îmbătrânirea popula ției, combinate cu emigrația masivă a românilor, vor favoriza în viitor imigrația pentru muncă, ridicând concomitent probleme legate de gestionarea unui fenomen relativ nou pentru România. In această direcție ar putea fi luate în considerare soluții practicate deja de țări vest-europene, vizând deschiderea temporară a pieței muncii pentru forța de muncă ieftină (de exemplu, cazul Marii Britanii, care a aplicat această măsură în cazul imigranților vietnamezi).
Impactul negativ pe care îl are migrația asupra mărimii și calității forței de muncă angajate în România se manifestă în mai multe direcții: plecarea în străinătate a unei părți semnificative din forța de muncă înalt calificată (brain-drain), raportul brain-loss – brain-win este dezavantajos pentru România sub aspect calitativ, având în vedere faptul că nivelul de calificare a persoanelor care vin în România este mai scăzut decât a celor care pără sesc țara, procesele de brain circulation și brain regain, îmbătrânirea forței de muncă din unele sectoare de activitate (de exemplu cercetare-dezvoltare), care este parțial influențată de migrație etc.
În actualul context european legat de migrație și problemele pe care le întâmpină lucrătorii români, România ar trebui să-și facă cunoscută cât mai viguros poziția și să militeze pentru schimbarea viziunii privind mobilitatea și migrația forței de muncă: ele reprezintă două concepte interdependente, care nu ar trebui să descrie realități distincte, și anume mobilitatea cetățenilor din vechile state membre versus migrația cetățenilor din noile state membre, ceea ce ar conduce la un tratament egal aplicat tuturor cetățenilor europeni (Cucuruzan, 2009).
România are în prezent un sistem bine pus la punct de strategii, politici, planuri de măsuri pentru administrarea fenomenului migraț ionist, dar provocarea cea mai mare, reală, apare atunci când acestea trebuie transpuse în practică. În această direcție trebuie asigurat un management modern, performant, care să asigure cea mai bună utilizare a resurselor umane și materiale alocate acestui proces.
Tendințe în sfera resurselor de muncă
Analiza statistică a evoluției populației active a României în perioada
1996-2008.
Populația activă totală a României, incluzând populația ocupată ș i șomerii a înregistrat o tendință generală de scădere în perioada 1996-2008, în jurul căreia s-au manifestat fluctuații de mică amploare. În anul 2008, populația activă a României era de 9.944.000 de persoane, din care 9.369.000 erau persoane ocupate și 575.000 erau ș omeri BIM. Astfel, mici cre șteri ale populației active s-au manifestat în anii 1997 față de 1996, 2000 față de 1999 – înainte de 2002, iar după acest an – în 2004 și 2006 față de anii anteriori. Între anii 2002 și 2008 populația activă a României a scăzut de la 10.079 mii persoane la 9945 mii persoane, adică cu 134 mii persoane, reprezentând o scădere relativă de 1,3%. Scă derea media anuală fost de 22,33 mii persoane, ceea ce înseamnă cu 0,22% de la un an la altul în perioada analizată.
Figura 3.13. Evoluția populației active totale, a populației active masculine și a celei feminine din România în perioada 1996-2008
Sursa datelor: Anuarul statistic al României 2008, Ancheta asupra forței de muncă în gospodării trimestrul IV 2008, INS.
Evoluția populației active pe cele două genuri a fost asemănătoare cu cea a populației active totale, cu deosebirea că în anul 2008 scăderea populației active totale fa ță de anul anterior s -a făcut pe seama unei creșteri ușoare a populației active masculine și a unei reduceri mai însemnate cantitativ a populației active feminine.
Figura 3.14. Ponderea populației active feminine în totalul populației active a României în perioada 1996-2008
Sursa: Anuarul statistic al României 2008, Ancheta asupra forței de muncă în gospodării trimestrul IV 2008, INS.
În ceea ce privește ponderea populației active feminine în cea totală, se observă din graficul de mai sus că aceasta a înregistrat o scădere generală, de la 45,64% în anul 1996 la 44,46% în anul 2008.
3.3.2. Dinamica populației ocupate a României și a mutațiilor produse în structura acesteia, în perioada 1996-2008.
Cea mai mare pondere în populația activă o deține populaț ia ocupată. În România, aceasta a avut o tendință generală de scădere, îndeosebi până în anul 2000. Această evoluție este o consecință a schimbărilor petrecute în peisajul economic, social și politic al țării noastre, în perioada de dup ă 1990, care au avut efecte negative importante, de ordin demografic, asupra resurselor de muncă: sc ăderea efectivului populației, principala sursă de formare a forței de muncă, din cauza scăderii natalității, a nupțialității și a creșterii ratei divorțurilor, menținerea unora dintre cele mai ridicate niveluri ale mortalității generale și infantile, scăderea duratei medii a vieț ii, accentuarea procesului de îmbătrânire demografică îndeosebi în mediul rural. La aceste fenomene, s-au mai adăugat și alte evoluții nefavorabile în planul migrației, între care: intensificarea migrației externe (îndeosebi imediat după 1990), prin care s-a pierdut un important potențial de forță de
muncă tânără și superior calificată, intensificarea fluxurilor migratorii din zonele rurale spre cele urbane, ducând la depopularea excesivă a unor localități rurale și la creșterea ratei șomajului în unele centre urbane. De multe ori, reducerea ocupării s-a produs concomitent cu creșterea ratei șomajului, lucru regretabil, deoarece ambele fenomene generează efecte nedorite în economie (figura 3.15).
Sursa datelor: Anuarul statistic al României 2008, Ancheta asupra forței de muncă în gospodării trimestrul IV 2008, INS.
Datele anuale asupra pieței muncii se obțin de către Institutul Național de Statistică prin efectuarea de inferenț e ale rezultatelor unor investigații statistice parțiale (anchete, sondaje trimestriale asupra forței de muncă) – rezultate ce reflectă realitatea din populația totală, generală cu o anumită probabilitate. Așadar, aceste rezultate obținute pe baza cercetărilor statistice parțiale sunt însoț ite (au asociate) de anumite riscuri. Rezultate certe pentru reflectarea situației de pe piața muncii se pot obține în urma investigaț iilor statistice totale. Astfel de cercetări sunt constituite de recensămintele populației. În țara noastră ultimele două recensăminte ale populației au avut loc în ianuarie 1992, respectiv în martie 2002. Între cele două momente ale recensămintelor, s-au petrecut o serie de modificări de volum și mutații de structură ale populației țării dar și ale forței de muncă.
Analizând comparativ rezultatele recensămintelor populaț iei din 1992 și 2002, se observă o serie de evoluții pe piața muncii înregistrate în această perioadă, care se referă la:
în ultimii zece ani, scăderea populației active s-a produs îndeosebi la populația feminină (cu 887 mii persoane) și în mai mică măsură la bărbați (cu 761 mii persoane). Ponderea populației feminine active s-a diminuat față de 1992 de la 44,7% la 43,0%;
structura pe medii a populației active relevă menținerea ponderii majoritare a populației active din urban în total populație activă – în anul 2002 de 55,5% – ca și în 1992, când a fost de 55,9%. Proporția populației active în cadrul populației din
mediul urban este mai ridicată (42,8%) decât în mediul rural (38,3%), numărul persoanelor active din mediul urban fiind cu aproape un milion mai mare decât al persoanelor active din mediul rural;
în ultimul deceniu s-a menținut majoritatea persoanelor de sex masculin în totalul populației active, cu o tendință de creștere a ponderii acestora pe total țară și în mediul rural;
modificările intervenite în structura populației active pe medii și sexe se reflectă în primul rând în accentuarea decalajului dintre proporția bărbaților activi din mediul rural și a celor din mediul urban (61,4%, respectiv 53,4% în 2002, comparativ cu 57,4%, respectiv 53,6% în 1992);
ponderea femeilor active a înregistrat o ușoară creștere în cadrul populației active din urban, iar în mediul rural a scăzut de la 42,6% în 1992 la 38,6% în 2002;
gradul de concentrare urbană a persoanelor active de sex feminin a crescut în 2002 față de 1992, în prezent trei cincimi dintre femeile active fiind în mediul urban;
ratele de activitate și de ocupare mai reduse în anul 2002 față de anul 1992 (vezi tabelul 3.6.) se explică prin gradul mai scăzut de participare a populației la activitățile economico-sociale și accentuarea fenomenului de șomaj. Scăderea gradului de participare la activitatea economico-socială e mai accentuată în mediul rural, în special la populația de sex feminin.
dacă pe total rata șomajului a crescut, fapt consemnat și în mediul urban, în schimb în mediul rural s-a înregistrat o ușoară scădere. Dacă în anul 1992 rata șomajului din rural era superioară celei din urban, în 2002 se observă o situație inversă, în mediul urban rata șomajului fiind cu 1,5 puncte procentuale mai ridicată;
Tabelul. 3.6. Rata de activitate, rata ocupării și a șomajului în anii 1992 ș i 2002, pe sexe și medii – rezultate pe baza Recensământul populaței și locuințelor din 1992, 2002 (%)
față de populația totală
față de populația totală
Sursa: Recensământul populaței și locuințelor din 1992, 2002, INSSE – 2003.
Rata de activitate a populației în vârstă de 15 ani și peste a evoluat descrescător în perioada 1996-2008, atât pe total cât și pe medii și sexe, pe fondul unor mici fluctuații. Față de tendința generală de scădere. Pe perioada 1996-2001 rata de activitate a scăzut de la 64,8% la 62,3%, în timp ce pe perioada 2002-2008 trendul descrescător a continuat, de la 56% la 54,5%. Cea mai scăzută rată de activitate s-a înregistrat în anul 2005 (54%).
Figura 3.16. Evoluția ratei de activitate a populației în vârstă de 15 ani și peste, în perioada 1996-2008, pe genuri și medii
Sursa datelor: Anuarul statistic al României 2008, Ancheta asupra forței de muncă în gospodării trimestrul IV 2008, INS.
Și rata de ocupare a populației în vârstă de 15 ani și peste a înregistrat în perioada 1996-2008 o evoluție asemănătoare, scăzând de la 60,6% la 58,3% (în perioada de dinainte de 2002) și de la 51,3% la 50,2% (2002-2005). În ultimii 3 ani ai perioadei analizate se constată o încercare de revenire a ratei ocupării populației în vârstă de 15 ani și peste, până la un nivel de 51,4% în anul 2008. Datorită actualei crize economice, specialiștii se așteaptă ca această revenire să nu se perpetueze în perioada următoare. În mediul urban, rata ocupării populației în vârstă de 15 ani și peste a avut o evoluție oarecum deosebită față de rata pe total. Ea a scăzut până în anul 2002, de la 54,7% la 49%, pentru ca după această perioadă să înregistreze o creștere – respectiv de la 47,3% la 49,9% în anul 2008. O evoluție mai oscilantă a ratei ocupării populației în vârstă de 15 anu și peste s-a înregistrat în mediul rural, unde oricum, valorile ratei ocupă rii au fost superioare celor din mediul urban. La fel, în rândul populației masculine, rata ocupării a avut valori mai mari decât în rândul populației feminine. Există și aici unele deosebiri în evoluția ratei ocupării pe cele două genuri: astfel, în cazul populației masculine, rata ocupării – deși a urmat un trend general de scădere – a manifestat o tendință de revenire în ultimii 5 ani, respectiv în perioada 2004-2008, când a urcat de la 56,8% la 58,6%. Nu
21 față de populația activă
același lucru se poate spune despre rata ocupării în rândul populației feminine, întrucât aici tendința de scădere a fost mult mai bine conturată.
Figura 3.17. Evoluția ratei de ocupare a populației în vârstă de 15 ani și peste, în perioada 1996-2008, pe genuri și medii
Sursa datelor: Anuarul statistic al României 2008, Ancheta asupra forței de muncă în gospodării trimestrul IV 2008, INS.
Gradul de participare a femeii la activitatea economică este un indicator important pentru oglindirea creșterii economice și pentru bunăstarea familiilor. Accesul mai restrictiv la educație și la instruirea vocațională, activitățile casnice, domestice neplătite, discriminările de pe piața muncii limitează adesea gradul de ocupare feminin în activități economice plătite, ducând la o reducere a productivității muncii și a salariilor. Adesea, atunci când femeile sunt angajate în activități aducătoare de venit, ele sunt concentrate în sectorul non-agricol, deși, în multe țări aflate în curs de dezvoltare, femeile constituie o pondere importantă din for ța de muncă ocupată în agricultură. Dintre salariații care desfășoară muncă neplătită, femeile intră, în mai mare măsură, în categoria lucrătorilor familiali neremunerați, decât bărbații, în timp ce aceștia din urmă, au șanse mai mari să devină angajatori sau lucrători pe cont propriu. Cauzele care duc la apariția acestor fenomene sunt: accesul limitat al femeilor pe piața creditelor, pe piața de capital, pe piața imobiliară, la educație sau la instruirea adecvată și necesară pentru un start reușit în afaceri. Femeile se pot confrunta cu adevărate bariere culturale, care le împiedică să lucreze pe cont propriu sau să supervizeze pe alți angajați. De asemenea, femeile se pot confrunta cu limitări ale timpului destinat participării la activitatea economică din cauza responsabilităților casnice tradiționale.
Figura 3.18.Ponderea poulației ocupate feminine în populația ocupată totală, în România, în perioada 1996-2008
Sursa datelor: Ancheta asupra forței de muncă în gospodării trimestrul IV 2008, INS.
Analizând cifric modul în care a evoluat ponderea femeilor ocupate de 15 ani și peste în populația ocupată totală, în aceeași grupă de vârstă, se remarcă evoluții diferite înainte de anul 2002 și după acesta. Astfel, dac ă în perioada 1996-2001 ponderea femeilor a crescut de la 45,4% la 46,5%, în perioada următoare (2002 -2008) evoluț ia este mai oscilantă , dar se înscrie pe un trend de scădere, ajungând la 45% în anul 2008. Acest lucru poate fi explicat prin creșterea ratei născuților vii din aceeași perioadă.
Ilustrând în cifre, pentru anul 2008, rata de ocupare pe ansamblul Uniunii Europene (medie pe 27 de ță ri) a fost de 65,9%, superioară celei din România, care s-a situat la 59% (ne referim aici la rata de ocupare a populației în vârstă de muncă, adică cu vârsta cuprinsă între 15 și 64 de ani). Atât în țările membre ale Uniunii Europene, cât și în țara noastră, rata ocup ării a fost mai scăzută în rândul populației feminine, față de cea masculină (52,5% în România, 59,1% în Uniunea Europeană – pentru populația feminină) (Figura 3.19.). Se remarcă, totuși, că rata ocupării feminine în România este mai apropiată de cea a Uniunii Europene (la 6,6 puncte procentuale sub cea a U.E.), față de rata totală a ocupării (care, în România, este cu 6,9 puncte procentuale mai mică decât cea a Uniunii Europene).
69
52,50%
Romania
59%
Feminin
Total
59,10%
U.E.
65,90%
Figura 3.19. Rata ocupării în România și în Uniunea Europeană, în anul 2008 (%)
Sursa datelor: Eurostat.
Nivelul ratei de ocupare a populației în vârstă de muncă se situează la o distanță de 11,0 puncte procentuale față de ținta de 70% stabilită pentru anul 2010 prin Strategia de la Lisabona, respectiv 6,9 puncte procentuale față de valoarea înregistrată la nivelul UE27. În ceea ce privește rata ocupării pe grupe de vârstă , în perioada 1999 -2005 ea a avut o valoare mai mare la grupa 25-49 ani și mai mică în rândul tinerilor de 15-24 ani. Pentru toate grupele de vârstă ea a avut o evoluție descrescătoare, cu excepția populației în vârstă de 50 de ani și peste, unde a mai înregistrat unele creșteri. Rata de ocupare a tinerilor (15-24 ani) era de 24,8%. Rata de ocupare a persoanelor vârstnice (55-64 ani) a fost de 43,1%, distanța față de ținta de 50%, stabilită pentru anul 2010 prin Strategia de la Lisabona, fiind de 6,9 puncte procentuale. Evoluțiile demografice au imprimat efecte de ordin economic și social, inclusiv în structura populației inactive din punct de vedere economic, în cadrul căreia a crescut ponderea pensionarilor și s -a redus numărul copiilor preșcolari și a populației ș colare; acestea ilustrează accentuarea procesului de îmbătrânire demografică în ultimii 15 ani. Raportul de dependență economică (numărul persoanelor inactive și în șomaj ce revin la 1000 persoane ocupate) a fost de 1297‰, mai ridicat pentru persoanele de sex feminin (1619‰, față de 1033‰ în cazul bărbaților) și pentru mediul urban (1318‰, comparativ cu 1271‰ în mediul rural).
Pentru a permite formarea unei imagini mai concrete și complete, de ansamblu, asupra pieței muncii din România, este analizată în continuare structura populației ocupate după caracteristici precum: sex, vârstă, medii de rezidență, nivel de instruire, durata programului de lucru, activități ale economiei naționale, sectoare, statut profesional, grupe de ocupații, formă de proprietate etc., precum și mutațiile de structură survenite în populația ocupată, după fiecare din caracteristicile de grupare luate în studiu, în perioada de după 1990 până în prezent.
Pe sectoare de activitate, structura populației ocupate a României în perioada 2000-2005 a evoluat ca în Figura 3.20.
70
Terțiar
Secundar
Primar
Figura 3.20. Evoluția structurii populației ocupate pe sectoare de activitate în perioada 1990-2008
Sursa datelor: calculele autorilor pe baza datelor INS.
Pe măsura dezvoltării economiei, s-a constatat c ă intervin modificări esențiale în repartiția populației ocupate pe cele trei sectoare: scade ponderea persoanelor ocupate în sectorul primar, paralel cu creșterea efectivului și a ponderii populației ocupate în sectorul terțiar. În ceea ce privește situația personalului din sectorul secundar, ponderea acestuia crește în primele etape ale procesului dezvoltării, pentru ca, ulterior, datorită automatizării complexe a proceselor de producție, ce echivalează cu o creștere a productivității muncii, să se înregistreze o scădere relativă a forței de muncă ocupate în acest sector.
Referitor la cele arătate mai sus, situația țării noastre în perioada 1990-2008 se prezintă astfel: dacă în anul 1991 populația României era împărțită aproximativ egal pe cele trei sectoare (32,3%; 37,3% și respectiv 30,4%), la sfârșitul perioadei analizate (în anul 2000) crescuse ponderea populației ocupate în sectorul primar (43,0%) și scăzuse cea din sectorul secundar (25,7%), în timp ce ponderea populației ocupate în sectorul terț iar se menținuse aproximativ constantă (31,6%). Așadar, în perioada 1990-2000 a avut loc o deplasare a populației ocupate din industria prelucrătoare și construcț ii nu că tre sectorul serviciilor, cum ar fi de așteptat pentru o economie care a început să meargă pe calea dezvoltării și progresului, ci că tre agricultură, silvicultură (și mai puțin către industria extractivă, unde au avut loc concedieri masive). Ocuparea în agricultură a înregistrat un declin lent și este în permanentă scădere, de la 42-45% în anii 1990-2000, la sub 30% în prezent. Acest declin se înregistrează în condiț iile în care am înregistrat cre șteri economice semnificative în ultimii ani, dar și migrația forței de muncă a crescut tot mai mult. Putem afirma că, pe măsură ce ritmul creșterii economice va fi mai mare, va scădea ponderea ocupă rii în agricultura în ocuparea totală. Se a șteaptă ca această pondere să fie de circa 21-23% în anul 2014, dacă se menț ine ritmul de diminuare din ultimii ani. În anul 2008 28,9% din totalul populației ocupate a țării se afla în agricultură și industria extractivă (sectorul primar), 30,7% – era ocupată în industrie și construcții (sectorul secundar), iar restul de 40,4% – în sectorul terțiar, al serviciilor.
În anul 2008, în activitățile neagricole erau ocupate 6.675.000 de persoane, ponderi semnificative în rândul acestora fiind deținute de cele care își desfășurau activitatea în industria prelucrătoare (28,9%), în comerț (17,7%) și construcții (11,2%).
71
Comparativ cu anul 2007, în 2008 a crescut numărul celor care își desfășurau activitatea în intermedieri financiare, bancare și de asigurări (+13,5%), hoteluri și restaurante (+12,9%), construcții (+10,0%) precum și în activitățile de tranzacții imobiliare, închirieri și activități de servicii prestate în principal întreprinderilor (+5,8%). Pe de altă parte, comparativ cu 2007, în 2008 a scăzut numărul persoanelor ocupate în activități de energie electrică, gaze și apă (-8,2%), în agricultură, vânătoare și silvicultura (-2,4%), și în
30,14%
Sector primar (agric. si ind. extractiva) Sector Secundar (industrie, constr.) Sector tertiar (servicii)
Figura 3.21. Structura populației ocupate pe sectoare de activitate în trimestrul I 2009
Sursa datelor: Ancheta asupra forței de muncă în gospodării, trim. I 2009, INS.
În semestrul I al anului 2009 28,3% din totalul populației ocupate a țării se afla în agricultură și industria extractivă (sectorul primar), 30,14% – era ocupată în industrie și construcții (sectorul secundar), iar restul de 41,56% – în sectorul terțiar, al serviciilor.
72
CAPITOLUL IV
DEFICITE PE PIAȚA FORȚEI DE MUNCĂ DIN ROMÂNIA
4.1 Necorelări structurale ale ofertei și cererii de muncă
În pofida faptului că economiile moderne se caracterizează adesea printr -un exedent al ofertei de muncă în raport cu cerera de muncă (șomaj), există destul de frecvent situații de necorelare structurală a ofertei și cererii de muncă ce provoacă o neacoperire a necesarului de forță de muncă. În astfel de situații în economea națională apar locuri de muncă vacante chiar dacă există șomaj.
Prin locuri de munca vacante înțelegem numărul posturilor neocupate ce urmează a fi ocupate imediat sau în perioada imediat următoare (maximum trei luni) și care sunt nou create și/sau existente deja în cadrul firmei. Conform metodologiei Institutului National de Statistica, rata medie anuală a locurilor de munc ă vacante, reprezintă raportul dintre numă rul mediu anual al locurilor de muncă vacante și numărul mediu anual total al locurilor de muncă (ocupate și vacante),exprimat procentual:
unde: RLV a = rata medie anuală a locurilor de muncă vacante; LV a = numărul mediu anual al locurilor de muncă vacante; LOa = numărul mediu anual al locurilor de muncă ocupate.
Analiza de mai jos este structurată astfel:
analiza ratei medii a locurilor de muncă vacante pe activitați economice în perioada 2005-2008;
analiza ratei medii a locurilor de muncă vacante pe ocupații perioada 2005-2008;
curba lui Beveridge pentru România în perioada 2005-2008
a) analiza ratei medii a locurilor de muncă vacante pe activitați economice în perioada 2005-2008
Pentru denumirea activitatilor (conform codului CAEN) am utilizat aceleași simboluri ca și Institutul National de Statistica, astfel:
Tabel 4.1 : Denumirea activitatilor
Rata medie a locurilor de muncă vacante în anul 2005 22
Rata medie a locurilor de munca vacante pe activitati economice 2005
Fig. 4.1 Rata medie a locurilor de muncă vacante pe activități economice 2005
Sursa: Institutul National de Statistica, Statistici regionale 2007
Din graficul de mai sus observăm că cele mai multe locuri de muncă vacante s- au înregistrat în activitățile din administratia publică ( 4,54%) și cele din sănătate și asistență socială (3.11%). In schimb cele mai mici valori s-au regasit în activitățile din industria extractiva (0,43%), energie electrică și termică, gaze și apă (0,46%) si transport (0.54%).
La nivel regional observăm din graficul de mai jos că , regiunea București-Ilfov înregistrează cea mai ridicată rată medie a locurilor de muncă vacante (2.08%), urmată de regiunea N-E (1.69%), deoarece în această regiune foarte mulți români lucrează în străinătate.
22 Acest indicator a inceput sa fie calculat de INS începand cu anul 2005.
74
Rata medie a locurilor de munca vacante in anul 2005 pe regiuni de dezvoltare
1.69
1.14
1.89
Fig.4.2 Rata medie a locurilor de mincă vacante în anul 2005 pe regiuni de dezvoltare
Sursa: Institutul National de Statistica, Statistici regionale 2007
O analiză mai detaliată pe activitați la nivel regional 23 ne arată faptul că, cele mai multe locuri vacante s-au înregistrat: în administratie publică în regiunea București-Ilfov (9.62%), în agricultură în regiunea Centru (4.91%), sanatate și asistentă socială în regiunea Sud-Muntenia (4.44%). Această situație poate fi explicat ă astfel cele mai multe locuri de muncă din administratia publică se găsesc în Bucuresti, regiunea Centru este o regiunea în care domina activitatile agricole fapt ce determină o creștere a ofertei de locuri de muncă în acest domeniu.Activitătile din sanătatea și asistenta sociala oferă în general foarte multe locuri de muncă datorită faptului că o mare parte din absolventii de medicina, farmacie și asistență socială se orientează către alte activitați la finalizarea studiilor.
23 In acest caz am notat cu C industria din care face parte: industria extractiva, industria prelucratoare si energie electrica si termica, gaze si apa.
75
Rata medie a locurilor de munca vacante in 2005, pe regiuni de dezvoltare
Fig. 4.3 Rata medie a locurilor de muncă vacante în 2005, pe regiuni de dezvoltare
Sursa: Institutul National de Statistica, Statistici regionale 2007
Rata medie a locurilor de muncă vacante în perioada 2005-2006
Rata medie a locurilor de munca vacante in perioada 2006-2005, pe activitati economice
Fig. 4.4 Rata medie a locurilor de muncă vacante în perioada 2006-2005, pe activități economice
Sursa: Institutul National de Statistica, Statistici regionale 2007
Analizând graficul de mai sus observăm că, comparativ cu anul 2005 ratele medii anuale ale locurilor de muncă vacante in anul 2006 au avut valori mai ridicate în administrație publică,sănătate și asistentă social ă, intermediere financiară, hoteluri și restaurante, transport, depozitare și comunicații. In cazul celorlalte activitați s-a înregistrat o scădere.
Dacă în anul 2005 regiunea București-Ilfov înregistra cele mai multe locuri de muncă vacante, în anul 2006 acesteia i se alatură regiunea Nord-Est cu același procent
76
2.04% (procent in scadere pentru regiunea Bucuresti-Ilfov, dar in crestere pentru regiunea Nord-Est). In cadrul regiunii Nord-Est cea mai mare ofertă de locuri de muncă s-a înregistrat în activitățile de intermediere financiară (3.19%).
Rata medie a locurilor de munc vacante in anu 2006 pe regiuni de dezvoltare
2.04
N-E
1.61 1.55 S-E
S-Muntenia
S-V Oltenia
1.29
Fig. 4.5 Rata medie a locurilor de muncă vacante în 2006 pe regiuni de dezvoltare
Sursa: Institutul National de Statistica, Statistici regionale 2007
Rata medie a locurilor de muncă vacante în perioada 2007-2006
In anul 2007 la fel ca si in anii anteriori cele mai multe locuri de munca vacante s-au inregistrat în administrație publică și sănătate și asistență socială. Comparativ cu anul 2006 ratele medii anuale ale locurilor de muncă au avut valori mai ridicate, cu exceptia activităților de tranzactii imobiliare, comerț și transport.
Fig. 4.6 Rata medie a locurilor de muncă vacante în perioada 2006-2007, pe activități economice
Sursa: Institutul National de Statistica, Statistici regionale 2007
77
La nivel regional situatia se menține la fel ca in anii anteriori, adică rata medie a locurilor de munc ă vacante este mai ridicată în regiunea București-Ilfov, respectiv regiunea Nord-Est.
Rata medie a locurilor de munca vacante in perioada 2007-2006, pe regiuni de dezvoltare
2.33
1.66
Fig. 4.7 Rata medie a locurilor de muncă vacante în 2006 pe regiuni de dezvoltare
Sursa: Institutul National de Statistica, Statistici regionale 2007
Rata medie a locurilor de muncă vacante în perioada 2007-2008
78
Fig. 4.8 Rata medie a locurilor de muncă vacante în perioada 2007-2008, pe activități economice
Sursa: Institutul National de Statistica, Statistici regionale 2007
Din graficul de mai sus observăm că, ratele medii ale locurilor de muncă vacante în anul 2008 comparativ cu anul 2007 au înregistrat valori mai scazute, excepție facând activitățile din învățământ, sănătate și transport. La nivel regional regiunea București-Ilfov a înregistrat cea mai ridicată rată medie anuală a locurilor de muncă vacante (2.47%), urmată de regiunea Nord-Est (2.33%), iar în celelalte regiuni de dezvoltare s-a înregistrat o scădere comparativ cu anul 2007. Conform datelor furnizate de Institutul Național de Statistică în primul trimestru al anului 2009, rata locurilor de muncă vacante a fost de 1.27%, fiind în scă dere cu 0.87 puncte procentuale fata de același trimestru al anului 2008. Cea mai mare cerere de muncă s-a înregistrat în activitățile de sănătate (4.74%) și admistratie publică (4.03%).
Concluzie 1:
Pe baza datelor analizate mai sus am putea spune că, de-a lungul perioadei 2005-2008 s-a evidentiat un deficit al forței de muncă pe activități întălnit cu precădere în administratia publică și sănătate și asistență social ă. In schimb rata medie a locurilor de munca vacante a inregistrat cele mai mici procente in toti cei patru ani pentru activitatile desfasurate in industria extractiva, energie electrică și termică, gaze și apă si transport. Incepând cu anul 2009 situatia s-ar putea schimba, chiar daca în primul trimestru rata medie a locurilor de muncă vacante a fost de 4.03% pentru administratia publica deoarece în România 6% din salariați lucrează in sistemul bugetar, iar numărul de angajați din sectorul public va fi redus cu 326.000 de posturi până în 2015. La nivel regional cele mai multe locuri de munca vacante s-au inregistrat in regiunea Bucuresti-Ilfov si regiunea Nord-Est, iar la polul opus găsim regiunea Sud-Vest Oltenia.
b) analiza ratei medii a locurilor de muncă vacante pe ocupații perioada 2005-2008
79
Pentru a analiza rata locurilor de munca vacante pe ocupatii am grupat conform Institutului National de Statistica ocupatiile pe grupe majore conform COR (clasificarea ocupatiilor din Romania), astfel:
GM 1 – conducători și funcționari din administrația publică și din unitățile economico-sociale
GM 2 – specialiști cu ocupații intelectuale și științifice GM 3 – tehnicieni, maistri și asimilați
GM 4 – funcționari administrativi
GM 5 – lucrători operativi în servicii, comerț și asimilați
GM 6 – agricultori și lucrători calificați în agricultură, silvicultură și pescuit
GM 7 – meștesugari și lucrători în meserii de tip artizanal, de reglare și întreținere a mașinilor și instalațiilor
GM 8 – operatori la instalații și masini și asamblori de mașini, echipamente și alte produse
GM 9 – muncitori necalificați
Rata locurilor de muncă vacante pe grupe majore de ocupații în anul 2005
Din graficul de mai sus observăm că, cea mai mare ofertă de locuri de muncă în anul 2005 au fost cele de specialiști cu ocupații intelectuale (2.63%) și funcționari administrativi (2.23%). La polul opus cea mai redusă ofertă de locuri de muncă s-a gă sit în rândul ocupațiilor de legislatori ( GM1) și de lucrători operativi în servicii , comerț și asimilați (GM 5).
Rata medie a locurilor de munca vacante pe grupe majore de ocupatii in anul 2005
Fig. 4.9 Rata medie a locurilor de muncă vacante pe grupe majore de ocupații în anul 2005
Sursa: Institutul National de Statistica, Statistici regionale 2007
80
La nivel regional cele mai multe locuri de muncă disponibile s-au regăsit în regiunea București-Ilfov și Sud-Vest Oltenia pentru agricultori (GM6) și regiunea Vest pentru specialiști cu ocupatii intelectuale (GM2).
Fig. 4.10 Rata medie a locurilor de muncă vacante pe grupe majore de ocupații în anul 2005, pe regiuni de dezvoltare
Sursa: Institutul National de Statistica, Statistici regionale 2007
Rata locurilor de muncă vacante pe grupe majore de ocupații în perioada 2006-2005
La fel ca si in anul 2005 cele mai multe locuri de munca au vizat specialiști cu ocupații intelectuale ( GM2) si funcț ionari administrativi (GM6). Comparativ cu anul 2005 ratele medii anuale ale locurilor de muncă vacante au crescut pentru -specialiști cu ocupații intelectuale ( GM2), tehnicieni , maieștri și asimilați (GM3), funcționari administrativi (GM4)- și au scăzut pentru toate celealte ocupații cu exceptia lucrătorilor operativi în servicii, comert ( GM5) unde procentul a rămas același.
81
Fig. 4.11. Rata medie a locurilor de muncă vacante pe grupe majore de ocupatii în perioada 2005-2006
Sursa: Institutul National de Statistica, Statistici regionale 2007
Rata locurilor de muncă vacante pe grupe majore de ocupații în perioada 2007-2006
In anul 2007 angajatorii au prezentat cea mai mare oferta de munca pentru specialiști cu ocupaț ii intelectuale (GM2) si tehnicieni, maistri și asimilați (GM3). La polul opus gasim la fel ca si in 2005 ocupațiile de legislatori (GM1) acesta fiind un domeniu controlat de catre stat. Comparativ cu anul 2006, în anul 2007 ratele medii anuale ale locurilor de muncă vacante au fost mai mari pentru toate ocupațiile. Cea mai mare creștere s-a înregistrat pentru tehnicieni , maieștri și asimilați (GM3) și operatori la instalații și masini (GM8).
82
Fig. 4.12 Rata medie a locurilor de muncă vacante în perioada 2006-2005, pe grupe majore de ocupații
Sursa: Institutul National de Statistica, Statistici regionale 2007
• Rata locurilor de muncă vacante pe grupe majore de ocupații în perioada 2008-2007
Din tabelul de mai jos observăm că în anul 2008 ratele medii anuale ale locurilor de muncă vacante au scăzut cu exceptia tehnicienilor, maieștrilor și asimilați (GM3) unde s-a înregistrat o mică creștere. Pentru specialiști cu ocupații intelectuale ( GM2) procentul a rămas același.
Fig. 4.13 Rata medie a locurilor de muncă vacante în perioada 2007-2008, pe grupe majore de ocupații
Sursa: Institutul National de Statistica, Statistici regionale 2007
Concluzie 2:
In perioada 2005-2008 s-a inregistrat un deficit de forta de munca pentru urmatoarele ocupatii: specialiști cu ocupații intelectuale și științifice, funcționari administrativi si tehnicieni, maistri și asimilați. La polul opus am avut conducători și funcționari din administrația publică ș i din unitățile economico- sociale si lucrători operativi în servicii, comerț și asimilați. In anul 2009 datorita crizei economice, situatia s-ar putea schimba, asa cum am prezentat si mai sus, iar rata medie a locurilor de munca vacante pentru functionarii adminstrativi ar trebui sa scada.
4.2 Curba Beveridge în cazul României (2004-2009)
Unul dintre motivele pentru care se înregistrează deficite ale pietei muncii constă în necorelarea numă rului de șomeri cu numărul de locuri vacante existent într-o economie. Astfel, pot coexista segmente ale pieț ei muncii în care se manifestă un surplus de forță de muncă (cele care oferă salarii mai ridicate și condiții bune de munc ă) cu segmente în care există deficit de forță de muncă, acestea fiind caracterizate prin persistența unui număr ridicat de locuri de muncă vacante (acelea în care salariile sunt
83
apropiate de salariul minim, iar condițiile de muncă sunt dificile). Totuși, slaba compensare a surplusului cu deficitul de forță de muncă poate fi cauzată atât de diferențele de dezvoltare ale regiunilor, cât și de disparitățile fenomenului de migrație la nivel regional. Astfel, regiunile relativ dezvoltate tind să înregistreze locuri de muncă vacante în sectoarele remunerate mai puțin, în timp ce regiunile relativ mai sărace înregistrează surplusuri de forță de muncă în majoritatea segmentelor pieței muncii; însă, dacă regiunile mai puțin dezvoltate se caracterizează printr-o migrație ridicată a forței de muncă, atunci acestea pot avea o rată mai ridicată a numărului de locuri de muncă vacante în anumite sectoare de activitate. In consecință, analiza relației dintre șomaj și locurile de muncă vacante poate oferi o serie de informații în legătură cu gradul de flexibilitate a pieței muncii și cu decalajele dintre regiuni.
Relația dintre șomaj și locurile de muncă vacante este cunoscută sub numele de curba Beveridge sau curba U-V (Unemployment-Vacancy). Poziția curbei Beveridge în spațiul U-V influențează nivelul echilibrului pe termen lung al șomajului: o curbă care se orientează mult spre stânga (aproape de axa verticală) indică faptul că șomerii sunt compatibili cu locurile de muncă vacante, constând într-o rată NAIRU joasă, în timp ce o curbă mult spre dreapta indică lipsuri severe ș i un șomaj de echilibru înalt. Ca și șomajul, și locurile de muncă vacante se schimbă la fluctuațiile activit ății agregate, poziția pe curbă putând indica în care fază se afl ă economia în ciclul de afaceri. Recesiunile, de exemplu, sunt asociate în general cu un șomaj ridicat și puține locuri de muncă vacante, corespunzătoare punctelor de pe curbă situate mult spre dreapta- jos, în timp ce în expansiune se verifică opusul, adică punctele cele mai din stânga sus. Totuși, curba Beveridge nu este chiar o linie diagonală , ca urmare a ciclicității activității economice și prin urmare a faptului că mișcarea ciclică a șomajului se leagă de obicei cu cea a locurilor de muncă vacante. Curba Beveridge poate, de asemenea, să-și schimbe pozi ția ca răspuns la factorii structurali. O mișcare a curbei spre dreapta ar indica o creștere a șomajului de echilibru, în timp ce o mișcare spre stânga implică o scădere a ratei șomajului de echilibru (figura 4.14.).
Rata locurilor de muncă vacante % (v)
45 (u = v)
Expansiune: v ridicat; u redus
Recesiune: v redus, u ridicat
NAIRU Rata șomajului % (u)
Fig. 4.14. Curba Beveridge
84
Rata locurilor de muncă vacante reprezintă raportul dintre numărul locurilor de muncă vacante și numărul total al locurilor de muncă (ocupate și vacante), exprimat procentual. Modificarea curbei Beveridge este rezultatul factorilor instituționali specifici funcționării pietei muncii, a intensității fenomenului de migrație și a mobilității intra și inter-sectoriale a forței de muncă:
sistemul de asigurări de șomaj, care afectează direct înclinația șomerului de a ocupa locurile de muncă vacante. Aspectele lui cele mai importante sunt generozitatea și durata beneficiilor, gradul de acoperire, rigoarea cu care sistemul este operat și extinderea cu care șomerii primesc consiliere adecvată și sprijin de la serviciile publice de ocupare;
politicile active pe piața muncii (PAPM) pot să faciliteze compatibilitatea dintre șomeri și locurile de muncă vacante. Scopul PAPM este de a furniza asistență activă șomerilor care își vor îmbunătăți șansele de a obține un loc de muncă. De exemplu, serviciile de ocupare publică pot contribui la întâlnirea dintre șomeri și locurile de muncă disponibile anunțate de agenții economici („job brokerage”). Locurile de muncă vacante pot necesita calificări diferite de acelea pe care pot să le furnizeze șomerii, necesitând instruire. Lipsa de compatibilitate a calificărilor poate fi o problemă particulară pentru șomerii de lungă durată, ale căror calificări generale pot să se fi deteriorat din lipsa utilizării lor, iar/sau calificările locurilor de muncă specifice să nu poată fi transferabile la angajatorii viitori. O incompatibilitate similară poate afecta tinerii care termină școala fără să aibă o calificare cerută pe piața muncii;
legislația de protecție a ocupării (LPO), care constă din reglementări ce determină nivelul securității ocupării, incluzând reguli pentru contractele pe termen fix, agenții de plasare temporară și alte forme ale ocupării temporare, care afectează eficiența compatibilității. Strictețea LPO fac firmele mai prudente în ceea ce privește ocuparea locurilor de muncă vacante determinând scăderea vitezei cu care șomerii se întorc în câmpul muncii, reducând eficiența armonizării locurilor de muncă. Altă situație este că unele țări au menținut LPO stricte pentru angajații obișnuiți (full-time), în timp ce altele au relaxat regulile pentru contractele temporare. Această combinație a condus la o expansiune a locurilor de muncă temporare în câteva țări, care generează fluxuri crescute de locuri de muncă vacante noi și șomeri recenți, ca urmare a pozițiilor temporare;
mobilitatea geografică limitată constituie altă barieră împotriva compatibilității dintre șomeri și locurile de muncă disponibile. Preferințele privind locația, domiciliul sau responsabilitățile de familie restrâng zona unde mulți lucrători sunt pregătiți să lucreze. Această imobilitate explică coexistența insuficienței pieței muncii în anumite regiuni a țării și ratei de șomaj înalte în altele, adesea pentru perioade lungi de timp.
Reprezentarea curbei Beveridge pentru România evidențiază reducerea gradului de compatibilitate între locurile de muncă vacante și numărul șomerilor în contextul în care economia a înregistrat progrese reduse ale procesului de macrostabilizare. În figura 4.15. este prezentată evoluția curbei Beveridge în perioada 1991-2004 care ilustrează o evoluție aleatoare a corelației dintre locurile de muncă vacante și rata șomajului. Astfel, se poate observa că în perioada 1994-1997 a avut loc o îmbunăt ățire a compatibilității șomerilor cu locurile de muncă vacante, urmată de o înrăutățire în perioada 1997-2000 și
85
apoi, din nou, de o îmbunătățire în perioada 2000-2003. Din 2003 curba se deplasează în sus, ceea ce indică un dezechilibru, deoarece cresc locurile de muncă vacante fără ca această creștere să fie însoțită de o reducere a ratei șomajului. Trebuie avut în vedere, totuși, că poziția punctului 2004 este doar estimativă deoarece s-au folosit doar datele din ianuarie, februarie și martie privind locurile de muncă vacante și numărul șomerilor. Aceast ă curbă a fost trasată pentru a ilustra, atât procesul de armonizare a locurilor de muncă vacante cu șomerii din țara noastr ă, cât și importanța folosirii acestui instrument în analiza performanțelor instituțiilor pieței muncii.
1991-2004
2004
2000
2003
1991
1992
Fig. 4.15. Curba Beveridge în România (1991-2004)
Incepând cu anul 2004 s-a înregistrat o deplasare către stânga a curbei Beveridge, acest proces fiind accentuat începând cu anul 2007, ca urmare a supraîncălzirii economiei și a migrației forței de muncă. Reducerea ratei șomajului până la un minim de 3,7% și creșterea numărului de locuri de muncă vacante s- au manifestat până în luna octombrie 2008, după care rata locurilor vacante s-a micșorat până la un nivel de 0,2%; deplasarea curbei Beveridge către dreapta jos evidențiază instalarea recesiunii în economia românească (figura 4.16).
86
Conform datelor publicate de INS în august 2009 pentru situația de pe piața muncii din primul trimestru al anului, ocupațiile cele mai căutate de angajatori au fost cele de specialiști cu ocupații intelectuale și științifice, de agricultori și lucrători calificați în agricultură , silvicultură și pescuit. Cea mai redusă disponibilitate a locurilor de muncă s-a regăsit în rândul ocupațiilor de operatori la instalații și maș ini și asamblori de maș ini, echipamente și alte produse și cele de meșteșugari și lucrători calificați în meserii de tip artizanal, de reglare și întreținere a maș inilor și instalațiilor. În cazul acestor categorii, rata locurilor de muncă disponibile a fost mai redus ă de 0,1%. În profil teritorial, regiunea cu cea mai mare rată a locurilor de muncă vacante a fost București-Ilfov (de aproximativ 0,3%), urmată de regiunea Nord-Est, în timp ce regiunile Nord-Vest și Sud-Est au înregistrat cele mai scăzute valori ale acestui indicator (de peste două ori mai mici decât media națională).
Pentru a evidenția stabilitatea și intensitatea legăturii dintre rata locurilor de muncă vacante și rata șomajului în România, am estimat curba Beveridge pentru perioada 2004-2009:6, utilizând serii de date lunare ale Institutului Național de Statistică. In vederea deducerii modelului econometric al curbei Beveridge am utilizat funcția cererii de forță de muncă construită în raport de numărul șomerilor (U) și al locurilor de muncă vacante (V):
CL = f(U; V), dCL/dU > 0; dCL/dV > 0; (1) unde CL reprezintă numărul angajărilor.
Aceast ă funcție evidențiază gradul de concordanță între șomerii care își caută un loc de muncă ș i angajatorii care caută lucrători pentru anumite sectoare de activitate. Funcția poate fi scrisă sub forma Cobb-Douglass, unde parametrul A exprimă gradul de
concordanță, descris anterior:
CL = A(U)α (V)1 -α (2) Impărțind ecuația (2) la forța de muncă (L) rezultă:
Ecuația (3) devine prin logaritmare: log(cL) = a + αlog(u) + (1-α)log(v).
(4)
Dacă presupunem constant raportul între numărul angajărilor și forta de muncă, atunci rezultă o relație inversă între rata șomajului (u) și rata locurilor de muncă vacante (v):
log(u) = α0 + α1log(v) + ε (5)
In literatura de specialitate ecuația (5) a fost testată în funcție de valorile decalate ale ratei șomajului, pentru a evidenția persistența acesteia și ale ratei locurilor de muncă vacante.
In vederea testarii curbei Beveridge în cazul României am utilizat definițiile INS ale ratei șomajului și ale ratei locurilor de muncă vacante. Deoarece seriile de date utilizate sunt lunare se manifestă fenomenul de sezonalitate, evidențiat de creșterea ratei șomajului și reducerea ratei locurilor de muncă vacante în perioada noiembrie-februarie a anilor consecutivi cuprinși în intervalul de analiză. Pentru a elimina influența factorilor sezonieri am recurs la desezonalizarea seriilor de date utilizând procedura Census X12 (figura 4.17.). In perioada 2004:1 – 2009:6, rata șomajului a înregistrat o valoare medie de 5,27%, o valoare maximă de 7,34% în luna martie din 2004 și una minimă de 3,84% în luna aprilie din 2008. Media celor 66 de observații ale ratei locurilor de muncă vacante a fost de 0,41%, maximul fiind de 0,59% în luna ianuarie a anului 2007, iar valoarea minimă de 0,21% în luna decembrie a anului 2008.
SOMAJ_SA
VACANT_SA
Fig. 4.17. Ratele desezonalizate ale șomajului și ale numărului de locuri de muncă vacante
Analiza grafică a celor două serii de timp evidențiază prezența unui anumit trend, ceea ce indică posibila absență a fenomenului de staționaritate. Staționaritatea unei serii de date presupune ca proprietățile sale stohastice, respectiv media, dispersia, covarianța să fie constante și să nu varieze în funcție de timp. De asemenea, o serie staționară are tendinț a de a reveni la valoarea mediei și de a fluctua în jurul acesteia (are o varianță finită). În schimb, o serie nestaț ionară are o medie diferită la diverse momente în timp. Analizând pe baza testului ADF ipoteza de staționaritate pentru cele două serii exprimate în logaritm, se observă acceptarea ipotezei Ho la nivelul inițial, ceea ce presupune existența unei rădăcini unitare (tabelul 4.2).
Tabelul 4.2 Testele de staționaritate
88
Notă: *) staționar la pragurile de semnificație de 5% și 10%; nestaționar la 1%.
Conform testului ADF, seriile de date ale ratei șomajului și ale ratei locurilor de muncă vacante devin staționare cu prima diferență, valorile ADF(1) fiind inferioare celor care corespund pragurilor de semnificație incluse în tabel. Pentru a utiliza serii de timp staționare am calculat primele diferențe ale celor două variabile:
dlog(u) = log(u) – log(u-1); dlog(v) = log(v) – log(v-1).
Am construit un VAR în care am inclus formele staționare ale ratei șomajului (u) și ratei locurilor de muncă vacante (v) . Pentru a alege numărul de laguri am utilizat testele de selecț ie: Akaike, Schwarz și Hannan-Quinn. Conform ultimelor două teste, valorile minime corespund unui VAR cu un singur lag, în timp ce valoarea minimă a testului Akaike se înregistrează pentru lagul al treilea al modelului VAR. Pentru a alege lagul optim am utilizat lag exclusion test, a cărui ipoteză Ho este că se înregistrează o valoare nesemnificativ diferită de zero a coeficientului corespunzător lagului ales. Dacă este acceptată (probabilitatea asociată este mai mare de 5%), atunci lagul respectiv va fi eliminat. Aplicând acest test din Eviews 6 se observă că probabilitățile asociate celor trei laguri alese sunt inferioare pragului de semnificație de 5%, ceea ce presupune respingerea ipotezei H0 (tabelul 4.3.). Rezult ă c ă informațiile oferite de criteriile de selecție confirmă alegerea unui VAR cu un lag sau cu trei laguri.
Tabelul 4.3 Testul de excludere a lagului VAR
Sample: 2004M01 2009M06
Included observations: 62
Chi-squared test statistics for lag exclusion:
Numbers in [ ] are p-values
Pentru a alege lagul optim al unui model VAR specificat corect am utilizat criteriul R2 ajustat al fiecărei ecuații. Dacă prin mărirea lag-urilor se îmbunătățește R pătrat ajustat, lag-urile respective aduc informaț ie suplimentară. Estimând modelul VAR pentru 1 lag am obținut o valoare a R2 ajustat de 0,59 și de 0,69 pentru VAR cu 3 laguri.
89
In aceste condi ții, am ales modelul VAR cu 3 laguri ale variabilelor incluse, care are următoarea formă:
dlog(u)=0,49dlog(u-1) + 0,34dlog(u-2) – 0,005dlog(u-3) – 0,05dlog(v-1) – 0,05dlog(v-2) – 0,06dlog(v-3)
[ 3.93967] [ 2.54150] [-0.03803] [-2.91712] [-2.35447] [-3.17394]
Modelul VAR cu 3 laguri are un singur coeficient nesemnificativ diferit de zero, așa cum rezultă din analiza criteriului t statistic inclus între paranteze, ceea ce sugerează o bună reprezentare a relației dintre rata șomajului și rata locurilor de muncă vacante. Valorile criteriilor Akaike și Schwarz ale VAR sunt mai reduse decât cele din cadrul modelului VAR cu un singur lag, confirmând alegerea lagului optim. Conform modelului VAR, o creștere cu 1 punct procentual a variației ratei șomajului din perioada anterioară se reflectă în sporirea cu 0,49 puncte procentuale a variației actuale a ratei șomajului, ceea ce constituie o dovadă a persistenței acestei variabile. Impactul asupra variației actuale a ratei șomajului se reduce în timp, iar în cazul variației decalate cu 3 luni influența este nesemnificativă statistic. Relația dintre prima diferență a ratei șomajului (u) și diferențele decalate cu una, două, respectiv trei luni ale ratei locurilor de muncă vacante (v) este negativă și semnificativă statistic, ceea ce confirmă relația inversă dintre cele două variabile. Astfel, o creștere cu 1 p.p. a variației v decalată cu un lag se reflectă în reducerea cu 0,05 p.p. a variației ratei șomajului. Interpretările modelului VAR își păstrează validitatea dacă se acceptă ipotezele de stabilitate și staț ionaritate ale VAR. Pe baza acestora, vor putea fi construite funcțiile de impuls-răspuns și de descompunere a variației variabilei dependente.
Modelul VAR este considerat stabil dacă toate rădăcinile au valori exprimate în modul inferioare unității. In figura 4.18. se observă că toate rădăcinile polinomului se află în interiorul cercului de rază 1, ceea ce validează condiția de stabilitate a modelului.
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial
1.5
1.0
0.5
0.0
-0.5
-1.0
-1.5 -1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5
Fig. 4.18 Testarea stabilității VAR
Ca și în cazul regresiei OLS, etapa de testare a reziduului ecuaț iei modelului VAR este foarte importantă pentru că trebuie respectate aceleași ipoteze. Nerespectarea lor
90
poate duce la concluzii greșite privind, de exemplu, eroarea standard și concluziile formulate pot fi, în realitate, false. Pentru a evidenția prezența/absența autocorelării erorilor am utilizat testele Residual Portmanteau Tests for Autocorrelations și Residual Serial Correlation LM Tests. Primul calculează testul multivariat Box-Pierce/Ljung-Box Q-statistics pentru corelație serială până la un anumit lag specificat. Ipoteza nulă este de lipsă a autocorelației până la lag -ul specificat. Aplicarea acestui test pentru laguri mai mari decât lagul VAR confirmă acceptarea ipotezei H0, deci a absenței autocorelării erorilor, probabilitatea asociată fiecărui lag fiind superioară valorii critice de 5%. Aceeași concluzie rezultă din aplicarea testului mutivariat LM, care acceptă ipoteza de necorelare a reziduurilor la un anumit lag, ceea ce constituie o dovadă a unui model bine specificat (tabelul 4.4).
O altă ipoteză a modelului VAR se referă la distribuția normală a reziduurilor. Conform testului Jarque-Bera aplicat modelului curbei Beveridge, se acceptă ipoteza nulă a normalității reziduurilor deoarece probabilitatea asociată este de 8,32%, valoare superioară pragului de semnificaț ie de 5%. Dintre cele două variabile, rata șomajului se caracterizează printr-o distribuție diferită de cea normală a reziduurilor, iar rata locurilor de muncă vacante prin una normală. O ultimă ipoteză testată în vederea validării depline a modelului VAR cu 3 laguri este homoscadeasticitatea, adică varianța egală a erorilor modelului. Ipoteza H0 a testului White de heteroskdasticitate este aceea că nu se înregistrează acest fenomen.
Tabelul 4.4. Teste de autocorelare a erorilor
Aplicarea testului evidențiază acceptarea ipotezei H0, probabilitățile asociate produsului dintre reziduuri fiind superioare pragului de neacceptare de 5% (tabelul 4.5).
91
Tabelul 4.5. Testul White de heteroskedasticitate
prognoză (forecast error variance decomposition), adică descompunerea variației și cauzalitatea-Granger.
Aplicarea funcției de răspuns la șoc în modelul VAR utilizat pentru estimarea curbei Beveridge va oferi informații în legătură cu semnul răspunsului la un anumit șoc și la persistența efectelor diverselor ș ocuri. In figura 4.19. se observă că sporirea diferențialului ratei șomajului în luna t generează o scădere a variației în luna t+1, urmată de o ușoară creștere în luna t+2, șocul neutralizându-se abia în luna t+ 32. Aceeași caracteristică a unui șoc pe termen lung asupra diferențialului ratei șomajului se observă și în cazul creșterii ratei locurilor de muncă vacante, exprimată ca primă diferență. Rata șomajului (primă diferență) scade accentuat până în luna t+ 3, după care șocul tinde să se neutralizeze foarte lent; impactul acestuia va dispărea abia în luna t+34. Analiza funcției de răspuns sugerează manifestarea unor șocuri persistente asupra ratei ș omajului în perioada 2004:1 – 2009:6, aspect explicabil prin existența unor forme diferite ale curbelor Beveridge în perioada 2004-2007, respectiv 2007-2009, precum se observă în figura 4.19. Diminuarea până la epuizare a șocurilor asupra variabilei du întărește trăsătura de stabilitate a modelului VAR utilizat.
92
Response of DU to Cholesky
One S.D. DU Innovation
Response of DU to Cholesky
One S.D. DV Innovation
Fig.4.19 Răspunsurile du la șocurile du și dv
Descompunerea varianței oferă informaț ii cu privire la importanța relativă a fiecărui șoc în ierarhia efectelor asupra variabilelor din cadrul modelului VAR. Analizând rata șomajului exprimată ca primă diferență se observă c ă în luna t+1 de la manifestarea unui șoc, 89,3% din variație este explicată de șocurile ei, iar 10,7% de șocurile ratei locurilor de muncă vacante. Influența acestei variabile crește, stabilizându-se la un nivel de 34%-35%, începând cu luna t+8. Pe termen mai lung, variația ratei șomajului este explicată în proporție de aproximativ două treimi de șocurile ei și de o treime de șocurile ratei locurilor de muncă vacante.
Tabelul 4.6 Descompunerea variației variabilei du
Cauzalitatea de tip Granger dintre variabilele du și dv evidențiază în ce măsură prognoza unei variabie poate fi îmbunătățită prin includerea unui set de informații privind cealalta variabilă. Aplicarea testului Granger arată că ipoteza H0 a absenței cauzalit ății este respinsă numai în cazul influenței dv asupra du. Astfel, cu o probabilitate de 99,987%, variația ratei locurilor de munc ă vacante constituie o variabilă utilă în explicarea evoluției viitoare a ratei somajului exprimată ca prima diferență.
CAPITOLUL V ANALIZA DINAMICII ȘOMAJULUI ÎN ROMÂNIA
93
5.1 Dimensiunile șomajului în România
Șomajul face parte din realitatea economică a majorității statelor lumii. La începutul anilor ’80, în multe din țările dezvoltate, șomajul se ridica la dimensiuni istorice. Până la sfârșitul anului 1988, în Franța, Germania, Italia și Statele Unite ale Americii, el se menținea, încă, la cote înalte. De și cu o experiență ceva mai favorabilă în acest domeniu, în S.U.A. procesul de reducere, de combatere a șomajului a fost încet și dureros. După anii ’90, șomajul s-a instaurat și în economia României, având de atuncii evoluții oscilante, dar înscriindu-se, totuși, pe o pantă crescătoare.
Rata șomajului, coroborată cu cea a inflației, duc la determinarea unor indici ai gradului de sărăcie a unei națiuni. Când acești indici au valori ridicate, fie șomajul, fie inflația, vor candida la postul de cea mai gravă problemă a sărăciei în țara respectivă.
Creșterea economică joacă un rol important în reducerea șomajului. Dar, dincolo de o componentă ciclică a șomajului, există ș i o componentă structurală, care persistă chiar și în perioadele de redresare economică și care este mai dificil de redus.
Potrivit datelor furnizate de Agenț ia Na țională pentru Ocuparea Forței de Muncă, numărul ș omerilor înregistrați la sfârș itul lunii iulie 2009 era de 572562 persoane. Rata șomajului înregistrat a fost de 6,3% (5,9% în cazul femeilor). Din numărul total al șomerilor înregistrați, femeile reprezentau 44% (252043 persoane).
În anul 2008 numărul șomerilor BIM 24 anunțat de Institutul Naț ional de Statistică a fost de 575 mii persoane, cu o rată a șomajului în sens BIM de 5,8%, în scădere față de anul 2007 (6,4%). În trimestrul I 2009 numărul acestora a urcat la 666 mii persoane, rata șomajului fiind de 6,9%. Pe sexe, ecartul dintre cele două rate ale ș omajului BIM a fost de 2,4 puncte procentuale (7,9% pentru bărbați față de 5,5% pentru femei), iar pe medii rezidențiale, de 1,5 puncte procentuale (7,5% pentru mediul urban, față de 6,0% pentru mediul rural). Rata șomajului BIM avea nivelul cel mai ridicat (21,3%) în rândul tinerilor (15-24 ani).
În perioada 1996-2008, pe baza datelor din Anuarul Statistic al României 2008 și a datelor oferite de Ancheta trimestrială a for ței de muncă în gospodării trimestrul I 2009, se observă că evoluția ratei șomajului a fost fluctuantă, Pe prima subperioadă a orizontului de timp analizat (1996-2001) rata șomajului a înregistrat o mișcare ascendentă , culminând cu 6,9% în anul 2000. După 2002 se remarcă o tendință de reducere a nivelului acesteia, până la 5,8% în anul 2008.
24 Conform Criteriilor Biroului Internațional al Muncii
94
Fig. 5.1 Evoluția ratei șomajului BIM, în perioada 1996-2008, pe genuri și medii
Sursa datelor: Anuarul statistic al României 2008, Ancheta asupra forței de muncă în gospodării trimestrul IV 2008, INS.
Detaliind analiza pe cele două genuri, trebuie menționat că în cazul populației masculine s-au înregistrat constant niveluri superioare față de cele din cazul populației feminine. S-au făcut remarcate ș i evoluții în sensuri diferite ale ratei șomajului în cazul feminin și masculin, cel puțin în perioada dinaintea anului 2002: dacă în cazul populației masculine rata șomajului a crescut (valoare maximă: 7,5% în 2000), în cazul populației feminine ea a scăzut (de la 7,2% în 1996 la 5,8% în 2001). În a doua parte a perioadei analizate (2002 -2008) s-au înregistrat reduceri ale nivelului indicatorului pentru ambele genuri. Privind comparativ evoluția ratei șomajului în sens BIM pe medii de rezidență, se pot reda următoarele concluzii: în permanență mediul rural a avut un nivel mai scăzut al ratei șomajului decât cel urban; pe întregul orizont de timp analizat, rata șomajului în cele două medii de rezidență a evoluat după tendințe diferite: dacă în mediul urban ea a înregistrat o scădere, în cel rural s-au înregistrat creșteri ale nivelului indicatorului.
În perioada analizată au avut loc și mutații în structura pe sexe a șomerilor înregistrați. Astfel, ponderea femeilor în numărul șomerilor BIM a scăzut continuu, de la peste 49% în anul 1996, până la aproape 36% în anul 2008 (figura 5.2.).
95
50,00
45,00
40,00
35,00
30,00
25,00
20,00
15,00
10,00
5,00
0,00
1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008
Fig. 5.2 Ponderea femeilor în numărul șomerilor BIM în România, în perioada 1996-2008
Sursa datelor: Sursa: Ancheta asupra forței de muncă în gospodării trimestrul IV 2008, INS.
În ceea ce privește structura pe grupe de vârstă a șomerilor BIM, menționăm nivelurile ridicate ale ratei șomajului în rândul tinerilor (21,3% în trimestrul I 2009). Valorile sunt superioare în cazul bărbaților față de cel al femeilor (22,3% – masculin, respectiv 20% – feminin). Tinerii sunt defavorizați sub aspectul participării la activitatea economică și dacă privim lucrurile pe medii de rezidență: astfel, în trimestrul I 2009 rata șomajului în rândul tinerilor din mediul urban era de 24,1%, comparativ cu doar 6% în cazul populației peste 25 de ani; în mediul rural se mențin diferențe accentuate, respectiv 18,7% – pentru șomerii de sub 25 de ani, față de doar 4,4% în cazul celor de peste 25 de ani.
96
Fig. 5.3 Rata șomajului BIM pe grupe de vârstă, genuri și medii de rezidență în trimestrul I 2009
Sursa datelor: INS – COMUNICAT DE PRESĂ Nr. 130 din 6 iulie 2009
Tendința, în general, crescătoare, a ratei șomajului (atenuat ă, însă, în ultima perioadă), creșterea ponderii bărbaților în numărul total al șomerilor, scăderea ponderii muncitorilor paralel cu creșterea proporției șomerilor cu studii medii beneficiari de ajutoare bănești, reducerea ponderii șomerilor tineri (deși menținută la nivel ridicat), paralel cu creș terea ponderii șomerilor din grupele mai înaintate de vârstă, creșterea duratei medii a șomajului, sunt doar câteva din aspectele caracterizante ale pieței muncii din România în perioada 1996-2008, relevând muta ții structurale mai degrabă nefavorabile în această perioadă care vor influența în viitor potențialul uman și de muncă al țării noastre.
Piața muncii din România s-a caracterizat în ultimii zece ani atât prin manifestarea unui deficit de locuri de muncă, în perioada de reluare a creșterii economice, cât și prin apariția unor deficite de forța de muncă în anumite domenii de activitate, odată cu fenomenul de supraîncălzire a economiei. Procesul de reducere a ratei șomajului început în prima perioadă s-a accentuat în cea de-a doua, fapt care a condus la reducerea ratei naturale a șomajului de la aproximativ 7,5% la sfârșitul lui 2004, la 5,5% în luna iulie a anului 2008. Acest fenomen a fost determinat de creșterea flexibilității forței de muncă atât la situaț ia economică din România, cât și la condițiile economice din țările UE, aspect care a alimentat fenomenul de migrație. Pentru a evidenția gradul de flexibilitate al pieței muncii, dar și reacția acesteia în funcție de fazele ciclului economic am testat intensitatea relației dintre rata șomajului și producție (esența legii Okun) în cazul României, în perioada 1999-2008.
În conformitate cu legea lui Okun, o reducere a producției interne sub nivelul său potențial induce o crestere a șomajului peste rata naturală, modificarea ratei șomajului fiind mai redusă decât cea a producției. Datorită rigidităților specifice pieței bunurilor și pieței muncii (precum costurile meniu, salariile de eficiență, salariile minime) prețurile și salariile nu reacționează simultan la variația cererii agregate. În consecință, o creștere a acesteia va induce o majorare a producției pe termen scurt, care se va reflecta în creșterea gradului de ocupare și în reducerea ratei șomajului. Testarea legii Okun este senzitivă la natura și intensitatea fazei ciclului de afaceri pe care îl traversează o economie. Astfel, în perioadele de recesiune economică, rata șomajului va reacționa într-o mai mare măsură la variația producției decât în perioadele de supraîncălzire a economiei, atunci când rata șomajului se menține în jurul ratei naturale a șomajului.Structura acestui studiu este consecventă obiectivului propus și anume testarea legii Okun în cazul României. Astfel, într-o primă etapă am prezentat o serie de argumente teoretice ale relației asimetrice dintre șomaj și creștere economică. În secțiunea următoare am testat ipoteza de histereză a șomajului în cazul României. Prezența acesteia constituie o dovadă a manifestării unor rupturi structurale care împiedică revenirea la valorile anterioare ale ratei ș omajului. În secțiunea a treia am estimat coeficientul Okun pe baza modelului ADL, în care am introdus și două variabile dummy pentru a surprinde impactul manifestării histerezei.
5.2 Relația asimetrică dintre producție și șomaj
97
Pentru a ilustra raspunsul asimetric al ratei șomajului la variația producției am utilizat modelul propus de Shapiro și Stiglitz (1984). Am recurs la descompunerea outputului, în conformitate cu următoarea ecuație:
unde L reprezintă populația ocupată, iar Y/L productivitatea muncii (influențată numai de aportul lucrătorilor).
Cele două variabile se află într-o relație pozitivă cu nivelul outputului, iar variația acestuia este aproximativ egală cu suma variațiilor productivității muncii și populației ocupate. O scădere a populației ocupate va antrena ceteris paribus o crestere a ratei șomajului (RS) și în consecință o majorare a productivității muncii. În funcție de relația pozitivă dintre rata șomajului și productivitate, ecuația anterioară poate fi rescrisă în funcție de rata șomajului, astfel:
rata șomajului este negativă (evidențiind relația inversă dintre aceste variabile), iar cea a productivității este una pozitivă, atunci prima derivată a outputului este influențată de raportul dintre acești doi termeni:
rata șomajului.
Astfel, va exista un punct de inflexiune al curbei ce descrie relația dintre output și rata șomajului care va corespunde unui anumit nivel al acesteia, notat RS*. Atunci când RS < RS*, are loc creșterea outputului chiar în condițiile scăderii ocupării, deoarece majorarea productivității muncii compensează efectul reducerii ocupării asupra outputului. Dacă rata șomajului este superioară nivelului RS*, atunci creșterea ocupării (însoțită de reducerea ratei șomajului) determină sporirea outputului (figura 5.4.).
Y
I II
RS
RS*
Fig. 5.4 Relația asimetrică dintre producție și rata șomajului
98
Legea lui Okun este validată în zona II a figurii de mai sus, în condițiile manifestării unor șocuri negative ale cererii agregate sau ale ofertei agregate. Reprezentarea zonei I corespunde situației în care modificările structurale ale economiei generează pe termen scurt atât creșterea outputului cât și a șomajului (structural), astfel că semnificația legii Okun nu se mai verifică. O altă posibilă explicaț ie a invalidării relației inverse dintre producția internă și șomaj este rezultatul dependenței ratei șomajului de alți factori precum: gradul de mobilitate al forței de muncă, cererea externă pentru populația aptă de muncă, legislația muncii și ponderea economiei subterane. De exemplu, manifestarea unei recesiuni într-o economie (scăderea relativă a outputului) poate fi însoțită de migrația șomerilor (deci scăderea ratei interne a șomajului) către alte economii caracterizate printr-un exces de cerere de muncă.
5.2.1 Testarea histerezei șomajului în România
Termenul de histereză a șomajului a fost introdus de Phelps (1972) având semnificația menținerii șomajului la un anumit anivel după acțiunea unor șocuri tranzitorii. Persistența șomajului (sau aproape histereză) semnifică existenț a unei viteze foarte reduse de ajustare către nivelul de echilibru pe termen lung. Conform lui Lindbeck și Snower (1986) manifestarea fenomenului de histereză trebuie interpretată în funcție de coordonatele modelului insideri-outsideri; astfel, sindicatele mențin salariul la un nivel ridicat ceea ce generează creșterea șomajului. Romer (2001) consideră că exist ă alte două cauze ale histerezei. Prima se referă la reducerea calificărilor pentru șomeri, ceea ce va îngreuna găsirea unui loc de muncă odată cu creșterea cererii în economie. Conform celei de-a doua, persoanele aflate în șomaj pe termen lung renunță într-o mare proporție la căutarea unui loc de muncă. Rezultă că validarea ipotezei de histereză a șomajului constituie un semnal pentru intensificarea politicilor active pe piața muncii.
Absenț a histerezei unei serii de timp este consecința staționarității acesteia. Dacă rata șomajului este un proces staționar la nivelul inițial, efectele diferitelor șocuri vor fi întotdeauna tranzitiorii, altfel spus rata șomajului va tinde către aceeași rată naturală (presupusă a fi identică cu NAIRU) . Dacă rata șomajului este nestaționară (adică devine staționară prin integrarea cu prima diferență), atunci șocurile care influențează această serie vor avea efecte permanente asupra acesteia, determinând deplasarea ei dintr-un punct de echilibru în altul. Astfel, fluctuațiile ciclice vor exercita o influență pe termen lung asupra șomajului, economia respectivă neavând capacitatea de absorție a șocurilor.
Din punct de vedere econometric, testarea histerezei presupune utilizarea testelor rădăcinii unitare (unit root tests). Studiile care au estimat histereza șomajului sunt senzitive atât la perioada analizată cât și economia aleasă drept referință. Utilizând date din perioada 1853-1984 pentru Franța, Germania, Marea Britanie și SUA, Blanchard (1986) a concluzionat că numai SUA s-au caracterizat printr-o staționaritate (adic ă lipsă de histereză a șomajului). Roed (1996) a validat rezultatul obținut pentru SUA și pentru perioada 1970-1995, estimând însă manifestarea histerezei în 16 dintre țările OECD. León -Ledesma (2002) a identificat pe baza unui panel existența histerezei în țările Uniunii Europene și absența acesteia în SUA. În cazul țărilor din Europa Centrală și de Est, León-Ledesma (2004) a estimat existența histerezei numai în absența unor variabile dummy care să semnaleze anumite rupturi structurale.
99
În vederea testării ipotezei de histereză a șomajului în cazul României am utilizat date lunare ale ratei șomajului din perioada 1999:1-2008:6, sursa datelor fiind Eurostat 25. Deoarece anumite activități economice sunt sezoniere am recurs la desezonalizarea seriei de date lunare, folosind procedura Census X12 din programul Eviews 5 (figura 5.5).
Reprezentarea grafică a ratei șomajului arată atingerea unui nivel maxim de 9,17% în luna ianuarie a anului 2002 și a unui nivel minim de 5,73% în luna mai a anului 2008. De asemenea, se observă posibile rupturi structurale ale acestei serii de date în luna ianuarie din anii 2002, 2004, 2006, acestea corespunzând stopării trendului descendent al ratei șomajului. Începând cu luna august a anului 2006 variabila analizată înregistrează o traiectorie descrescătoare, în condițiile accentuării crizei forței de munc ă din economia românească. Din punct de vedere statistic, caracteristicile unei distribuții normale a unei serii de date sunt reflectate de valorile 0 pentru coeficientul de asimetrie (skewness) și 3 pentru gradul de aplatizare (kurtosis). În cazul ratei șomajului valoarea kurtosis este apropiată de 3, astfel că probabilitatea apariției unei valori extreme și persistente a somajului este aproximativ aceeași ca în cazul unei serii distribuite normal. Seria de date prezintă o asimetrie pozitivă (skewness = 0,33) indicând o ușoară tendință de creștere a șomajului pe ansamblul intervalului analizat (figura 5.6).
25 Comisia Europeană calculează rata șomajului (armonizată), egală cu raportul dintre numărul de șomeri și populația activă disponibilă. Șomerii sunt acele peroane între 15 și 74 de ani care nu sunt ocupate în săptămâna efectuării sondajului, se află în căutarea unui loc de muncă în ultimile patru săptămâni și sunt dispuse să se angajeze imediat sau în următoarele două săptămâni.
100
Fig. 5.6 Distribuția statistică a ratei șomajului
Testul Jarque-Bera indică dacă o serie este normal distribuită. Acesta măsoară diferența dintre coeficientul de asimetrie și cel de aplatizare în cazul distribuției analizate comparativ cu cea normală. Deoarece probabilitatea asociată este de 33,22%, atunci se acceptă ipoteza nulă a existenței unei serii normal distribuite a ratei șomajului.
Pentru a testa ipoteza de histereză a ratei șomajului am utilizat testele de staționaritate Augmented Dickey-Fuller (ADF) și Phillips-Perron (PP). Dacă se acceptă ipoteza nulă (H0) potrivit căreia seria are o ră dăcină unitară, atunci variabila respectivă nu este staționar ă. Staționaritatea înseamnă că propriet ățile stohastice ale seriei de timp, respectiv media, dispersia, covarianța sunt constante și nu variază în func ție de timp. De asemenea, o serie staționară are tendința de a reveni la valoarea mediei și de a fluctua în jurul acesteia (are o varianță finită). În schimb, o serie nestaționară are o medie diferită la diverse momente în timp. În conformitate cu testul ADF cu constantă, seria este nestaționară la nivelul inițial la niciunul dintre pragurile de semnificație de 1,5 sau 10%. Valoarea testului t statistic este mai mică în valoare absolută față de valorile critice, iar probabilitatea asociată este 0.248, ceea ce sugerează acceptarea ipotezei nule (H0) de nestaționaritate. Același rezultat se obține utilizând testul Phillips-Perron cu constantă, probabilitatea fiind de asemenea superioară valorilor de referință de 1%, 5% și 10% (tabelul 5.1).
Tabelul 5.1 Testarea staționarității ratei șomajului
101
ADF(0), PP(0) se referă la testele de staționaritate la nivelul inițial, iar ADF(1), PP(1) la testarea staționarității primei diferențe a ratei șomajului.
Aplicând testul pentru determinarea primei diferențe, rata somajului prezintă valori semnificativ mai mari decât valorile critice atât în cazul ADF cât și Phillips-Perron (fără trend și fără constantă ), acesta din urmă luând în considerare și rupturile structurale. Rezultă că variabila devine staționară prin prima diferență , adică integrabilă de ordinul 1. Astfel, în perioada 1999-2008 rata lunară a șomajului din România a înregistrat o histereză, șocurile care au generat variația acesteia nefiind urmate de revenirea variabilei la valorile anterioare. Luînd în considerare și observațiile de la figura 5.6. am testat staționaritatea seriei ratei șomajului din care am exclus ruptura structurală din luna ianuarie a anului 2002. În aceste condiții, testele ADF și PP (cu constantă) evidențiază staționaritatea seriei la nivelul inițial, ceea ce contrazice ipoteza de histereză estimată anterior (tabelul 5.2).
Tabelul 5.2. Lipsa histerezei ratei șomajului
Rezultă că motivația manifestării histerezei ratei somajului îsi are explicația în existența unei rupturi structurale în seria de date. Aceasta a fost generată de aplicarea începând cu 1 ianuarie 2002 a legii privind venitul minim garantat. Conform acesteia, persoanele îndrept ățite să primească ajutor social trebuiau să facă dovada obținerii unor venituri inferioare salariului minim garantat. În aceste condiț ii, mai multe persoane s-au înscris la ANOFM, deși nu se aflau în căutarea unui loc de muncă . În consecință, rata șomajului s-a majorat artificial față de luna decembrie 2001, în care se situase la nivelul de 6,51%. Se confirmă astfel rezultatele obț inute de León-Ledesma (2004) pentru un panel în care a fost inclusă și România. În perioada de tranziție s-au înregistrat atât schimbări structurale în aceste economii cât și modificări ale legislației muncii și protecției sociale, care s-au reflectat în manifestarea fenomenului de histereză a șomajului. Existența acesteia presupune utilizarea unor variabile dummy în estimarea coeficientului Okun în cazul României.
5.2.2 Testarea legii lui Okun în cazul României
Okun (1962) a estimat că o creștere a PIB-ului real cu 1 punct procentual peste nivelul PIB potențial determină o scădere cu aproximativ 0,3 puncte procentuale a ratei șomajului sub nivelul său natural Altfel spus, menținerea ratei șomajului la nivelul său natural presupune un nivel al producției egal cu cel potențial, conform ecuației următoare: (Rst − Rst* ) = −β ⋅(Yt −Yt* ) +εt , (3)
unde:
Yt – nivelul actual al PIB; Yt* – nivelul PIB-ului potențial;
102
Rst – rata actuală a șomajului; Rst* – rata naturală a șomajului; εt – reziduul regresiei; β – coeficientul Okun.
Valoarea coeficientului Okun (β) este influențată într-o mare măsură de următorii trei factori:
a) legislația în domeniul ocupării
Firmele își modifică nivelul de ocupare pe parcursul unui ciclu de afaceri și în funcție de legislaț ia muncii referitoare la angajă ri, respectiv concedieri. În consecință, coeficientul Okun va înregistra valori mai scăzute în economiile care acordă un nivel mai ridicat de protecție celor ocupați.
b) gradul de flexibilitate al pieței muncii
În economiile caracterizate printr-o flexibilitate redusă a pieței muncii (referitoare la capacitatea de adaptare la schimbările din economie a firmelor și a populației apte de muncă) vor persista un nivel ridicat al șomajului în perioadele de recesiune și al locurilor de muncă vacante în perioadele de expansiune. Prin urmare, valoarea coeficientului Okun va fi mai redusă.
c) faza ciclului de afaceri, precum și intensitatea acesteia
Deoarece între modificarea producț iei și cea a ocupării nu este o relație liniară, atunci este de așteptat ca în perioadele de expansiune economică prelungită șomajul să reacționeze mai puțin la variația producț iei, în condiț iile existenței unui exces de forță de muncă necompensat; în această situație coeficientul β va avea o valoare mai redusă. În schimb, în perioadele de recesiune prelungită, rata șomajului va reacționa mai mult la scăderea (relativă ) a producției, manifestându-se un surplus de ofertă de forță de muncă (coeficientul β va avea o valoare superioară primului caz). Studiile care au testat existența coeficientului Okun sunt senzitive atât la natura decalajului de producție înregistrat, cât și la durata expansiunii, respectiv recesiunii economice.
Asimetria răspunsului șomajului la variaț ia producției a fost validată în cazul Statelor Unite de către Rothman (1991), Brunner (1997) și Silvapulle (2004). Conform acestora rata ciclică a șomajului este mai senzitivă la decalajul negativ de producție decât la cel pozitiv (adică decalajul inflaționist). Baker și Smith (1999) au estimat existența coeficienților Okun pentru un panel alcătuit din ță rile OECD, subliniind că factorii microeconomici constituie cea mai importantă sursă a șomajului din Uniunea Europeană. Analizând relația dintre ocupare și cre ștere pe cazul Germaniei, au concluzionat că includerea rupturilor structurale cauzate de șocurile petroliere a determinat majorarea coeficientului Okun. Lee (2000) a stabilit că relația dintre șomaj și creștere nu este stabilă în timp, dar a concluzionat că impactul creșterii producției asupra ocupării este încă valid. De asemenea a estimat existența unei rupturi structurale a modelului legii Okun, atribuită reducerii productivității și restructurării firmelor.
Sőgner (2002) a analizat coeficienții Okun pentru 15 dintre țările OECD în perioada 1960-1999 și a estimat valori absolute cuprinse între 0,012, în cazul Japoniei și 0,82, în cazul Olandei. Coeficienții nu au fost semnificativi statistic pentru patru dintre cele 15 economii analizate: Austria, Itlaia, Belgia și Elveția. Gabrisch (2006) a aplicat legea Okun pentru testarea relației dintre șomaj si creșterea economică între 1992 și 2004 pentru opt dintre noile țări membre ale UE ș i a identificat existența unei relații stabile între variabile abia în ultima etapă a tranziției. Coeficienții Okun au avut valori între 0,85 în cazul Ungariei și 2,3 cazul Letoniei, în subperioada 1998:1 – 2004:4. Pentru Polonia și
103
Slovacia coefientul Okun nu a fost diferit de zero, una din explicații fiind aceea a existenței unui nivel ridicat al ratei naturale a șomajului.
Pentru a testa coeficientul Okun în cazul Romăniei am utilizat ecuația (3) referitoare la evoluțiile ciclice ale PIB-ului și ale ratei șomajului. Ca proxy pentru variația PIB am utilizat indicele producției industriale, deoarece această variabilă influențează atât evoluția ciclică a PIB, cât ș i nivelul de ocupare din economia românească. De exemplu, în perioadele de recesiune producția industrială înregistrează scăderi, ceea ce se va reflecta în reducerea populației ocupate și în reducerea cererii agregate în economie. Prin urmare se va micș ora și aportul serviciilor la formarea PIB, generând în final ș i reducerea producției interne totale. Seriile de date lunare referitoare la rata somajului și la indicele producției industriale au ca sursă baza de date Eurostat, respectiv baza de date Tempo a INSSE. Perioada analizată este cuprinsă între 1999:1 și 2008:6, iar indicele producției industriale este calculat cu bază fixă anul 2000. Pentru a elimina sezonalitatea specifică ambelor variabile am recurs la desezonalizarea acestora folosind procedura Census X-12. Am obținut valorile ciclice ale celor două variabile prin realizarea diferenței dintre seriile desezonalizate și seriile care redau trendul acestor variabile, trend extras folosind filtrul Hodrick-Prescott pentru parametrul lamda λ = 14400.
Trendul indicelui producției industriale a fost unul ascendent în perioada analizată, înregistrând o creștere cu aproximativ 50% față de anul 2000. Această evoluție reflectă sporirea potențialului productiv din industria românescă, ca urmare a intensificării presiunii concurențiale ce a însoțit dezvoltarea relațiilor comerciale cu economiile dezvoltate. Trendul ratei șomajului (corespunzător ratei naturale a șomajului) nu a reacționat imediat la evoluția producției industriale. Astfel, acesta s-a majorat de la 7% în 1999 la 7,7% în 2003:2, după care s-a redus până la un nivel de 5,81% la sfârșitul perioadei analizate. Realizarea unei producții industriale sub nivelul evidențiat de trend este reflectată de un indice ciclic negativ, iar a uneia peste trend printr-un decalaj pozitiv al producției. În ceea ce privește rata ciclică a șomajului aceasta ia valori negative atunci când rata actuală a șomajului este inferioară celei naturale și valori pozitive în caz contrar (figura 5.7).
Fig. 5.7 Relația dintre decalajul de producție și rata ciclică a șomajului
104
Conform corelației dintre șomaj ș i producție descrise de Okun în ecua ția (3), existența unui decalaj de producție pozitiv generează o reducere a șomajului sub nivelul său potențial, adică un șomaj ciclic negativ. În perioada analizată această corelație este validat ă între 2001 și 2002 și cu un anumit decalaj temporar pentru o parte din ceilalț i ani. Astfel, un decalaj de producție pozitiv la sfârșitul lui 2002 se reflectă în reducerea ratei șomajului în anul 2003, iar decalajul negativ de la sfârșitul lui 2003 în creșterea ratei somajului peste trend în anul 2004. Conform figurii 5.7., reacț ia șomajului ciclic la variația indicelui ciclic a fost relativ mai redusă începând cu anul 2007, deoarece accentuarea tendinței de supraîncălzire a economiei a generat o slabă compensare a deficitului de forță de muncă apărut.
Testarea ecuația (3) în cazul României a generat o regresie nesemnificativă din punct de vedere statistic, ceea ce dovedește că rata ș omajului ciclic nu variază în funcție de valorile actuale ale decalajului de producție, ci în funcție de valorile decalate ale acestuia. Prin urmare am estimat coeficientul Okun pentru România, utilizând metodologia propusă de Hendry (1984) și anume modelul dinamic ADL (autoregressive distributed lag), care are următoarea formă:
RSc – rata ciclică a somajului; Yc – indicele ciclic al producției industriale;
βj – coeficienții variabilelor RSc autoregresive, până la ordinul m;
yi – coeficienții lagurilor variabilei independente Yc, până la ordinul n; δl – coeficienții celor m varibile dummy introduse în regresie.
Regresia nu este testată în funcț ie de diferența de ordinul d a variabilelor, deoarece acestea sunt staționare la nivelul inițial. Conform ecuației de mai sus variabila dependentă este influențată atât de valorile decalate ale ratei șomajului ciclic și ale decalajului producției industriale, cât și de variabilele dummy, care vor fi introduse pentru a reflecta rupturile structurale ale ratei șomajului. Ecuația permite identificarea coeficientului Okun pe termen lung, atunci când valorile decalate ale celor două varibile
vor fi egale cu valorile corespunzătoare echilibrului pe termen lung, astfel:
RStc = RSct-1 = … = RSct-m = RSc* Ytc = Yct-1=….Yct-n = Yc*
Conform relației de mai sus, reacț ia ratei șomajului ciclic pe termen lung în funcție de decalajul producției industriale se va calcula astfel:
j=1
Pe baza criteriilor informaționale Akaike (AIC) și Schwarz (SIC) am ales modelul ADL(1,3), la care am adăugat două variabile dummy referitoare la lunile ianuarie ale anilor 2002, respectiv 2004, pentru a caracteriza două dintre rupturile structurale ale ratei șomajului. Regresia ecuației (3) are următoarea formă:
105
RSc = 0,924·RSc( -1) – 0,001· Yc + 0,009·Yc(-1) + 0,004·Yc(-2) – 0,019·Yc(-3) + 2,61·Dummy2002 + 1,38·Dummy2004 – 0,03.
Modelul este valid din punct de vedere statistic, deoarece:
valoarea explicativă a regresiei este ridicată, R2 ajustat fiind de 0,88 (și ca urmare a includerii unor variabile decalate temporar);
erorile regresiei nu sunt autocorelate, valoarea testului D-W fiind de 1,75, iar probabilitatea asociata testului Breusch-Godfrey este 61% (pentru 3 laguri)
criteriile de alegere a modelului au valori negative și minime (în comparație cu alte simulări realizate): AIC = -0,44 și SIC = -0,25;
nu se înregistrează fenomenul de heteroskedasticitate a erorilor, probabilitatea asociată acestui test fiind de 42%, valoare superioară celei de acceptare a ipotezei nule;
coeficientii regresiei sunt stabili, aspect reflectat atât de testul CUSUM cât și de CUSUM of squares (figura 5.8).
Fig. 5.8 Testele de stabilitate a coeficienților regresiei
Coeficienț ii nesemnificativi din punct de vedere statistic la 1% nivel de semnificație sunt scriși italic în cadrul regresiei estimate. Conform acesteia, relația negativă pe termen scurt dintre decalajul de producție și rata șomajului ciclic este validă statistic în condiț iile decalării cu trei luni a variabilei independente. Astfel creșterea cu un punct procentual a decalajului de producție se va reflecta într-o reducere a ratei șomajului ciclic de peste trei luni cu 0,02 puncte procentuale. De asemenea, 92,4% din creșterea ratei șomajului din luna anterioară s-a regăsit în rata actuală a șomajului, ceea ce constituie o dovadă a persistenței șomajului în economia românească. Variabila dummy2002 a generat o creștere a ratei șomajului ciclic cu 2,61 puncte procentuale, iar dummy2004 o majorare a acesteia cu 1,38 puncte procentuale, ceea ce a contribuit la sporirea într-o măsură semnificativă a ratei șomajului din anii respectivi. De exemplu, creșterea ratei șomajului la începutul anului 2002 s-a reflectat printr-o majorare de peste 1 punct procentual a acesteia în anul respectiv, după cum rezultă din tabelul de mai jos:
Tabelul 5.3. Impactul creșterii ratei șomajului în ianuarie 2002
106
Pentru a calcula coeficientul Okun pe termen lung am reținut numai coeficienții semnificativi ai regresiei, valoarea obținută fiind de -0,26. În consecință, o creștere a PIB-ului actual peste PIB-ul potențial (trendul său) cu 1 punct procentual va determina pe termen lung o reducere cu 0,26 puncte procentuale a ratei șomajului sub nivelul sau natural (reprezentat de trendul ratei ș omajului). Rezultatul obținut pentru coeficientul Okun în cazul României este relativ apropiat de cel standard (aproximativ -0,3) și superior celui estimat de Caraiani (2006) pentru perioada 1992-2004 și anume de – 0,17. Rezultă că gradul de senzitivitate al ratei somajului la modificarea decalajului de producție s-a majorat ca urmare a continuării procesului de creștere economică în perioada 2005-2008.
Îmbună tăț irea flexibilității forț ei de muncă , migrația unei părți din populația activă, precum și creșterea investițiilor pot constitui alte explicații ale creșterii (absolute) a coeficientului Okun. Dacă din perioada analizată inițial s- ar exclude ultimele 14 luni, interval în care s-a manifestat tendința de supraîncălzire a economiei, atunci valoarea absolută estimată a coeficientului Okun este mai ridicată ș i anume de 0,35. Prin urmare, o expansiune prelungită are ca efect o mai slabă reacție a ocupării și deci a șomajului la variația producției.
Pentru a testa asimetria reacției ratei șomajului am utilizat următoarea metodologie folosită de Lee (2000). Pentru inceput am împărțit seria de date a decalajului de producție în două subserii, una corespunzătoare decalajului inflaționist (DI) și alta celui recesionist (DR), pe baza următorilor indicatori:
Ecuația (4) se va rescrie astfel:
În funcție de criteriile AIC și SIC am selectat 3 laguri pentru decalajul recesionist și niciun lag pentru cel inflaționist. De asemenea am utilizat rata șomajului decalată cu o lună, precum și cele două variabile dummy folosite și în regresia anterioară, iar modelul astfel obținut respectă condițiile de validitate și stabilitate a coeficienților.
RSc = 0,929·RSc(-1) – 0,014· DR + 0,012·DR(-1) + 0,016·DR(-2) – 0,026·DR(-3) + 0,012·DI +2,63·Dummy2002 + 1,38·Dummy2004 – 0,06.
Coeficienții scri și italic în regresie nu sunt semnificativi la pragul de 5%. Rata ciclică a șomajului este senzitivă la decalajul de producție recesionist decalat cu trei luni, în timp ce reacția la decalajul de producție inflaționist este zero cu o probabilitate de 25%. Astfel scăderea producției cu 1 punct procentual sub nivelul potențial s-a reflectat cu un decalaj de trei luni în creștere ratei șomajului cu 0,026 puncte procentuale. Estimând coeficientul Okun pe termen lung (pe baza relației 6) am obținut o valoare de –
107
0,37, valoare superioară (în sens absolut) celei estimate în regresia inițială (de – 0,26). Se confirmă astfel rezultatele altor studii conform că rora rata șomajului tinde s ă se modifice mai mult în condițiile manifestării unui decalaj de producție recesionist. Se validează astfel caracterul asimetric al coeficientului Okun și în cazul economiei românești.
In cadrul acestui studiu am testat relația dintre rata șomajului, calculată conform metodologiei Eurostat și indicele producției inductriale, utilizat ca proxy pentru variația PIB-ului real, pentru perioada 1999-2008. Utilizând un model ADL în care am inclus și două variabile dummy care au surprins impactul manifestării unor rupturi structurale ale ratei șomajului, am obținut un coeficient Okun pe termen lung de -0,26. Valoarea astfel obținută este apropiată de cea standard (aproximativ – 0,3), dar superioară celei estimate în anul 2006 pentru perioada 1992-2004 și anume de -0,17. Creșterea (absolută) a coeficientului Okun constituie o dovadă a continuării procesului de creștere economică în România și a reducerii rigidităților specifice pieței muncii. De asemenea, acesta a înregistrat valori mai ridicate dacă din estimarea inițială am exclus perioada corespunză toare accentuării excesului de forță de muncă din economia românească. În plus, acest coeficient a reacționat într-o mai mare măsură la decalajul recesionist al producției industriale, confirmând rezultatele altor estimări.
5.3 Analiza statistică a modificărilor de volum și structură ale populației ocupate pe grupe de calificare în România.
Potrivit rezultatelor ultimelor două Recensăminte ale populației și locuințelor, în anul 2002 numărul persoanelor ocupate în ramurile economiei naționale a scă zut cu 2.169.737 persoane față de anul 1992. Scăderea cea mai accentuată s-a produs în rândul meșteșugarilor și lucrătorilor calificați în meserii de tip artizanal, de reglare și întreținere a mașinilor și instalațiilor (un minus de 1.313.598 persoane), urmată de operatorii la instalații și mașini, asamblorii de mașini, echipamente și alte produse – al căror număr a scăzut cu 828.133 persoane. Grupele de ocupații în care s-a manifestat cel mai mare surplus de persoane ocupate au fost membri ai corpului legislative, ai executivului, înalți conduc ători ai administrației publice, conducători și funcționari din unitățile economico-sociale (o creș tere cu 175.207 persoane), urmată de lucrători operativi în servicii, comerț și asimilați (o creștere cu 153.600 persoane). De asemenea, modificări pozitive s-au mai înregistrat și în grupa specialiștilor cu ocupații intelectuale și știin țifice (+93.128 persoane), precum și în grupa agricultorilor și lucrătorilor calificați în agricultură, silvicultură și pescuit (+20363 persoane ocupate). În schimb reduceri ale numărului de persoane ocupate s-au înregistrat în rândul funcționarilor administrativi (-101.942 persoane), precum și în rândul muncitorilor necalificați (-117.155 persoane).
108
Grupa de ocupații
Membri ai corpului legislative, ai executivului, înalți conducători ai administrației publice, conducători și funcționari din unitățile economico-sociale
Specialiști cu ocupații intelectuale și științifice
Tehnicieni, maiștri și asimilați
Funcționari administrativi
Lucrători operativi în servicii, comerț și asimilați
Modificări absolute în 2002 față de 1992 (persoane)
175.207
93.128
-251.207
-101.942
153.600
109
Agricultori și lucrători calificați în agricultură, silvicultură și pescuit Meșteșugari și lucr ători calificați în meserii de tip artizanal, de reglare și întreținere a mașinilor și instalațiilor
Operatori la instalații și mașini, asamblori de mașini, echipamente și alte produse
Sursa: Recensământul populației și locuințelor 1992 și 2002, INS.
110
Modificări absolute în 2002 față de 1992 ( mii persoane)
Muncitori necalificați
Operatori la instalații și mașini
Meșteșugari
Agricultori
Lucrători operativi în servicii, comerț
Funcționari administrativi
Tehnicieni, maiștri
Specialiști cu ocupații intelect. și șt.
Membri ai corpului legislativ
-1500 -1000 -500 0 500 mii pers.
Fig. 5.9 Modificări absolute în 2002 față de 1992
Sursa datelor: Recensământul populației și locuințelor, 1992, 2002, INS.
Aducând analiza mai aproape de momentul actual (anul 1995, comparativ cu 2009 – trim. I), observă m că sub aspect structural s-au produs, în decursul celor 14 ani unele modificări semnificative (figura 5.9). Analizând tabelul 4 și figura 5.9. putem obține următoarele concluzii:
Atât în 1995, cât și în 2009, ponderea cea mai mare în totalul populației ocupate (dar și cea mai accentuată scădere) a avut-o grupa agricultorilor și a lucrătorilor operativi din agricultură, silvicultură și pescuit: 36,28% în 1995 și 22,87% în
2009;
Tot o pondere ridicată, deși în scădere mai atenuată, au avut-o meșteșugarii (18,76% în 1995 și 16,22% în 2009 – trim. I);
Scăderea populației ocupate din grupa agricultorilor și a meșteșugarilor s-a făcut pe seama creșterii ponderilor la toate celelalte categorii ocupaționale (creșteri mai accentuate pentru specialiștii cu ocupații intelectuale și științifice, de la 6% în 1995 la 10,32% în 2009 și la grupa muncitorilor necalificați, de la 6,5% la 10,07%);
111
1995 2009
Fig. 5.10 Mutații structurale ale populației ocupate, pe grupe de calificare, în anii 1995 și 2009
Sursa datelor: Anuarul statistic al României 2008, Ancheta asupra forței de muncă în gospodării, trimestrul I 2009, INS.
cea mai drastică reducere a meșteșugarilor s-a produs în 2002 în industria prelucrătoare (cu 84,5% din reducerea totală), precum și în construcții (cu 6,6% din reducerea totală a grupei de ocupații), urmată de industria extractivă (cu 77178 persoane, adică cu 5,9%) ; totuși, s-a înregistrat o creștere a numărului de meșteșugari și lucrători calificați în meserii de tip artizanal, de reglare și întreținere a mașinilor și instalațiilor, care activează în comerț, activități hoteliere și alimentație publică (cu 2,8%), precum și în energie electrică și termică, gaze și apă (cu 1,56%) ;
în rândul tehnicienilor, maiștrilor și asimilaților s-au produs, cele mai mari scăderi s-au produs în industria prelucrătoare (cu 52,1% din scăderea totală a grupei), precum și în cercetare-dezvoltare și informatică (cu 25,6%), sau în agricultură (cu 17,53%) ; s-au înregistrat și sporuri ale numărului de tehnicieni angajați în comerț, activitate hotelieră și alimentație publică (cu 14,7%), precum și a celor angajați în administrație publică și asigurări sociale (cu 6,9%) ;
112
în grupa operatorilor la instalații și mașini cele mai semnificative reduceri ale numărului de persoane ocupate s-au produs în industria prelucrătoare (cu 389.110 persoane, respectiv cu 47%), în agricultură (cu 21,5%), precum și în transporturi și telecomunicații (cu 16,9%) ; cea mai « mare » creștere în această grupă s-a înregistrat în comerț și activitatea hotelieră (cu 2%) ;
numărul muncitorilor necalificați ocupați în industria prelucrătoare a scăzut cu 94,86% din reducerea totală, în timp ce creșterea cea mai importantă din această grupă de ocupații s-a înregistrat în agricultură (reprezentând 36% din modificarea totală) ;
numărul funcționarilor din administrație a scăzut în 2002 cu 101.942 persoane față de 1992, cea mai semnificativă reducere înregistrându-se în industria prelucrătoare (cu 68,5%) ; în același timp, numărul funcționarilor administrativi ocupați în administriația publică a crescut cu 38000 de persoane, respectiv cu 37,3%) față de 1992 ;
efectivul membrilor corpului legislativ, ai executivului a înregistrat cea mai însemnată creștere în domeniul comerțului și activităților hoteliere (cu 60,3%);
pe ansamblu, numărul lucrătorilor operativi din servicii a crescut cu 153600 persoane în 2002 față de 1992 ; cea mai însemnată creștere s-a înregistrat în administrația publică (cu 46,3%), precum și în activitatea de cercetare-dezvoltare (cu 28,7%).
Specialiștii cu ocupații intelectuale și științifice angajați în administrația publică au sporit ca număr (cu un procent de 53,7%), iar cei angajați în învățământ – cu 45,6% ; în același timp s-a redus efectivul specialiștilor cu ocupații intelectuale din ramura industriei prelucrătoare (cu 36,6%).
Cu toate că între anii 1995 și 2009 s-au produs unele mutații structurale ale populației ocupate pe grupe de calificări, aceste mutații nu sunt considerate semnificative din punct de vedere statistic, fapt relevat prin aplicarea testului Student pentru eșantioane dependente. Din rezultatele obținute și vizualizate mai jos remarcăm faptul că valoarea calculată a testului „t” este redusă (-0,5), inferioară valorilor critice pentru un prag de semnificație de 5%, atât pentru testul bilateral cât și pentru testul unilateral (stâng sau drept).
t-Test: Paired Two Sample for Means
113
Considerând că datele noastre provin dintr-un eșantion de volum redus și că nu sunt normal distribuite, putem aplica un test neparametric pentru a testa dacă s-au produs modificări semnificative (în sens statistic) între structura populației ocupate pe grupe profesionale în cei doi ani anlizați. Astfel, am aplicat testul Kruskal-Wallis, formulând cele două ipoteze ale acestuia astfel :
Ipoteza nulă (H0) : cele două populații sunt asemănă toare din punctul de vedere al caracteristicii analizate (cu alte cuvinte, repartizarea populației ocupate a României pe grupe profesionale din cei doi ani este asemănătoare) ;
Ipoteza alternativă (H1) : cele două populații sunt semnificativ diferite din punctul de vedere al caracteristicii analizate (cu alte cuvinte, repartizarea populației ocupate a României pe grupe profesionale din cei doi ani este diferită) ;
În urma aplicării rangurilor pentru cele 18 observații numerice și a calculării valorii testului, s-a obținut :
Tabelul 5.4 Rezultatele testului Krustal -Wallis
114
KWcalc =0,7
KWcrit =3,84
Cum valoarea calculată a testului (0,7) este mai mică decât cea critică (corespunzătoare unui nivel de semnificație de 5% și unui grad de libertate) (KWcrit =3,84), rezultă că nu sunt suficiente dovezi că s-au produs mutații semnificative sub aspect statistic între cei doi ani analizați, din punctul de vedere al structurii populației ocupate pe grupe profesionale (pentru un nivel de semnificație de 5%).
Rezultate asemănătoare s-au obținut și în urma aplicării testului Wilcoxon , pentru care s-au formulat aceleași ipoteze. Valoarea calculată a testului este :
Tabelul 5.5 Rezultatele Testului Wilcoxon
115
Wcalc = min (Suma (+) , Suma (-)) = 13
Cum valoarea calculată a testului este Wcrit = 18, rezultă că nu sunt suficiente dovezi că s-au produs mutații semnificative sub aspect statistic între cei doi ani analizați, din punctul de vedere al structurii populației ocupate pe grupe profesionale (pentru un nivel de
semnificație de 5%).
5.4 Pierderile de forță de muncă și capital uman ale României. Analiză regională.
Pierderea cea mai importantă de capital uman în România, în ultimii 20 de ani – și în special în ultimul deceniu – s-a datorat migrației externe din cauze economice. Dimensiunea înregistrată oficial a pierderii respective este, la nivel național de circa 1.67 milioane persoane (diferența dintre populația activă din 2008 și populația activă din anul 2000, conform Balanței forței de muncă).
Tabel 5.6 Diferența dintre populația activă din 2008 și populația activă din anul 2000, conform Balanței forței de muncă
116
Sursa datelor: Comisia Națională pentru Statistică (www.insse.ro) pentru 1990-2007. Pentru 2008, calcule pe baza datelor Comisiei Naționale de Prognoză (Proiecția principalilor indicatori economico – sociali în profil teritorial până în 2012, iunie 2009, p.4., http://www.cnp.ro/user/repository/prognoza_regiuni_ iunie_ 2009.pdf)
Procentual, cea mai mare scădere s-a înregistrat în regiunile de Nord Est. De asemenea, în Sud-Est, Sud-Muntenia și Sud-Vest Oltenia diminuarea se situează la peste ¼ din forța de muncă.
117
Evident, în cea mai mare parte, aceste pierderi sunt datorate migrației externe și cauzelor naturale. In această secțiune vom aborda o altă problemă, și anume dimensiunea regională a pierderilor generate de funcționarea sub potențial a economiei naționale, în ultima parte a anului 2008 și în perspectiva pe termen mediu. În acest scop vom estima diferența dintre rata efectivă a șomajului și rata șomajului de echilibru (șomajul structural – în definiția OECD).
Metodologie
În ultimii ani, Organizația pentru Cooperare Economică și Dezvoltare (OECD) a inițiat o serie de studii referitoare la șomajul structural 26. În metodologia OECD, șomajul structural este evaluat prin utilizarea unui indicator specific, denumit rata șomajului care nu provoacă o accelerare a creșterii salariilor, NAWRU (Non-Accelerating Wage Rate of Unemployment), indicator sugerat de Elmeskov and MacFarland (1993) 27 și Elmescov (1994) 28. NAWRU măsoară rata structurală a șomajului interpretată ca fiind acea rată pentru care creș terea salariului este stabilă pe termen lung. Cu alte cuvinte, NAWRU este compatibilă cu o situație de echilibru macroeconomic, situație în care rata șomajului este astfel încât creșterea salariilor reale corespunde evoluției productivității. Dacă rata curentă a șomajului este superioară ratei șomajului structural, atunci se înregistrează o pierdere potențială de forță de muncă.
Cea mai cunoscută și folosită metodă de calcul a NAWRU este cea propusă de Elmeskov și MacFarlan în 1993. Metoda se bazează pe ipoteza că modificarea strict nominală (fără o modificare reală) a salariilor este proporțională cu decalajul dintre rata curentă a șomajului și rata șomajului structural (NAWRU). Se admite, de asemenea, ipoteza că NAWRU se modifică gradual în timp. În aceste condiț ii, valorile observate succesiv referitoare la modificările în ratele curente ale inflației și șomajului pot fi folosite pentru estimarea seriei de timp corespunzătoare valorii implicite a NAWRU.
Concret, se presupune că ritmul de modificare strict nominală a salariilor (în engl. wage inflation) este proporțional cu diferența dintre rata actuală a șomajului și NAWRU, astfel:
D2lnW = -a(U – NAWRU)
unde
D este operatorul de diferențiere 29;
W este nivelul mediu al salariilor;
26 Vezi, de exemplu, OECD, Economics Department, June 2009, Adjustments to the OECD’s Method of Projecting the NAIRU, http://www.oecd.org/dataoecd/56/9/43098869.pdf (accesat: august 2009) și OECD Economic Outlook No. 85, June 2009, Chapter 4: Beyond the Crisis: Medium-Term Challenges Relating to Potential Output, Unemployment and Fiscal Positions, www.oecd.org/oecdEconomicOutlook (accesat: august 2009).
27 Elmeskov, J. and M. MacFarlan, "Unemployment persistence", OECD Economic Studies, No. 21 (Winter 1993)
28 Elmeskov, J., "High and persistent unemployment: assessment of the problem and its causes", OECD Economics Department Working Paper No. 132, 1993. 29 Operatorul de diferențiere de ordinul I este D(xt) = xt – xt-1. Rezultă D2(xt) = D(xt) – D(xt-1), adică D2(x t) = xt – 2xt-1 + xt-2. Dacă notăm L operatorul de întârziere
de ordinul I, Lxt = xt-1 și Ln operatorul de întârziere de ordinul n (Lnxt = xt-n), atunci D(xt) = (1-L)xt și D2(xt) = (1-L)2xt (pentru detalii, vezi Jula D., 2003, Introducere în econometrie, Editura Professional Consulting, București.
118
U este șomajului;
a > 0 este un parametru de proporționalitate.
Presupunându-se că NAWRU este constantă între două perioade consecutive de timp, o estimare a parametrului a poate fi realizată în felul următor:
a = −D3 (log W) D(U)
Parametrul a este utilizat în continuare pentru determinarea NAWRU 30: NAWRU = U − D3 D(U)(logW) ⋅D2 (log W)
Seriile calculate pentru NAWRU sunt netezite pentru eliminarea valorilor neconsistente. Asemenea valori pot să apară datorită faptului că D3(logW) poate fi în apropierea lui zero, ceea ce face formula precedentă instabilă.
Datele utilizate
Pentru estimarea dimensiunii regionale a pierderilor generate de funcționarea sub potențial a economiei naționale am utilizat datele din statistica națională privind populația activă, populația ocupată, șomajul și câștigul salarial nominal mediu net lunar pe regiuni de dezvoltare și județe (1990-2008), precum și datele din prognoza realizată de Comisia Natională pentru Prognoză (pentru intervalul 2009-2012) 31. Datele respective sunt prezentate, în sinteză, în tabelele următoare și, în detaliu, în anexe.
Rezultatele obținute
Calculul ratei șomajului structural (NAWRU) a fost realizat potrivit metodologiei prezentate. Rezultatele sunt următoarele:
Tabel 5.7. Rata țomajului structural (NAWRU)
Giorno C., Richardson P., Roseveare D., Noord (van den) P., 1995, op.cit., p.11-12.
Comisia Națională de Prognoză, Proiecția principalilor indicatori economico – sociali în PROFIL TERITORIAL până în 2012, iunie 2009, http://www.cnp.ro/user/repository/prognoza_regiuni _iunie_2009.pdf
119
120
121
Fig.5.11 Evoluția ratei șomajului structural (NAWRU) și a ratei șomajului înregistrat, la nivel național.
În perioadele de creștere economică (2000-2008), rata șomajului este situată sub șomajul structural. O evoluție similara se înregistrează la nivel regional. Cu excepția regiunilor de Nord-Vest, Centru și Sud-Est în anul 1997, în toți anii din intervalul calculat și pentru toate regiunile, rapoartele dintre șomajul structural și șomajul înregistrat sunt în concordanță cu teoria economică.
Excepțiile se explică prin inerția mai mare înregistrată de rata șomajului structural față de rata curentă a șomajului.
Dimensiunea regională a pierderilor generate de funcționarea sub potențial a economiei naționale, în ultima parte a anului 2008 și în perspectiva anilor 2009-2010 este calculată aplicând diferența dintre rata înregistrată a șomajului și NAWRU asupra populației active. Rezultatele sunt prezentate în tabelul următor.
Tabel 5.9. Dimensiunea regională a pierderilor de forță de muncă
122
generate de funcționarea sub potențial a economiei naționale
(mii persoane)
123
124
Fig. 5.12 Structura regională a pierderilor de forță de muncă (2009)
125
Fig. 5.13 Structura regională a pierderilor de forță de muncă (2010)
126
12
9
6
3
0
-3
-6
-9
Pierderea de for ă de muncă 2009
(mii persoane)
Fig. 5.14 Dimensiunea teritorială a pierderilor de forță de muncă (2009)
127
12
9
6
3
0
-3
-6
-9
Pierderea de for ă de muncă 2010
(mii persoane)
Fig. 5.15 Dimensiunea teritorială a pierderilor de forță de muncă (2010)
Cu excepția județelor Bihor, Botoșani și Suceava, unde rata șomajului structural depășește rata curentă a șomajului, în toate celelalte județe, criza economică și financiară care a afectat economia națională începând cu ultima parte a anului 2008 a dus la o funcționare sub echilibru, astfel încât potenț ialul de forță de muncă este sub-utilizat. Dimensiunea pierderilor este de circa 160 mii persoane în 2009 și 137 mii în 2010. Aceasta înseamnă circa 2.1% din forța de muncă în 2009 și 1.6% în 2010.
5.5 Efecte ale crizei economice asupra ocupării forței de muncă în România
Premize ale analizei
Procesul de creștere economică susținută ș i tendințele favorabile privind ocuparea și creș terea veniturilor populației au fost întrerupte de manifestările crizei. Apreciem că în România semnele crizei au devenit vizibile la sfârșitul anului 2008, iar efectele acesteia asupra ocupării forței de muncă sunt semnificative în 2009.
O analiză completă a conjuncturii economice care să evidențieze efectele crizei în 2009 este dificilă, întrucât datele cele mai recente disponibile privind ocuparea forței de muncă se referă la semestrul I 2009, în care se reflectă doar unele efecte incipiente.
Sezonalitatea ocupării forței de muncă
128
Pentru a interpreta corect datele trimestriale disponibile din anii 2008 și 2009 trebuie să avem în vedere fluctuațiile în ocuparea forței de muncă (anexa). Popula ția activă și populația ocupată urmează o anumită regularitate a fluctuațiilor, astfel încât reducerea ocupării în trim IV 2008 și trim I 2009 se înscrie în limitele normale.
De observat este faptul că fluctuațiile sezoniere sunt mult mai accentuate la populația ocupată masculină (anexa) fa ță de cea feminină (anexa 3), acestea fiind marcate cu precădere de predominanța forței de muncă masculine în activitățile cu caracter sezonier, în special în construcții și agricultură.
Nivelul ocupă rii și fluctuațiile populației ocupate în cursul anului prezintă caracteristici foarte diferite între mediul urban și cel rural (anexe). Astfel, în mediul urban, în condițiile menținerii nivelului populației inactive, populația activă și cea ocupată tind să crească în aceeași măsur ă în perioada 2002-2008, iar începând cu 2007 fluctuațiile se nivelează. Aceste două tendințe se explică prin migrația forței de muncă către mediul urban, unde ocupă locuri de muncă predominant stabile.
În perioada considerată, migrația internă din mediul urban în mediul rural a depăș it în fiecare an migraț ia rural-urban. Fluxurile nete ale migrației interne nu au schimbat însă semnificativ ponderea populației rurale în totalul populației. În mediul rural s-a produs mai degrabă un proces de înlocuire a populației tinere cu populație mai în vârstă.
Se observă o reducere semnificativă a numărului de persoane active ocupate în mediul rural față de perioada 2002-2004 (anexa), datorată în primul rând reducerii populației ocupate în agricultură. Acest proces poate fi explicat prin două cauze fundamentale: creș terea migrației rural-urban a populației active și creșterea migrației externe a forței de muncă. Efectul creșterii pensiilor este deja vizibil începând cu 2008, întrucât apare o ușoară tendință de creștere a populației inactive. Este de așteptat ca pensionarii ce obțin pensii mai mari să renunțe la activitatea în agricultură . De asemenea, populația pensionată în mediul urban ce își mută domiciliul în mediul rural va produce puțin sau deloc pentru piață și nesemnificativ pentru autoconsum. Un efect al acestor procese este reducerea sezonalității ocupării.
Inerția structurilor ocupaționale
Evoluția ratei de ocupare în perioada considerată urmează tendințele de fluctuații normale (fig. 5.16.). Totuși se observă o ușoară reducere, cu 0,9 puncte procentuale a ratei de ocupare la populația de peste 65 ani, ceea ce nu
129
este semnificativ decât în mediul rural.
Fig.1: Evoluția ratei de ocupare a populației de 15 ani și peste, pe grupe de vârstă
a polpulației de 15 ani și peste, pe grupe de vârstă
Sursa: Forța de muncă în România, trim.I 2009, INS
15-24 ani
25-54 ani
55-64 ani
peste 65 ani
Fig. 5.16 Evoluția ratei de ocupare
Datele disponibile 32 permit o analiză a evoluției numărului de salariați în semestrele I și II 2009 comparativ cu 2008. Astfel diferența efectivului de salariați din luna iunie 2009 față de luna iunie 2008 a fost de ─ 270,7 mii persoane pe ansamblul economiei, dar reduceri semnificative s-au produs numai în industria prelucrătoare (─193,8 mii pers), construcții (─49,7 mii pers) și comerț (─22,6 mii pers). Aceste reduceri au început din trimestrul IV 2008 (fig.5.17.).
32 Buletin statistic lunar nr.6/2009, INS
130
Fig.2: Efectivul salariaților din economie la sfârșitul semestrului (mii persoane)
Fig. 5.17 Efectivul salariaților din
economie la sfârșitul semestrului IV 2009
Sursa: Buletin statistic lunar nr.6/2009, INS
În afara activității de comerț, au mai fost reduceri ale numărului de salariați și la alte categorii de servicii, respectiv tranzacții imobiliare (─2, 7 mii pers), activități de servicii administrative și activități de servicii suport (─1,3 mii pers), transport și depozitare (─1,2 mii pers), dar aceste variații însumate nu au un impact semnificativ asupra ratei de ocupare.
În schimb, sectorul serviciilor a beneficiat în acest interval de creșteri ale numărului de salariați pe seama creșterii numărului angajărilor în sănătate și asistență socială (+10,4 mii pers), administrație publică (+6,2 mii pers), învățământ (+4,3 mii pers), informații
131
și comunicații (+3,5 mii pers), activități profesionale, științ ifice și tehnice (+1,1 mii pers), hoteluri și restaurante (+0,8 mii pers) și activiăți de spectacole, culturale și recreative (+0,4 mii pers).
Sectoarele în care s-au fă cut angajări semnificative în acest interval sunt finanțate predominant de la bugetul statului. Astfel, în trim.I 2009, populația ocupată în administrația publică este 100% în sectorul public, cea din învățământ este în proporție de de cca.94% în sectorul public, iar cea din sănătate și asistență socială 81,8%. Apreciem că aceste sectoare au menținut o relativă stabilitate a ocupării forței de muncă în conjunctura actuală, ceea ce conferă sectorului public rolul de stabilizator automat în manifestarea ciclului afacerilor. Sectorul privat este mult mai flexibil, iar fluctuațiile forței de muncă urmează oscilațiile producției.
Rata șomajului înregistrat a fost în creș tere continuă, de la 3,7% în iunie 2008 la 6% în iunie 2009 33. Rata șomajului BIM este ceva mai ridicată (6,9% în trim I 2009), acest nivel este considerat dintre cele mai scăzute din Uniunea Europeană, fiind sub media UE27 (9% în iulie 2009) și sub media zonei euro (9,5% în iulie 2009) 34.
Rata șomajului înregistrat în iunie 2009 este ceva mai ridicată la populația masculină (6,4%) față de cea feminină (5,7%), explicabil prin faptul că sectoarele din domeniul public în care predomină forța de muncă feminină (sănătate, învățământ) au menținut sau au crescut numărul angajaților.
Menținerea locurilor de muncă existente în prezent în sectorul public nu este sustenabilă din perspectiva finanțării bugetare. Pe de altă parte, reducerea numărului de angajați va avea un efect prociclic, respectiv va accentua recesiunea. Revenirea pe un trend ascendent a producției industriale, așteptată să se producă odată cu relansarea economiei UE, poate conduce la absorbția parțială a șomerilor produși de sectorul public.
De remarcat este faptul că productivitatea muncii în industrie a crescut cu 12,7% în luna iunie 2009 față de iunie 2008, iar câștigul salarial mediu net a crescut cu 8,3% în aceeași perioadă. Astfel, se poate aprecia că presiunea creată de pierderea locurilor de muncă și așteptările negative pentru perioada următoare pot aduce eficiența utilizării forței de muncă în parametri mai buni.
Deficitul de forță de muncă sub impactul crizei
Deficitele cronice de forță de muncă în anumite sectoare există în continuare, chiar dacă rata locurilor de muncă vacante s-a redus (fig.3). Cel mai mare deficit se înregistrează în continuare în sănătate și asistență socială și în administrația publică. Întrucât oferta de locuri de muncă în aceste sectoare nu se formează pe baza mecanismelor pieței, mărimea acestui deficit nu este afectată imediat și în aceeași măsur ă cu sectorul privat de manifestarea crizei. Totuș i, constrângerea bugetară puternică poate obliga la o restructurare real ă a acestor sectoare cu efecte favorabile pe termen lung. Rata locurilor de muncă vacante ar putea să se reducă prin reducerea ofertei de locuri de muncă, în special în administrația publică.
Cu toate presiunile generate de criză, se menține deficitul de forță de muncă calificată cu studii superioare și medii (fig. 5.17). Pe primul loc al deficitului se situează specialiștii cu ocupații intelectuale și științifice, ceea ce se corelează cu deficitul pe activități
Buletin statistic lunar nr.6/2009, INS
Eurostat, Newsrelease euroindicators 123/2009, 1 septembrie 2009
132
prezentat anterior. În condițiile în care singurele activități din economia națională pentru care s-a înregistrat o scădere a salariului mediu net în semestrul I 2009 față de semestrul I 2008 au fost administrația publică (─6,1%) și activitatea de cercetare-dezvoltare (─2,8%), este puțin probabil ca forța de muncă de înaltă calificare și cu competențe reale să fie atrasă spre aceste domenii.
Concluzii
Până în iunie 2008 manifestările crizei în România au adus unele efecte incipiente asupra populației ocupate;
Indicatorii privind ocuparea s-au înscris în limite relativ normale până în sem.I 2009, specifice fluctuațiilor sezoniere manifestate în anii precedenți;
Rata șomajului are o tendință de creștere, dar în iunie 2009 se situează încă la un nivel scăzut în raport cu media europeană;
Ocuparea forței de muncă în sectorul public a jucat până în prezent rolul de stabilizator automat al pieței forței de muncă, dar acest nivel al ocupării nu este sustenabil financiar;
Criza poate avea și un rol de corecție, prin corelarea mai bună dintre creșterea productivității muncii și creșterea salariilor, dar și prin constrângerea la restructurarea administrației publice;
Reducerea ofertei de locuri de muncă în economie a redus treptat și rata locurilor de muncă vacante;
Deficitul de forță de muncă în sectorul public trebuie interpretat cu precauție, având în vedere că oferta de locuri de muncă în aceste sectoare nu se formează pe baza mecanismelor pieței;
Cu toate presiunile generate de criză, se menține deficitul de forță de muncă calificată cu studii superioare și medii în toate sectoarele. Atragerea acestei categorii de personal spre sectorul public este dificilă datorită salariilor neatractive. Frecvent, pentru tinerii cu competențe reale, angajarea în sectorul public este un pas intermediar.
5.6 Măsuri de politică economică pentru atenuarea decalajelor ocupaționale cantitative și calitative din România
În țara noastră există o oarecare polarizare a dezvoltării economice în plan teritorial, inclusiv în domeniul ocupării forței de muncă . Zonele cele mai favorizate sunt Bucureștiul și regiunile de Vest, Nord-Vest, iar printre cele mai defavorizate zone, se numără cea de Nord-Est, care se confruntă cu grave probleme de dezvoltare economică și socială, așa cum reiese și din analiza cuprinsă în Planul Național de Dezvoltare.
Agenția pentru Dezvoltare Regională are ca atribuț ii și monitorizarea și susținerea de activități desfășurate în zonele defavorizate, în vederea recuperării întârzierilor ș i decalajelor în dezvoltarea acestora. La nivel național există 35 de astfel de zone, cărora li se acordă, prin reglementări legislative, o serie de facilități de sprijinire a agenților economici, a investițiilor în vederea creerii de locuri de muncă și a creșterii producției.
133
Pe baza analizei ocupării forței de muncă în profil teritorial se pot da anumite orientări politicilor regionale, în sensul atenuării decalajelor existente în acest domeniu. În concluzie, se poate afirma că în contextul accelerării restructurării și privatizării, al creșterii gradului de deschidere a economiei naționale, schimburilor externe, problemele ocupării forței de muncă în plan teritorial își vor spori importanța, datorită unor motive precum:
existența unui dezechilibru regional, care afectează atât progresul economic general cât și dezvoltarea pieței muncii poate produce o creștere (accentuare) a inegalității dezvoltării (Myrdal, G. – 1957). Aceasta se datorează dezvoltării inovațiilor și creșterii capacității competiționale a zonelor dezvoltate, care pot induce un progres polarizat, perpetuu (Friedman, J. – 1972). Acest tip de procese sunt în mod clar favorizate de extinderea acestor diferențe, dar, în același timp, și de incoerența unei strategii adecvate, care a avut drept scop diminuarea acestui dezechilibru;
dezechilibrele de pe piața muncii pot fi percepute în toate zonele tării, cu intensități diferite. Aceste fenomene au loc pe fondul unui nivel mediu relativ ridicat al șomajului înregistrat la nivel național. Discrepanțele teritoriale dintre ratele șomajului și ale ocupării sunt relativ accentuate. Regiunile dezvoltate tind să transmită altor regiuni mai puțin favorizate acele activități mai puțin dorite sau profitabile între granițele lor, precum activitățile în declin, care implică muncă grea sau în condiții grele, obositoare, o calificare mai slabă, tehnologii perimate etc. Procese similare au loc și în planul demografic sau demo – economic;
procesele de restructurare economică sunt însoțite de fluctuații majore ale populației, în contextul eliminării barierelor privind migrația inter – regională a populației și a forței de muncă în special. Aceste fluctuații sunt motivate de cele mai multe ori de căutarea unui loc de muncă și sunt direcționate din zonele mai puțin dezvoltate spre cele mai dezvoltate și se referă în primul rând la populația tânără și la cea între două vârste, precum și la cei cu pregătire (calificare) mai înaltă. Așadar, regiunile mai dezvoltate exercită un proces de “filtrare”și în ceea ce privește populația (forța de muncă, mai exact), consecințele fiind depopularea prin atenuarea creșterii demografice, îmbătrânirea populației, și în cele din urmă scăderea competitivității regiunii respective. Astfel apare bipolarizarea, care poate perpetua contrastul dintre regiunile dezvoltate și cele mai slab dezvoltate.
Pentru evitarea creșterii dezechilibrelor teritoriale, în ceea ce privește utilizarea capitalului uman, se impune adoptarea unor măsuri, între care:
stimularea mobilității forței de muncă, ce presupune facilitarea integrării celor care, în căutarea unui loc de muncă în zonele cu asemenea oprtunități, s-au deplasat din zonele mai puțin favorizate sub acest aspect. Acestora trebuie să li se asigure o locuință proprie, pentru ei și familiile lor, venituri suficiente pentru un trai decent;
crearea unor noi de locuri de muncă, în alte domenii deficitare sub aspectul forței de muncă angajate, pentru cei disponibilizați în urma restructurării sectorului minerit, chimie, petrochimie etc.;
îmbunătățirea coordonării între politica de dezvoltare locală promovată de autoritățile centrale și cele locale. Astfel se pot obține noi locuri de muncă prin încurajarea legăturilor dintre agenții economici;
implementarea unor noi instituții ale pieței forței de muncă și asigurarea funcționării lor eficiente, în vederea flexibilizării ofertei și identificării rapide a caracteristicilor cererii de forță de muncă. Astfel, se pot atenua, pe termen scurt, unele cauze
134
generatoare de risipă de capital uman și se pot da anumite orientări în politica de repartizare a fondurilor bănești pe județe, se pot atrage investitori în zonele în care există un plus de resurse umane, și în vederea creării de noi locuri de muncă;
limitarea migrației populației din mediul rural înspre cel urban (flux care este superior ca intensitate față de fluxul migrator în sens contrar), pentru a se evita depopularea excesivă a zonelor rurale și escaladarea șomajului în zonele urbane;
declararea zonelor defavorizate ca zone prioritare pentru aplicarea politicilor în domeniul resuselor de muncă;
realizarea unor programe regionale pe termen mediu, ținând seama de necesitățile zonei, de resursele locale existente, de gradul de implicare a factorilor locali și de aportul inovativ, creator al acestora;
diversificarea activității economice a zonei, creșterea oportunităților de angajare a forței de muncă și modernizarea activităților existente (dezvoltarea agro-turismului, modernizarea agriculturii, eficientizarea fermelor, desfășurarea activităților agricole pe suprafețe mai mari, promovarea sistemului bazat pe arendă etc.). Astfel pot fi atrași în aceste activități tinerii disponibilizați din marile centre industriale, creându-le condiții de viață decentă în aceste zone și îmbunătățind media de vârstă din zonele rurale;
investirea în dezvoltarea infrastructurii, ceea ce asigură crearea de noi locuri de muncă și facilitarea accesului la aceste zone;
îmbunătățirea calității serviciilor din aceste zone (îndeosebi rurale), în domeniul sănătății (promovarea activităților de planning familial pentru reducerea numărului de copii abandonați, al îmbolnăvirilor, al mortalității infantile, a riscului sterilității, pentru îmbunătățirea, în general, a stării de sănătate), educației, culturii etc.
atragerea forței de muncă în lucrări de interes public la nivel local.
135
Bibliografie
Altig, D.; Fitzgerald, T.ș.a.”Okun's Law Revisited: Should We Worry about Low Unemployment?”, Federal Reserve Bank of Cleveland Economic, Commentary, 1997
Appave, G., Cholewinski (2007), „Managing Labour Mobility in the Evolving Global Economy”, in Migration. Labour on the Move: Opportunities and Challenges, IOM, December 2007
Arango, Joaquin. (2000). Explaining migration: a critical view, International Social Science Journal, 165.
Baker D., Schmitt, J., “The Macroeconomic Roots of High Unemployment: the Impact of Foreign Growth”, Economic Policy Institute, http://www.epinet.org, 1999
Bijak, J. et al., 2004, International migration scenarios for 27 European countries, 2002-2052, www.cefmr.pan.pl
136
Bijak, J. et al., 2007, Population and labour force projections for 27 European coutries, 2002-2052: impact of international migration un population ageing, www.cefmr.pan.pl
Blanchard, O.; Summers, L.H., „Hysterisis and the European Unemployment Problem”, MIT Press, Cambirdge Mass, 1986
Boyd, Monica. (1996). Family and personal network in international migration: recent developments and new agendas. În Robin Cohen (ed.), The sociology of Migration. Brookfield, Vermont, US: Edward Elgar Publishing Company. Castels, Stephen, Miller
Mark J. (1993).The age of migration. International Population Movements in the Modern World. London: Macmillan
Brochmann, Kristof Tamas, Thomas faist (eds.), international Migration, Immobility and Development. Multidisciplinary perspectives.
Oxford, New York; Brookfield, Vermont, US: Edward Elgar Publishing Company.
Brunner, A. D., "On the dynamic properties of asymmetric models of real GNP". Review of Economics and Statistics, 79: 2, 1997
Caraiani, P. „ Alternative methods of estimating the Okun coefficient. Applications for Romania”, Journal for Economic Forecasting, Institute for Economic Forecasting, vol. 3(4), 2006
Constantin D.L, Vasile, V., Preda, D., Nicolescu L., (2004), Fenomenul migraționist din perspective aderării României la Uniunea Europeană (ediție bilingvă – română și engleză), Institutul European din România, Studiile de Impact PAIS II
Constantin D.L, Vasile, V., Preda, D., Nicolescu L., (2008), „Current issues regarding Romania’s external migration”, in J. Poot, B. Waldorf, L. van Wissen, L. (Eds.), Migration and Human Capital: Regional and Global Perspectives, Edward Elgar, Cheltenham, UK
Constantin, D.L., Nicolescu, L., Goschin, Z. (2008), Perspective europene de abordare a a zilului și migrației (ediție bilingvă – română – engleză), Proiect SPOS 2008 – Studii de strategie și politici, Institutul European din România
Cucuruzan, R.E. (2009), Migrația și mobilitatea forței de muncă din România în contextul integrării europene, Editura Fundației pentru Studii Europene, Cluj-Napoca, ,2009
137
Dreger, C.; Marcellino, M.”A macroeconomic model for the Euro economy”, Journal of Policy Modeling, 29(1), 2007 Economic Review, 75, 2, 173-178
Eicher T. S. (1996), Interaction Between Endogenous Human Capital and Technological Change, The Review of Economic Studies, vol.63, no.1/Jan.1996, p.127-144
EUROPA-Rapid Press Releases (2007), “A Comprehensive European Migration Policy”, Memo, Brussels, May 14, 2007
Eyal, Gil, Szelenyi, Ivan, Townley, Eleanor. (2001). Capitalism fără capitaliști. Noua elită conducătoare din Europa de Est.București: Editura Omega.
Gabrisch, H.; Buscher H., ”The Relationship between Unemployment and Output in Post- communist Countries”, Post-Communist Economies, Vol.18, No. 3, 2006
Gemmel, N. (1996). “Evaluating the impact of human capital stocks and accumulation on economic growth: some new evidence”,
Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 58.
Ghiță S. – “Statistica resurselor de muncă”, Editura Meteor Press, București, 2005.
Gurak, Douglas T., Caces, Fe. (1992). Migration Networks and the Shaping of Migration systems. În Kritz.M., Lim, L, Zlotnik, H. (eds.), International migration systems – a global approach, Oxford; Clarendon Press.
Haskel, J. & M. (1993), Do Skill Shortages Reduce Productivity? Theory and Evidence from the United Kingdom, The Economic Journal, vol.103, no.417/Mar.1993, p.386-394
Haskel, J. & M. (1993), The Causes of Skill Shortages in Britain, Oxford Economic Papers, New Series, vol.45, no.4/Oct.1993, p.573-588
Heijke H (ed) 1994, “Forecasting the labour market by occupation and education”, Kluwer Academic, Massachusetts
Hughes G (1991), “Manpower forecasting: A review of methods and practice in some OECD countries”, Labour market and social policy occasional papers, no.10, Organisation for Economic Cooperation and Development, Paris
138
Izyumoy A; Vahaly.J, ”The unemployment-Output tradeoff in transition economies: Does Okun”s law apply?” Economics of Planning, Vol.35, 2002
Jones, R.C., 1998, Remittances and inequality: a question of migration stage and geographic scale, Economic Geography, 74, 1, 8-25.
Kearney, Michael. (1986). From the invisible hand to visible feet: Anthropological Studies of Migration and development, Annual Reviews of Anthropology. 15: 331–61
Kritz. M., Zlotnik. H. (1992). Global interactions; Migration sisytems, processes, and policies. În Kritz.M., Lim, L, Zlotnik, H. (eds.).
International migration systems – a global approach. Oxford: Clarendon Press.
Lee, J., “The robustness of Okun’s law: Evidence from OECD Countries”, Journal of Macroeconomics 22 (2), 331 – 356. 2000
León-Ledesma, M. A., “Unemployment Hysteresis in the US States and the EU”, Bulletin of Economic Research, 54, 2002.
León-Ledesma, M. A.; McAdam, P., “Unemployment, Hysteresis and Transition”, Scottish Journal of Political Economy, 51,. 2004
Lindbeck, A.; Snower, D. J., " Efficiency Wages Versus Insiders and Outsiders," CEPR Discussion Papers 133, 1986
Massey, Douglas, Arango, Joa quin, Hugo, Graeme, Kouaouci, Ali, Pellegrino, Adela Taylor, Edward J. (1998). Worlds in motion. Understanding international migration at the end of the millennium, Oxford: Clarendon Press.
Massey, Douglas, Arango, Joaquin, Hugo, Graeme, Kouaouci, Ali, Pellegrino, Adela Taylor, Edward J. (1993). Theories of international migration: A review and appraisal. Population and Development Review. Vol. 19, 431 – 466
Massey, Douglas, Arango, Joaquin, Hugo, Graeme, Kouaouci, Ali, Pellegrino, Adela Taylor, Edward J. (1993). An evaluation of international migration theory: The North American Case. Population and Development Review. Vol. 20, 699 – 751
Meagher GA (1997), “Structural changes, the demand for skilled labour and life-long learning”, Centre of Policy Studies, Monash University, Melbourne
Okun, A. “Potential GNP: Its Measurement and Significance”, in American Statistical Association, Proceedings of the Business and Economics Section, ASA, Washington, 1962
139
Phelps, E. S., “Inflation Policy and Unemployment Theory”, W. W. Norton and Co.,New York., 1972
Prachowny, M. „Okun’s law: Theoretical foundations and revised estimates”, Review of Economics and Statistics, nr.75, 1993 Røed, K., “Unemployment Hysteresis – Macro Evidence from 16 OECD Countries”, Empirical Economics, 21, 1996
Romer, D., “Advanced Macroeconomics”, 2nd. ed. New York: McGraw-Hill/Irwin, 2001 Rotariu, T. (ed.) (2000), Metode statistice aplicate în științele sociale, București, Editura Polirom
Rothman, Ph., "Further evidence on the asymmetric behaviour of unemployment rates over the business cycle". Journal of Macroeconomics, 13:2, 1991
Sandu, Dumitru. (1984). Fluxurile de migrație în România, București; Editura Academiei
Schnabel, G., “Output trends and Okun’s law”, BIS Working papers, Monetary and Economic Department, nr. 111, 2002 Silvapulle, P.; Moosa, I. A., ș.a, “Asymmetry in Okun’s law”, Canadian Journal of Economics, nr. 37 (2), 2004
Sögner, L.; Stiassny, A.”An analysis on the structural stability of Okun’s law – a cross-country study”, Applied Economics, Vol.14, 2002
Solow, R. M., „Unemployment in the United States and in Europe: a Contrast and the Reasons” CESifo Working Paper, 46 (1), 2000
Țițan E. – “Statistică, Teorie și aplicații în sectorul terțiar”, Editura Meteor Press, București, 2002. UN Population Division, World Population Prospects: The 2006 Revision, Medium Variant (2007).
Van Rossem, Ronan. (1996). The world system paradigm as general theory of development: a cross – national test. American Sociological Review.Vol. 61: 508 – 527
140
Voineagu, V. – „Statistică economică”, Editura Tribuna Economică, București, 2005.
Willems ETJ & Grip A 1993, “Forecasting replacement demand by occupations and education”, International Journal of Forecasting, 9, pp.173-185
Zlotnik, H. (1992). Empirical identification of international migration systems. În Kritz.M.
– “Evoluția ocupațiilor pe piața forței de muncă din România în perspectiva anului 2010”, Studio INCSMPS, coordonatori dr. Speranța Pîrciog, dr. Vasilica Ciucă, dr. Eugen Blaga, București, 2006.
– “Anuarul demografic al României”, INS, 2006.
– “Anuarul Statistic al României”, INS, 2006, 2007, 2008.
– “Ancheta asupra forței de muncă în gospodării 2008”, INS, 2009
– “Ancheta asupra forței de muncă în gospodării trimestrul I 2009”, INS, 2009
Comisia Națională de Prognoză: Proiecția principalilor indicatori macroeconomici în perioada 2006-2010, nov. 2006.
“The World’s Women 2005: Progress in Statistics”, Department of Economic and Social Affairs, Statistic Division, United Nations, New York, 2006.
EUROSTAT, http://epp.eurostat.ec.europa.eu, accesat la data de 1.09.2007.
– “Ancheta locurilor de muncă vacante” – Institutul Național de Statistică.
– COMUNICAT DE PRESĂ Nr. 130 din 6 iulie 2009, INS.
– « Recensământul populației și locuințelor 1992”, INS.
– « Recensământul populației și locuințelor 2002”, INS.
141
– Comunicarea Comisiei Europene COM(2007) 359 final – „Către principii comune ale flexisecurității: Locuri de muncă mai multe și mai bune prin flexibilitate și securitate”
Dr. Filofteia Panduru, Drd. Silvia Pisică- ,“Populația în vârstă de muncă la orizontul 2025- România -Rapoorrtt ssiinntteettiicc ““,, Centrul Național de Pregătire în Statistică, București, 2007.
Anexa 1.
142
Populația TOTALĂ, după participarea la activitatea economică, 2002/2009, pe trimestre
Persoane active ocupate Total persoane active Persoane inactive
Sursa: Forța de muncă în România. Ocupare și șomaj, trimestrul I 2009, INS
143
Anexa 2
Populația masculină, după participarea la activitatea economică, 2002/2009, pe trimestre
144
Anexa 3
Populația feminină, după participarea la activitatea economică, 2002-2009, pe trimestre
145
Anexa 4
Populația totală URBANĂ, după participarea la activitatea economică, 2002-2009, pe trimestre
146
Anexa 5
Populația totală RURALĂ, după participarea la activitatea economică, 2002/2009, pe trimestre
147
Anexa 6
Rata locurilor de muncă vacante pe activități economice, trim I 2009 comparativ cu trim I și IV 2008
Trim I 2008 Trim IV 2008 Trim I 2009
Sursa: Buletin statistic lunar nr.6/2009, INS
148
Anexa 7.
Rata locurilor de muncă vacante pe grupe majore de ocupații, în sem I 2009 comparativ cu sem I și IV 2008
4
3.5
3
2.5
2
1.5
1
0.5
0
Sursa: Buletin statistic lunar nr.6/2009, INS
Trim I 2008
Trim IV 2008
Trim I 2009
149
ANEXA 8. Accesul lucrătorilor români pe piața forței de muncă a Uniunii Europene
Principiul liberei circulații a lucrătorilor instituit în 1957 prevede dreptul fiecărui cetățean al UE de a lucra într-un alt stat membru.
România, odată cu semnarea tratatului de aderare la UE, a acceptat perioade de tranziție pentru circulația lucrătorilor români în Uniunea Europeană. Astfel de la aderarea României la Uniunea Europeană (ianuarie 2007), statele membre au avut opțiunea de a aplica o perioadă de tranziție, prin aplicarea legislației naționale privind dreptul cetățenilor români de a munci pe teritoriul lor sau de a aplica prevederile acquis-ului comunitar referitor la libera circulație a lucrătorilor. Până la sfârșitul celui de al doilea an după aderarea României la UE, statele membre vor anunța Comisia Europeană dacă intenționează să continue pentru urmă torii trei ani aplicarea măsurilor naționale sau să aplice acquis-ul comunitar. În absența unei notificări se va aplica acquis-ul comunitar. Perioadele de tranziție nu pot depăși perioada maximă de 7 ani, decât în mod excepțional și cu justificări bine argumentate.
Astfel, la 1 ianuarie 2007 statele membre UE aveau următoare politică față de lucrătorii din România (și Bulgaria):
10 state membre au deschis complet accesul lucrătorilor români pe piața muncii: Suedia, Finlanda, Cehia, Cipru, Estonia, Letonia, Lituania, Polonia, Slovenia și Slovacia.
3 state au deschis parțial accesul: Italia (printr-un regim flexibil), Franța pentru 62 de meserii și Ungaria pentru 219 meserii.
12 state au impus restricții (prin necesitatea acordării de permise de muncă): Marea Britanie, Irlanda, Olanda, Grecia, Spania, Belgia, Portugalia, Luxemburg, Malta, Austria și Germania. Cu excepția Austriei și Germaniei se așteaptă ca celelalte state să ridice restricțiile la finalul primilor doi ani de tranziție (finalul lui 2008).
150
Anexa 9. Mi șcarea migratorie externă a populației, pe regiuni de dezvoltare, județe și sexe, în anul 2006
151
Anexa 10. Numărul emigranților pe regiuni de dezvoltare, județe și sexe, în anul 2007
Regiunea de dezvoltare/ Emigranți
152
153
Sursa: date INS
154
Anexa 11. Estimări ale deficitului de forță de muncă pe ramuri
Sursa: Imigrația și azilul în România – anul 2007.
155
Anexa 12.
Sursa: “Migrația forței de muncă”, ANOFM, 2007
Anexa 13.
Sursa: “Migrația forței de muncă”, ANOFM, 2007
156
Anexa 14.
Sursa: Preluat din “Migrația forței de muncă”, ANOFM, 2007
157
Anexa 15.
Populația ocupată civila la sfârșitul anului – mii persoane
Anexa 16.
Șomeri înregistrați, la sfârșitul anului – mii persoane
Obs. Numărul șomerilor pe regiuni de dezvoltare, pentru perioada 2009-2010, este calculat ca diferență între populația activă și populația ocupată
158
Anexda 17.
Rata șomajului înregistrat – %
Sursa: Comisia Națională de Prognoză, Proiecția principalilor indicatori economico – sociali în profil teritorial până în 2012, iunie 2009, p.5., http://www.cnp.ro/user/repository/prognoza_regiuni_iunie_2009.pdf
Anexa 18.
Populația activă, la sfârșitul anului – mii persoane
Obs. Populația activă pentru perioada 2009-2010 este calculată pe baza datelor de prognoză privind populația ocupată și rata ș omajului, potrivit relației PA = PO/(1-u), unde PA – populația activă, PO – populația ocupată și u – rata șomajului.
159
Anexa 19.
Populația ocupată civila la sfârșitul anului – mii persoane
160
161
Anexa 20. Populația activă, la sfârșitul anului, mii persoane
162
Populația activă, la sfârșitul anului, mii persoane
(continuare tabel)
163
Sursa datelor: Comisia Națională pentru Statistică (www.insse.ro) pentru 1990- 2007. Pentru 2008-2012, calcule pe baza datelor Comisiei Naționale de Prognoză (Proiecția principalilor indicatori economico – sociali în profil teritorial până în 2012, iunie 2009, p.4., http://www.cnp.ro/user/repository/prognoza_regiuni_ iunie_ 2009.pdf)
Anexa 21.
Șomeri, la sfârșitul anului, persoane
164
165
Sursa datelor: Comisia Națională pentru Statistică (www.insse.ro) pentru 1990-2007. Pentru 2008 -2012, calcule pe baza datelor din tabelul precedent (populația activă) și a datelor Comisiei Naționale de Prognoză privind rata șomajului (Proiecția principalilor indicatori economico – sociali în profil teritorial până în 2012, iunie 2009, p.4., http://www.cnp.ro/user/repository/prognoza_regiuni_ iunie_ 2009.pdf)
Bibliografie
Altig, D.; Fitzgerald, T.ș.a.”Okun's Law Revisited: Should We Worry about Low Unemployment?”, Federal Reserve Bank of Cleveland Economic, Commentary, 1997
Appave, G., Cholewinski (2007), „Managing Labour Mobility in the Evolving Global Economy”, in Migration. Labour on the Move: Opportunities and Challenges, IOM, December 2007
Arango, Joaquin. (2000). Explaining migration: a critical view, International Social Science Journal, 165.
Baker D., Schmitt, J., “The Macroeconomic Roots of High Unemployment: the Impact of Foreign Growth”, Economic Policy Institute, http://www.epinet.org, 1999
Bijak, J. et al., 2004, International migration scenarios for 27 European countries, 2002-2052, www.cefmr.pan.pl
136
Bijak, J. et al., 2007, Population and labour force projections for 27 European coutries, 2002-2052: impact of international migration un population ageing, www.cefmr.pan.pl
Blanchard, O.; Summers, L.H., „Hysterisis and the European Unemployment Problem”, MIT Press, Cambirdge Mass, 1986
Boyd, Monica. (1996). Family and personal network in international migration: recent developments and new agendas. În Robin Cohen (ed.), The sociology of Migration. Brookfield, Vermont, US: Edward Elgar Publishing Company. Castels, Stephen, Miller
Mark J. (1993).The age of migration. International Population Movements in the Modern World. London: Macmillan
Brochmann, Kristof Tamas, Thomas faist (eds.), international Migration, Immobility and Development. Multidisciplinary perspectives.
Oxford, New York; Brookfield, Vermont, US: Edward Elgar Publishing Company.
Brunner, A. D., "On the dynamic properties of asymmetric models of real GNP". Review of Economics and Statistics, 79: 2, 1997
Caraiani, P. „ Alternative methods of estimating the Okun coefficient. Applications for Romania”, Journal for Economic Forecasting, Institute for Economic Forecasting, vol. 3(4), 2006
Constantin D.L, Vasile, V., Preda, D., Nicolescu L., (2004), Fenomenul migraționist din perspective aderării României la Uniunea Europeană (ediție bilingvă – română și engleză), Institutul European din România, Studiile de Impact PAIS II
Constantin D.L, Vasile, V., Preda, D., Nicolescu L., (2008), „Current issues regarding Romania’s external migration”, in J. Poot, B. Waldorf, L. van Wissen, L. (Eds.), Migration and Human Capital: Regional and Global Perspectives, Edward Elgar, Cheltenham, UK
Constantin, D.L., Nicolescu, L., Goschin, Z. (2008), Perspective europene de abordare a a zilului și migrației (ediție bilingvă – română – engleză), Proiect SPOS 2008 – Studii de strategie și politici, Institutul European din România
Cucuruzan, R.E. (2009), Migrația și mobilitatea forței de muncă din România în contextul integrării europene, Editura Fundației pentru Studii Europene, Cluj-Napoca, ,2009
137
Dreger, C.; Marcellino, M.”A macroeconomic model for the Euro economy”, Journal of Policy Modeling, 29(1), 2007 Economic Review, 75, 2, 173-178
Eicher T. S. (1996), Interaction Between Endogenous Human Capital and Technological Change, The Review of Economic Studies, vol.63, no.1/Jan.1996, p.127-144
EUROPA-Rapid Press Releases (2007), “A Comprehensive European Migration Policy”, Memo, Brussels, May 14, 2007
Eyal, Gil, Szelenyi, Ivan, Townley, Eleanor. (2001). Capitalism fără capitaliști. Noua elită conducătoare din Europa de Est.București: Editura Omega.
Gabrisch, H.; Buscher H., ”The Relationship between Unemployment and Output in Post- communist Countries”, Post-Communist Economies, Vol.18, No. 3, 2006
Gemmel, N. (1996). “Evaluating the impact of human capital stocks and accumulation on economic growth: some new evidence”,
Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 58.
Ghiță S. – “Statistica resurselor de muncă”, Editura Meteor Press, București, 2005.
Gurak, Douglas T., Caces, Fe. (1992). Migration Networks and the Shaping of Migration systems. În Kritz.M., Lim, L, Zlotnik, H. (eds.), International migration systems – a global approach, Oxford; Clarendon Press.
Haskel, J. & M. (1993), Do Skill Shortages Reduce Productivity? Theory and Evidence from the United Kingdom, The Economic Journal, vol.103, no.417/Mar.1993, p.386-394
Haskel, J. & M. (1993), The Causes of Skill Shortages in Britain, Oxford Economic Papers, New Series, vol.45, no.4/Oct.1993, p.573-588
Heijke H (ed) 1994, “Forecasting the labour market by occupation and education”, Kluwer Academic, Massachusetts
Hughes G (1991), “Manpower forecasting: A review of methods and practice in some OECD countries”, Labour market and social policy occasional papers, no.10, Organisation for Economic Cooperation and Development, Paris
138
Izyumoy A; Vahaly.J, ”The unemployment-Output tradeoff in transition economies: Does Okun”s law apply?” Economics of Planning, Vol.35, 2002
Jones, R.C., 1998, Remittances and inequality: a question of migration stage and geographic scale, Economic Geography, 74, 1, 8-25.
Kearney, Michael. (1986). From the invisible hand to visible feet: Anthropological Studies of Migration and development, Annual Reviews of Anthropology. 15: 331–61
Kritz. M., Zlotnik. H. (1992). Global interactions; Migration sisytems, processes, and policies. În Kritz.M., Lim, L, Zlotnik, H. (eds.).
International migration systems – a global approach. Oxford: Clarendon Press.
Lee, J., “The robustness of Okun’s law: Evidence from OECD Countries”, Journal of Macroeconomics 22 (2), 331 – 356. 2000
León-Ledesma, M. A., “Unemployment Hysteresis in the US States and the EU”, Bulletin of Economic Research, 54, 2002.
León-Ledesma, M. A.; McAdam, P., “Unemployment, Hysteresis and Transition”, Scottish Journal of Political Economy, 51,. 2004
Lindbeck, A.; Snower, D. J., " Efficiency Wages Versus Insiders and Outsiders," CEPR Discussion Papers 133, 1986
Massey, Douglas, Arango, Joa quin, Hugo, Graeme, Kouaouci, Ali, Pellegrino, Adela Taylor, Edward J. (1998). Worlds in motion. Understanding international migration at the end of the millennium, Oxford: Clarendon Press.
Massey, Douglas, Arango, Joaquin, Hugo, Graeme, Kouaouci, Ali, Pellegrino, Adela Taylor, Edward J. (1993). Theories of international migration: A review and appraisal. Population and Development Review. Vol. 19, 431 – 466
Massey, Douglas, Arango, Joaquin, Hugo, Graeme, Kouaouci, Ali, Pellegrino, Adela Taylor, Edward J. (1993). An evaluation of international migration theory: The North American Case. Population and Development Review. Vol. 20, 699 – 751
Meagher GA (1997), “Structural changes, the demand for skilled labour and life-long learning”, Centre of Policy Studies, Monash University, Melbourne
Okun, A. “Potential GNP: Its Measurement and Significance”, in American Statistical Association, Proceedings of the Business and Economics Section, ASA, Washington, 1962
139
Phelps, E. S., “Inflation Policy and Unemployment Theory”, W. W. Norton and Co.,New York., 1972
Prachowny, M. „Okun’s law: Theoretical foundations and revised estimates”, Review of Economics and Statistics, nr.75, 1993 Røed, K., “Unemployment Hysteresis – Macro Evidence from 16 OECD Countries”, Empirical Economics, 21, 1996
Romer, D., “Advanced Macroeconomics”, 2nd. ed. New York: McGraw-Hill/Irwin, 2001 Rotariu, T. (ed.) (2000), Metode statistice aplicate în științele sociale, București, Editura Polirom
Rothman, Ph., "Further evidence on the asymmetric behaviour of unemployment rates over the business cycle". Journal of Macroeconomics, 13:2, 1991
Sandu, Dumitru. (1984). Fluxurile de migrație în România, București; Editura Academiei
Schnabel, G., “Output trends and Okun’s law”, BIS Working papers, Monetary and Economic Department, nr. 111, 2002 Silvapulle, P.; Moosa, I. A., ș.a, “Asymmetry in Okun’s law”, Canadian Journal of Economics, nr. 37 (2), 2004
Sögner, L.; Stiassny, A.”An analysis on the structural stability of Okun’s law – a cross-country study”, Applied Economics, Vol.14, 2002
Solow, R. M., „Unemployment in the United States and in Europe: a Contrast and the Reasons” CESifo Working Paper, 46 (1), 2000
Țițan E. – “Statistică, Teorie și aplicații în sectorul terțiar”, Editura Meteor Press, București, 2002. UN Population Division, World Population Prospects: The 2006 Revision, Medium Variant (2007).
Van Rossem, Ronan. (1996). The world system paradigm as general theory of development: a cross – national test. American Sociological Review.Vol. 61: 508 – 527
140
Voineagu, V. – „Statistică economică”, Editura Tribuna Economică, București, 2005.
Willems ETJ & Grip A 1993, “Forecasting replacement demand by occupations and education”, International Journal of Forecasting, 9, pp.173-185
Zlotnik, H. (1992). Empirical identification of international migration systems. În Kritz.M.
– “Evoluția ocupațiilor pe piața forței de muncă din România în perspectiva anului 2010”, Studio INCSMPS, coordonatori dr. Speranța Pîrciog, dr. Vasilica Ciucă, dr. Eugen Blaga, București, 2006.
– “Anuarul demografic al României”, INS, 2006.
– “Anuarul Statistic al României”, INS, 2006, 2007, 2008.
– “Ancheta asupra forței de muncă în gospodării 2008”, INS, 2009
– “Ancheta asupra forței de muncă în gospodării trimestrul I 2009”, INS, 2009
Comisia Națională de Prognoză: Proiecția principalilor indicatori macroeconomici în perioada 2006-2010, nov. 2006.
“The World’s Women 2005: Progress in Statistics”, Department of Economic and Social Affairs, Statistic Division, United Nations, New York, 2006.
EUROSTAT, http://epp.eurostat.ec.europa.eu, accesat la data de 1.09.2007.
– “Ancheta locurilor de muncă vacante” – Institutul Național de Statistică.
– COMUNICAT DE PRESĂ Nr. 130 din 6 iulie 2009, INS.
– « Recensământul populației și locuințelor 1992”, INS.
– « Recensământul populației și locuințelor 2002”, INS.
141
– Comunicarea Comisiei Europene COM(2007) 359 final – „Către principii comune ale flexisecurității: Locuri de muncă mai multe și mai bune prin flexibilitate și securitate”
Dr. Filofteia Panduru, Drd. Silvia Pisică- ,“Populația în vârstă de muncă la orizontul 2025- România -Rapoorrtt ssiinntteettiicc ““,, Centrul Național de Pregătire în Statistică, București, 2007.
Anexa 1.
142
Populația TOTALĂ, după participarea la activitatea economică, 2002/2009, pe trimestre
Persoane active ocupate Total persoane active Persoane inactive
Sursa: Forța de muncă în România. Ocupare și șomaj, trimestrul I 2009, INS
143
Anexa 2
Populația masculină, după participarea la activitatea economică, 2002/2009, pe trimestre
144
Anexa 3
Populația feminină, după participarea la activitatea economică, 2002-2009, pe trimestre
145
Anexa 4
Populația totală URBANĂ, după participarea la activitatea economică, 2002-2009, pe trimestre
146
Anexa 5
Populația totală RURALĂ, după participarea la activitatea economică, 2002/2009, pe trimestre
147
Anexa 6
Rata locurilor de muncă vacante pe activități economice, trim I 2009 comparativ cu trim I și IV 2008
Trim I 2008 Trim IV 2008 Trim I 2009
Sursa: Buletin statistic lunar nr.6/2009, INS
148
Anexa 7.
Rata locurilor de muncă vacante pe grupe majore de ocupații, în sem I 2009 comparativ cu sem I și IV 2008
4
3.5
3
2.5
2
1.5
1
0.5
0
Sursa: Buletin statistic lunar nr.6/2009, INS
Trim I 2008
Trim IV 2008
Trim I 2009
149
ANEXA 8. Accesul lucrătorilor români pe piața forței de muncă a Uniunii Europene
Principiul liberei circulații a lucrătorilor instituit în 1957 prevede dreptul fiecărui cetățean al UE de a lucra într-un alt stat membru.
România, odată cu semnarea tratatului de aderare la UE, a acceptat perioade de tranziție pentru circulația lucrătorilor români în Uniunea Europeană. Astfel de la aderarea României la Uniunea Europeană (ianuarie 2007), statele membre au avut opțiunea de a aplica o perioadă de tranziție, prin aplicarea legislației naționale privind dreptul cetățenilor români de a munci pe teritoriul lor sau de a aplica prevederile acquis-ului comunitar referitor la libera circulație a lucrătorilor. Până la sfârșitul celui de al doilea an după aderarea României la UE, statele membre vor anunța Comisia Europeană dacă intenționează să continue pentru urmă torii trei ani aplicarea măsurilor naționale sau să aplice acquis-ul comunitar. În absența unei notificări se va aplica acquis-ul comunitar. Perioadele de tranziție nu pot depăși perioada maximă de 7 ani, decât în mod excepțional și cu justificări bine argumentate.
Astfel, la 1 ianuarie 2007 statele membre UE aveau următoare politică față de lucrătorii din România (și Bulgaria):
10 state membre au deschis complet accesul lucrătorilor români pe piața muncii: Suedia, Finlanda, Cehia, Cipru, Estonia, Letonia, Lituania, Polonia, Slovenia și Slovacia.
3 state au deschis parțial accesul: Italia (printr-un regim flexibil), Franța pentru 62 de meserii și Ungaria pentru 219 meserii.
12 state au impus restricții (prin necesitatea acordării de permise de muncă): Marea Britanie, Irlanda, Olanda, Grecia, Spania, Belgia, Portugalia, Luxemburg, Malta, Austria și Germania. Cu excepția Austriei și Germaniei se așteaptă ca celelalte state să ridice restricțiile la finalul primilor doi ani de tranziție (finalul lui 2008).
150
Anexa 9. Mi șcarea migratorie externă a populației, pe regiuni de dezvoltare, județe și sexe, în anul 2006
151
Anexa 10. Numărul emigranților pe regiuni de dezvoltare, județe și sexe, în anul 2007
Regiunea de dezvoltare/ Emigranți
152
153
Sursa: date INS
154
Anexa 11. Estimări ale deficitului de forță de muncă pe ramuri
Sursa: Imigrația și azilul în România – anul 2007.
155
Anexa 12.
Sursa: “Migrația forței de muncă”, ANOFM, 2007
Anexa 13.
Sursa: “Migrația forței de muncă”, ANOFM, 2007
156
Anexa 14.
Sursa: Preluat din “Migrația forței de muncă”, ANOFM, 2007
157
Anexa 15.
Populația ocupată civila la sfârșitul anului – mii persoane
Anexa 16.
Șomeri înregistrați, la sfârșitul anului – mii persoane
Obs. Numărul șomerilor pe regiuni de dezvoltare, pentru perioada 2009-2010, este calculat ca diferență între populația activă și populația ocupată
158
Anexda 17.
Rata șomajului înregistrat – %
Sursa: Comisia Națională de Prognoză, Proiecția principalilor indicatori economico – sociali în profil teritorial până în 2012, iunie 2009, p.5., http://www.cnp.ro/user/repository/prognoza_regiuni_iunie_2009.pdf
Anexa 18.
Populația activă, la sfârșitul anului – mii persoane
Obs. Populația activă pentru perioada 2009-2010 este calculată pe baza datelor de prognoză privind populația ocupată și rata ș omajului, potrivit relației PA = PO/(1-u), unde PA – populația activă, PO – populația ocupată și u – rata șomajului.
159
Anexa 19.
Populația ocupată civila la sfârșitul anului – mii persoane
160
161
Anexa 20. Populația activă, la sfârșitul anului, mii persoane
162
Populația activă, la sfârșitul anului, mii persoane
(continuare tabel)
163
Sursa datelor: Comisia Națională pentru Statistică (www.insse.ro) pentru 1990- 2007. Pentru 2008-2012, calcule pe baza datelor Comisiei Naționale de Prognoză (Proiecția principalilor indicatori economico – sociali în profil teritorial până în 2012, iunie 2009, p.4., http://www.cnp.ro/user/repository/prognoza_regiuni_ iunie_ 2009.pdf)
Anexa 21.
Șomeri, la sfârșitul anului, persoane
164
165
Sursa datelor: Comisia Națională pentru Statistică (www.insse.ro) pentru 1990-2007. Pentru 2008 -2012, calcule pe baza datelor din tabelul precedent (populația activă) și a datelor Comisiei Naționale de Prognoză privind rata șomajului (Proiecția principalilor indicatori economico – sociali în profil teritorial până în 2012, iunie 2009, p.4., http://www.cnp.ro/user/repository/prognoza_regiuni_ iunie_ 2009.pdf)
Copyright Notice
© Licențiada.org respectă drepturile de proprietate intelectuală și așteaptă ca toți utilizatorii să facă același lucru. Dacă consideri că un conținut de pe site încalcă drepturile tale de autor, te rugăm să trimiți o notificare DMCA.
Acest articol: Analiza Dinamicii Somajului In Romania (ID: 135565)
Dacă considerați că acest conținut vă încalcă drepturile de autor, vă rugăm să depuneți o cerere pe pagina noastră Copyright Takedown.