. Analiza Legaturilor Inflatie Somaj. Conexiuni Si Dependente
Startul tranziției a fost mult mai dificil in România decât in alte state ex-socialiste central-europene. Economia era aproape integral etatizată; în formarea produsului intern brut, aportul sectorului privat era în 1989 de numai 12,8%. Sistemul de conducere, hipercentralizat și in conflict cu criteriile de raționalitate, devenise complet inert la semnalele realității. Realizarea producției in unități supradimensionate conferea economiei un grad ridicat de rigiditate. Ineficiența acesteia a fost agravata in anii '80 atât de continuarea investițiilor in ramuri puternic energointensive, cât și de stoparea influxului tehnologic occidental ca efect al politicii de rambursare anticipată forțată a datoriei externe. Slaba motivație a muncii, dublată de politica artificială a “ocupării depline”, altera și mai mult competitivitatea producției naționale.
Transformarea esențială a economiei românești in deceniul trecut, care oferă șanse reale unei dezvoltări durabile în viitor, constă în deschiderea fostului sistem socio-economic autarhic către restul lumii, in declanșarea procesului de conexare a țării noastre la noile evoluții ce se derulează pe plan european și mondial. Ponderea relațiilor comerciale ale României cu Uniunea Europeana a devenit majoritară, atât din punct de vedere al fluxurilor comerciale de mărfuri și servicii, cât si din cel al influxurilor de investiții străine.
Începând cu studiile lui I.Fisher în 1926, Phillips în 1958, Samuelson și Solow în1960 importanța acordată ratei naturale a șomajului în explicarea inflației a crescut considerabil, existând chiar la început impresia că inflația poate fi în întregime determinată prin prisma conexiunilor sale cu rata șomajului. Cu timpul, pe măsură ce cercetările au fost aprofundate, s-a constatat că determinarea inflației nu poate fi raportată numai la șomaj ci la un ansamblu de factori (șocuri) care influențează întreaga economie. Totuși, relevarea dependenței dintre inflație și șomaj, a măsurii in care cei doi indicatori principali ai economiei se influențează reciproc în diferite circumstanțe rămâne o problemă ce va fi îndelung studiată multă vreme.
Inflația ridicată si persistența acesteia este una din caracteristicile macroeconomice distincte ale țarilor în curs de dezvoltare. Acest fenomen a fost denumit inflație cronică. Spre deosebire de hiperinflație care are o durată de câteva luni, inflația cronică se poate întinde pe mai multe decenii (așa cum se întâmplă în Argentina, Brazilia etc.). În același timp, țările se adaptează inflației creând diferite mecanisme de indexare care tind să perpetueze procesul inflaționist.
Persistența unei rate înalte a inflației a fost una din cauzele principale ale scăderii ratei investiționale, datorită creșterii riscului in cadrul mediului de afaceri românesc (afectat de numeroase dificultăți legate de instabilitatea și incoerența legislativă si instituțională, de proliferarea birocrației, de amplificarea economiei necontabilizate). Același efect negativ l-a avut si diminuarea potențialului intern de economisire, generată de scăderea accentuată a veniturilor reale ale populației si nivelul ridicat al dobânzilor active. Capacitatea redusă de retehnologizare indusă de comprimarea ratei investiționale a întreținut ritmul lent al restructurării. Ea se datorează si volumului relativ restrâns al fluxurilor de investiții străine directe, România plasându-se în grupul statelor in tranziție cu cele mai slabe performanțe în acest domeniu (calculat pe locuitor, stocul investițiilor străine directe se situează in jurul a 240 EURO la sfârșitul anului 1999, comparativ cu 1900 în Ungaria si 1518 in Republica Cehă).
Piața muncii a fost afectată de dezechilibre, la nivelul raportului dintre populația activă si populația inactivă, cât și în rata de ocupare. Diminuarea populației ocupate în economie s-a produs îndeosebi în sectorul industrial; populația ocupată în agricultură are încă o pondere ridicată in totalul populației ocupate (38%). Gradul de extindere a sărăciei (pragul acesteia fiind echivalat cu 60% din cheltuielile medii lunare de consum pentru un adult) a atins 33,8% din totalul populației (28,2% ăn mediu urban, respectiv 40,5% în mediu rural). Deși persistă dezechilibre între ofertă si cerere pe anumite segmente ale pieței muncii, precum și un nivel încă redus al mobilității profesionale, resursele umane au o capacitate ridicată de adaptare la standardele pieței europene a muncii.
Slaba structurare instituționala a economiei românești actuale este o stare de fapt. Regăsim în ea determinații multiple asupra cărora nu insistam aici, dar care au urmări asupra funcționarii economiei, cele mai semnificative fiind de ordin comportamental.
Funcția obiectiv a unităților cu capital majoritar de stat sau recent privatizate este în mod preponderent conservarea locurilor de muncă si limitarea, pe cât posibil, a eroziunii inflaționiste a salariilor. Absența resurselor financiare, precaritatea poziției deținute pe piață si adversitatea prelungită a mediului economic în care acționează au indus majorității operatorilor de mici dimensiuni “niveluri de aspirație” situate în zona veniturilor de subzistență. Chiar in cazul firmelor private orientate preponderent spre maximizarea profitului se constată înclinația puternică de a-si atinge ținta nu prin creșterea (cantitativă si calitativă) a outputului real și utilizarea cu randamente superioare a factorilor de producție, ci îndeosebi prin forțarea prețurilor sau operații redistributive pe seama sectorului public. Există, fără îndoială, si agenți economici realmente performanți, însa nu aceștia “dau tonul”.
Scopul lucrării de față este de a estima o relație econometrică între rata inflației și rata șomajului și de a evalua efectele unor evoluții sau recesiuni ale economiei asupra inflației. Vom încerca să studiem relația dintre inflație și șomaj într-un context mai larg, adică luând în calcul și influența altor indicatori de referință ai economiei țării noastre.
În continuare, lucrarea este organizata astfel: în Capitolul I și II sunt prezentate noțiuni teoretice, modalități de determinare, cauze, urmări și nu în ultimul rând modalități de prevenire inflației și șomajului. Capitolul III prezintă evoluția inflației și a ratei șomajului în România în perioada 1991-2003 și explică corelația dintre inflație, șomaj și un număr relevant de indicatori reprezentativi pentru economia României (PIB, Rata dobânzii, Rata salariilor, Veniturile populației, Cheltuielile Guvernamentale, Consumul Populației, Taxe etc). În Capitolul IV sunt prezentate cinci modele ce au la bază inflația, șomajul, productivitatea muncii, rata salariilor și inflația așteptată. În finalul acestui capitol se va realiza o prognoză a inflației pentru următorii trei ani, pe baza unor scenarii de evoluție a economiei.
I.1.Scurtă prezentare a fenomenului de inflație în România
Înainte de a trece la o analiză detaliată în ce privește manifestarea fenomenului inflaționist în România, trebuie precizate câteva aspecte generale care țin de inflație.
Conform dicționarului limbii române, inflația este un fenomen specific perioadelor de criză constând într-o emisiune de hârtie – moneda peste necesitățile reale ale circulației bănești. Unii consideră inflația un cerc vicios în care o economie odată intrată, cu greu poate ieși: dezechilibrul masă-monetară, producție de bunuri și servicii determină creșterea prețurilor, de unde rezultă că nevoile de mijloace monetar-financiare ale statului nu pot fi acoperite din veniturile bugetului, ceea ce determină creșterea impozitelor; insă necesarul de monedă se dovedește a fi în continuare insuficient, de aceea prețurile cresc și mai mult și ciclul se reia.
O problemă care apare odată cu inflația este imposibilitatea de a prevedea valoarea banilor. Un nivel ridicat, dar stabil al inflației, generează mai puține probleme decât un nivel scăzut, dar mai puțin previzibil.
Prin inflație se înțelege o stare de generalizare a excesului de cerere, în care ‘prea mulți bani aleargă după prea puține bunuri’ sau o creștere a rezervelor bănești, fie în suma totală, fie pe cap de locuitor. Definiția cauzală de tip monetarist susține că inflația este prețutindeni și poate fi determinată numai de o creștere mai rapidă a cantității de bani decât a producției.
I.2.Punctele de vedere cu privire la natura inflației.
În literatura de specialitate se utilizează diferite criterii de delimitare a formelor inflației. Din punct de vedere al intensității întâlnim:
inflația moderată caracterizată printr-o creștere medie anuală a prețurilor și serviciilor de 3% – 4% care duce la deprecierea lentă și progresivă a banilor, fără zguduiri economice;
inflația deschisă în care creșterea anuală a prețurilor este între 5% și 10% și este însoțită de creșteri economice mai reduse sau chiar stagnări;
inflația declarată, în care prețurile cresc anual cu 10%-15%;
inflația galopantă, în care prețurile și tarifele cresc anual cu mai mult de 15%, provocând mari dezechilibre economice și sociale;
hiperinflația, forma cea mai periculoasă și excesivă a inflației la care prețurile cresc la intervale scurte de timp, antrenând dezechilibre generale în economia națională;
dezinflația se manifestă prin încetinirea durabilă și auto întreținută a ritmului de creștere a nivelului general al prețurilor;
creșterea economică neinflaționistă este o inflație moderată însoțită de o creștere economică mai mare decât inflația;
creșterea economică inflaționistă relevă un ritm pozitiv de creștere a producției naționale, însoțit de o rată a inflației mai înaltă decât cea a dinamicii economice;
stagflația desemnează acea situație din economie în care coexista inflația cu lipsa de creștere economică;
slumpflația sintetizează coexistenta inflației galopante cu recesiunea economică.
Creșterea generală a prețurilor trebuie sa îndeplinească anumite condiții pentru a fi considerată inflație :
anticipare cu lipsă de precizie,
măsurare prin prețuri nete (prețuri din care s-au scăzut impozitele nete),
ireversibilitate,
nu creste gradul de ocupare a forței de muncă și nici producția reala.
Exprimarea absoluta a inflației se determina ca diferență dintre cererea absolută nominală și cantitatea reală de bunuri și servicii pe care le pot oferi spre vânzare agenții economici.
Indiferent de cauza declanșării inflației, desfășurarea ei, perpetuarea și agravarea inflației are determinări multifactoriale. În condițiile economiei actuale, inflația are la baza factori de ordin economic, monetar socio-politic, de natură internă și externă care acționează simultan și se influențează reciproc.
Inflația monetară
Se datorează introducerii și menținerii în circulație a unei mase monetare excedentare raportată la cantitatea de bunuri și servicii de pe piață. Excedentul de masă monetară poate fi determinat de:
emisiunea de monedă;
crearea de monedă scripturală;
controlul insuficient al puterii asupra emisiunii de monedă;
creșterea vitezei de circulație a banilor;
scăderea încrederii în moneda națională.
Inflația prin cerere
Inflația prin cerere este un fenomen de creștere a prețului provocată de o situație de dezechilibru între o cerere agregată solvabilă prea mare în raport cu oferta agregată la un anumit preț. În condiții normale, excesul de cerere stimulează mărirea producției. Dacă însă creșterea volumului cererii nu determină o creștere corespunzătoare a producției, a ofertei, prețurile cresc și se manifestă fenomenul inflațional.
Excesul cererii de consum a populației poate constitui, uneori, factorul principal al inflației. Creșterea cererii de consum a populației poate să provină dintr-o utilizare excesivă a economiilor bănești. Ea poate avea ca sursă și creșterea excesivă a salariilor, fără o creștere corespunzătoare a producției sau a productivității muncii.
O altă cauză a inflației prin cerere este excesul cererii guvernamentale peste posibilitățile bugmentale peste posibilitățile bugetare curente.
Inflația prin oferta
Dezechilibrul inflaționist dintre cerere și ofertă este explicat adeseori prin insuficiența ofertei, prin penuria de bunuri materiale și servicii pe piață.
Inflația prin costuri
Inflația prin costuri exprimă acea creștere inflaționistă a prețurilor datorată creșterii elementelor ce intră în prețuri (materii prime, salarii, beneficii).
Inflația nu este nocivă pentru toata lumea. Cei care anticipează corect evoluția ei au de câștigat, în timp ce cei care nu o pot anticipa au în general de pierdut.
Este necesar sa facem distincție intre inflația anticipată și inflația neanticipată.
Inflația neanticipată este acea creștere surprinzătoare a prețurilor, creștere care nu a fost anticipată de către agenții economici. Acest nivel poate fi mai mare decât nivelul real sau mai mic decât acesta.
Inflația anticipată este acea inflație pe care agenții economici o așteaptă în decursul perioadei următoare.
I.3.Măsurarea inflației
Inflația poate fi măsurată prin intermediul a mai mulți indicatori, cei mai reprezentativi fiind următorii:
Indicele prețurilor bunurilor de consum (IPC);
Indicele prețurilor de producție (IPP);
Indicele general al prețurilor (IGP);
Deflatorul PIB.
Indicele prețurilor de consum (IPC) măsoară evoluția prețurilor unui coș de produse semnificativ pentru cheltuielile efectuate de o gospodărie reprezentativă. Componentele acestui coș și ponderea acestora în cheltuielile totale sunt determinate de către Institutul Național de Cercetări Statistice și Economice .
Indicele prețurilor de producție (IPP) măsoară evoluția prețurilor în stadiile anterioare consumului final, respectiv prețurile materiilor prime, ale semifabricatelor și ale produselor finale înainte de a fi livrate pe piață.
Indicele general al prețurilor (IGP) măsoară evoluția tuturor prețurilor din economie, respectiv atât a prețurilor bunurilor consumate de gospodarii cât și prețurilor bunurilor care intră în procesele de producție. Acesta reprezintă cel mai general mod de măsurare a inflației.
Deflatorul PIB arată evoluția nivelului mediu al prețurilor tuturor bunurilor și serviciilor incluse în PIB, și se calculează astfel:
Cele mai generale măsuri pentru inflație sunt indicele general al prețurilor și deflatorul PIB. În aprecierea indicatorilor care descriu inflația pot apărea diverse probleme cum ar fi:
Pentru toți indicatorii, pe parcursul perioadei analizate ponderile cantităților consumate se presupun a fi nemodificate. Această ipoteză este puțin rezonabilă, deoarece pe parcursul unui an apar diverse efecte de substituție datorate modificărilor prețurilor, ceea ce conduce la modificarea ponderilor cu care bunurile și serviciile intră în calculul indicilor corespunzători.
Alta problemă o constituie creșterea calității bunurilor și serviciilor. De exemplu calitatea televizoarelor a evoluat permanent, trecând de la cele alb-negru la cele color. Prețurile de asemenea au crescut, însă nu mai este vorba despre același produs. În statistică se înregistrează doar creșterea prețurilor la produsul „televizor”, fără a se ține cont de modificările calitative. Astfel, creșterea prețurilor datorită creșterii calitative a produselor nu mai poate fi privită drept inflație.
În mod analog apare problema produselor noi care nu au existat în perioada anterioară, dar vor intra în uzul curent în perioada curentă. Pentru acestea nu există un termen de comparație, deci și estimarea inflației acestora asupra modificării prețurilor este dificil de evaluat.
În cazul indicelui prețurilor de consum apare problema reprezentativității coșului de bunuri selecționat pentru a se face calculele. Chiar dacă la începutul perioadei acesta este reprezentativ, pe parcurs este posibil ca structura consumului să se modifice, și de aici și reprezentativitatea coșului de consum.
I.4. Cauzele inflației
Dacă vrem să împărțim cauzele inflației după originea lor pe piață, ele vor avea următoarea structură:
cauze explicate de evoluția ofertei;
cauze explicate de evoluția costurilor și a salariilor;
cauze explicate de evoluția cererii.
I.4.1. Cauze explicate de evoluția ofertei
Dezechilibre structurale
În economia românească din perioada antedecembristă s-a produs o defazare adâncă și tot mai accentuată între cererea agregată și oferta totală din economie. Pe piața internă coexistau supraproducția-predilect pentru bunurile de investiții-cu penuria gravă în special pentru bunurile de consum. În momentul dispariției constrângerilor reprezentate de planificarea centralizată, revenirea la echilibru presupunea, inevitabil , scăderea producției în industriile cu supraofertă și creșterea produselor în cazul cărora cererea era în exces. În industria românească valoarea adăugată brută a scăzut semnificativ încă din 1989(cu 8,4% față de 1988). Scăderea continuă a persistat încă trei ani într-un ritm anual cifrat între 12,8 și 17,7%. În cei patru ani, scăderea cumulată a valorii adăugate în industrie a fost de 43,3%, iar a producției de nu mai puțin de 55%(scăderea mult mai lentă a valorii adăugate arată o modificare a structurii producției, în defavoarea ramurilor cu valoare adăugată mică).
Un declin pronunțat a înregistrat și ramura construcțiilor, ca și transporturile. De remarcat însă că în construcții s-a produs o creștere în 1990, ceea ce arată că reacția sectorului real la noile condiții social-economice s-a manifestat cu o întârziere considerabilă
La fel de inevitabil ca și declinul producției a fost și procesul inflaționist. El a fost însă agravat și prelungit de orientarea politicii economice. Trebuie spus că atât declinul producției, cât și creșterea inflaționistă a prețurilor, s-au produs în toate țările ex-comuniste, diferită fiind doar intensitatea fenomenului. Aceasta a fost indusă pe deoparte de gravitatea dezechilibrelor inițiale și, pe de altă parte, de orientarea politicilor pentru resorbirea șocului.
Șocuri externe
Un fenomen de o gravitate excepțională l-a constituit colapsul comerțului internațional al României, în mod deosebit cauzat de prăbușirea exporturilor.
Declinul a început încă din 1989, când exportul s-a redus cu 8 la sută. Căderea cea mai dramatică s-a produs în 1990 când a atins 45% într-un singur an. E a continuat în 1991 , când exporturile au reprezentat doar 37% din nivelul celor înregistrate în 1988. Chiar dacă exporturile în ruble convertibile erau practic supraevaluate, această prăbușire e mai degrabă caracteristică unei țari care tocmai a ieșit din război.
Cauzele sunt multiple, iar ele reliefează vulnerabilitatea structurii economice croite de vechiul regim: comerțul exterior era dependent de importuri de materii prime și exporturi de produse puțin prelucrate, de calitate îndoielnică. Exporturile de mașini și echipamente erau orientate preponderent către țările CAER, precum și către alte țări slab dezvoltate. În diviziunea internațională a muncii din CAER, România căpătase o poziție avantajoasă, întrucât importa materii prime și exporta în general bunuri prelucrate. Caracterul relativ al acestui avantaj a ieșit la iveală în 1990 când primele care s-au prăbușit au fost exporturile de produse industriale intra-CAER. Pragmatismul a luat locul considerentelor ideologice, țările din vechea structură renunțând la importurile necompetitive din România.
Aceste fapte reflectă unui cadru extern defavorabil țării noastre, care a contribuit alături de celelalte condiții la agravarea condițiilor inflaționiste deja existente. Indiferent de concluziile ulterioare, realitatea exprimată în cifre arată că în primul an de creștere a exporturilor, acestea au ajuns abia la 38,3% din nivelul lor din1988. scăderea de peste 7 miliarde de dolari, echivala cu aproape 36% din nivelul produsului intern brut exprimată în dolari S.U.A.
Constrângeri bugetare slabe
În România s-a demonstrat că dacă proprietatea nu e individualizată devine a nimănui. Acest paradox a fost proliferat încă de pe vremea comunismului, a sistemului centralizat. Problema de administrare eficientă a întreprinderilor se încerca a fi rezolvată prin centralizarea deciziei și prin stabilirea de normative rigide care descurajează orice inițiativă.
După căderea vechiului sistem , nu a fost conceput imediat unul capabil să gestioneze rezolvarea acestei probleme. Proprietatea a ajuns în situația de a fi a nimănui, iar consecințele au fost instituirea ca unic obiectiv a creșterii salariilor , manifestată într-un mod sau altul prin reducerea timpului de muncă, scăderea productivității, asimilarea profitului prin înființarea firmelor căpușă, etc. Ca un alt paradox statul a început să urmărească profitul, iar întreprinderile, protecția socială.
I.4.2. Cauze explicate prin evoluția costurilor și a salariilor.
Inflația prin salarii și prin costuri
În toate țările lumii, sindicatele urmăresc interesele membrilor proprii, respectiv creșterea puterii de cumpărare. Acestea se realizează în primul rând prin creșterea nivelului salariilor. Orice creștere a salariilor conduce la creșterea costurilor de producție, și de aici, la creșterea prețurilor, deci la inflație.
De asemenea, creșterea costurilor de producție datorată creșterii prețurilor materiilor prime a materialelor sau energiei va determina creșterea prețurilor bunurilor și serviciilor finale contribuind la creșterea inflației.
În cadrul inflației prin costuri o forma distinctă o constituie inflația importată. Acest tip de inflație se manifestă într-o economie puternic dependentă de mediul extern (cum de altfel sunt majoritatea țărilor lumii) datorită creșterii prețurilor mondiale (de exemplu la combustibili, materii prime etc.). Creșterea prețurilor pe piață mondială va conduce la creșterea costurilor de producție generate de bunurile și serviciile importate, și de aici la creșterea prețurilor interne.
I.4.3. Cauze ale inflației explicate de evoluția cererii
Inflația prin cerere
Creșterea cererii de bunuri și servicii mai rapidă decât creșterea ofertei va determina creșterea prețurilor. În figurile 1si 2 vom reprezenta grafic două mecanisme de creștere a prețurilor datorate creșterii cererii de bunuri și servicii.
În figura 1 am reprezentat într-un sistem de axe Venit disponibil –Output efectele unei creșteri a cererii datorate majorării cheltuielilor guvernamentale (G). O creștere a cheltuielilor publice G cu G va conduce economia din punctul A în punctul E, adică pentru o cerere de output Ye mai mare decât YA (punctul inițial). Dacă și oferta ar crește la nivelul cererii, atunci nivelul prețurilor ar rămâne nemodificat. Dacă oferta nu se modifică atât de repede sau chiar deloc, atunci diferența Ye-YA (cererea excedentară) se transformă în inflație, respectiv pentru ca economia să atingă un nou punct în care cererea să egaleze oferta vor crește prețurile. Acest gap inflaționist va indica astfel cât de repede se ajustează oferta la cerere, sau cât de mult cresc prețurile.
În figura 2, într-un sistem de axe venit – prețuri este descris efectul pe care îl are o creștere a veniturilor asupra cererii, și implicit asupra prețurilor. O creștere inițială a veniturilor de la V la V’ va determina creșterea prețurilor de la p la p’ (daca oferta rămâne nemodificată). Producătorii observă creșterea cererii agregate (CeA) și răspund prin creșterea ofertei agregate (OA). În cea de-a doua faza, odată cu creșterea ofertei agregate nivelul prețurilor va scădea, însa nu va reveni la nivelul inițial. Cu alte cuvinte, efectul total, va fi de creștere la nivelul prețurilor.
Excesul de masă monetară
Creșterea masei monetare poate constitui o nouă sursă de creștere a prețurilor. Dacă oferta de bunuri și servicii nu se adaptează suficient de repede la variația ofertei de bani, atunci restabilirea echilibrului se va face prin intermediul prețurilor, respectiv va creste nivelul acestora.
Deplasarea curbei IS la dreapta (respectiv o creștere a ofertei de bunuri și servicii) determină creșterea ratei dobânzii, și de aici creșterea prețurilor. Creșterea masei monetare, însoțită de creșterea producției, poate conduce la reducerea ratei dobânzii, dar de aici la creșterea cererii pentru investiții, și implicit la creșterea prețurilor. În cazul unei întârzieri între momentul creșterii ofertei de monedă și creșterea producției în cadrul sectorului real, atunci creșterea de masă monetară se îndreaptă în totalitate către prețuri, respectiv se va regăsi într-o creștere a inflației.
În abordarea monetaristă se utilizează relația uzuală care descrie legătura dintre output și masa monetară:
M v = p Y
unde:
M – este masa monetară nominală;
v – este viteza de rotație a banilor;
p – reprezintă nivelul prețurilor;
Y – reprezintă nivelul outputului real;
Din aceasta relație observăm ca atâta timp cât nivelul outputului real și respectiv viteza de relație rămân nemodificate, orice creștere a masei monetare se transformă în creșterea prețurilor, deci în inflație.
În România acomodarea creșterii costurilor se manifesta prin existența unui surplus de masă monetară, acumulat încă de pe vremea comunismului, care, cu ajutorul banilor, a creat fenomenul de iluzie monetară. Din păcate, contrar tuturor prevederilor internaționale al care România a aderat, statul a recurs de multe ori la înlăturarea unor dezechilibre prin emisiunea monetară. Principalele repere din cei zece ani de post comunism care ilustrează această afirmație sunt:
Restituirea părților sociale, în 1990, a fost realizată printr-o emisiune complet fără acoperire care echivala cu peste 13% din economiile populației;
Operațiunea de anulare a creditelor neperformante din 1990: 13% din masa monetară și 8% din creditul neguvernamental;
Același tip de operațiune, realizat în 1991: 23% din masa monetară și 17% din creditul guvernamental.
Compensarea globală a arieratelor din 1991:25% din masa monetară existentă în circulație;
Acordarea de credite pentru agricultură în 1996 care a dus la situația actuală gravă a Băncii Agricole: peste 20,7% din baza monetară;
Deficitul fiscal și cvasi-fiscal
În România situația deficitului fiscal privită la nivelul cifrelor nu arată că acest deficit ar fi fost alimentator pentru inflație, componenta deficitului cu adevărat semnificativă e cea cvasi-fiscală, reliefată a fi într-un studiu al Băncii Mondiale de peste 20% din PIB.
Acest deficit cvasi-fiscal privit detaliat are trei componente:
Debitul statului din bilanțul BNR- acest debit s-a creat deoarece an de an BNR a acumulat în bilanț sume care reprezintă pierderi ale contului consolidat al statului. Aceste pierderi au dispărut prin preluarea pe costuri de către BNR a sumelor, după ce acestea atinseseră cote de 10,6% în 1991 și 6% din PIB în 1992;
Deficitul public din datoria externă cauzat de diferențele de curs dintre data de contractare a datoriei și plata ulterioară a acesteia.
Deficitul din arieratele și pierderile din sectorul public.
Arieratele întreprinderilor
Arieratele reprezintă o formă de pseudo-lichiditate care permite întreprinderilor aflate în incapacitate de plată să-și continue activitatea, întârziind restructurarea acestora. În România arieratele au ”beneficiat” de un cadru favorizant la nivel legal și procedural care a permis perpetuarea acestora. Astfel arieratele au dus statul spre compensarea inflaționistă a acestora, cu consecințe dezastruoase la nivelul inflației.
Arieratele reflectă incapacitatea economiei de a se ajusta rapid la stocuri și pot fi privite ca o pseudo-monedă interna temporara. Persistența unui nivel ridicat al arieratelor (35-36% din PIB, în ultimii ani) exprimă insuficienta restructurare a economiei (foamea unor întreprinderi după subvenții pentru a supraviețui), dar și tentația întreprinderilor profitabile de a se deroba de obligația de a plăti.
În România, inflația ridicată are rol de stabilizator al arieratelor. Explicația este dată de efectul inflației asupra stocului de arierate în termeni reali. Daca inflația ar fi mica fluxurile de arierate noi ar copleși multe firme și ar putea conduce la sistarea unor plați esențiale, precum salariile (vezi cazurile din Ucraina, Rusia sau Moldova). Creșterea dramatică a arieratelor cumulată cu imposibilitatea plăților curente ar bloca sistemul și ar produce o criza de proporții. Cu un nivel ridicat al inflației, arieratele noi sunt contracarate. Concluzie: neplata unor obligații a unor întreprinderi de stat și private trebuie suprimată printr-o disciplină financiară mai bună,altfel nu numai că nu se poate realiza diminuarea drastică a inflației, dar se produc dezechilibre ale sistemului bancar.
I.5. Efectele inflației
O mare atenție trebuie acordată efectelor inflației. Mecanismul inflaționist este influențat de factori economici (criza, evoluția prețurilor și salariilor), factori social-politici (rata șomajului, nivelul de trai), factori de natură monetară, financiară și valutară (masa monetară, putere de cumpărare a monedei), dar și de factori externi (diviziunea internațională, exportul, importul). Însă cauza care generează inflația este de natura bănească.
În ceea ce privește efectele generale, acestea pot fi pozitive și negative. Efectele inflației moderate și controlate sunt de obicei pozitive :
diminuarea puterii de cumpărare a banilor care elimina o parte a resurselor materiale acumulate și deci folosirea la o rată normală de rentabilitate a capitalului rămas ;
deblochează sistemul economic ;
redistribuie avuțiile existente și schimba sensul utilizării lor;
inflația pune de acord capacitățile de producție cu cerințele sociale reale.
La celalalt pol se află efectele inflației galopante cu trend crescător (negative):
descurajarea investițiilor;
accentuarea oscilațiilor cursului valutar;
decăderea societății civile în general;
inflația ii dezavantajează pe creditori;
în timpul inflației producția scade;
inflația constituie un factor dezorganizator al oricărei economii naționale;
generează și extinde șomajul;
accentuează deprecierea monedei naționale.
I.6. Politici anti-inflaționiste
În cazul inflației prin costuri una dintre măsurile posibile este controlul prețurilor. Această masură poate fi implementată însă doar pe termen scurt. Pe termen lung va conduce însă la un dezechilibru dintre cerere și ofertă (cerere mai mare decât oferta), și în continuare la dezechilibre structurale majore, cum ar fi creșterea șomajului și o presiune crescândă asupra cursului de schimb sau prețurilor. În concluzie, aceasta este o măsura puțin recomandată, mai ales în cadrul unei economii de piață. Pe termen scurt poate aduce anumite avantaje, însa pe termen lung sunt mai multe dezavantaje.
În cazul inflației prin salarii, contra – măsura recomandată este controlul salariilor. Aceasta se poate efectua prin intermediul curbelor de sacrificiu sau memorandumurilor cu sindicatele prin care să se accepte fie reducerea salariilor fie reducerea timpului de lucru concomitent cu reducerea corespunzătoare a salariilor. Și această măsură este utilă doar pe termen scurt, deoarece, atât sindicatele cât și salariații nu pot suporta perioade îndelungate în care sa se reducă puterea de cumpărare. De aici posibilitatea convulsiilor sociale sau pierderea alegerilor următoare în favoarea partidelor care promit relaxarea politicilor salariale.
Reducerea cererii agregate este o alta măsură antiinflaționistă ce poate fi aplicată mai ales în cazul unei inflații provocate de șocuri ale cererii. Această reducere cererii agregate poate fi determinată direct prin reducerea cheltuielilor publice, fie prin creșterea nivelului taxelor și impozitelor, sau indirect prin creșterea ratei dobânzii, iar de aici reducerea cererii pentru investiții și implicit scăderea presiunii inflaționiste. În acest caz principala problemă care apare este aceea a scăderii veniturilor, a investițiilor, de aici creșterea ratei șomajului și la influenta negativa a creșterii economice viitoare. În acest context, reducerea cererii agregate este o măsura recomandată doar pe termen scurt, și însoțită de alte măsuri prin care să protejeze creșterea economică.
O altă modalitate de influențare a inflației este prin intermediul politicii de venituri. Aceasta presupune sa se acționeze asupra veniturilor și profiturilor așteptate, și nu asupra șomajului. Președintele american Nixon a propus în 1971 un control strict al prețurilor și salariilor (deci un control al profiturilor și veniturilor salariale). Aceasta măsură nu a avut efect decât pe termen scurt (6 luni) după care au început sa pară dezechilibre în alte sectoare, ceea ce a condus la renunțarea la acest tip de politică. Deficientele majore ale acestei politici sunt:
Veniturile mijlocii sunt puțin afectate de aceste măsuri; întrucât aceste venituri formează, în statele dezvoltate economic, partea cea mai mare a veniturilor agregate impactul politicii este redus. Vor fi mult mai afectate veniturile scăzute și cele mari.
O politică de control severă conduce la controlul alocării resurselor, alocare ce poate fi neeconomică.
Întârzierea, lag-ul dintre momentul introducerii măsurilor de control și cel al intrării efective în practica poate genera pierderi de resurse și ineficiență atât pe plan intern cât și în relațiile cu exteriorul.
Politica monetară poate influența la rândul ei evoluția inflației. O politică monetară restrictivă va conduce la creșterea ratei dobânzilor și de aici la scăderea cererii. Scăderea cererii va determina presiuni inflaționiste și de aici reducerea creșterii prețurilor.
O problemă deosebită în cadrul analizei inflației o constituie politica de indexare a salariilor. În multe țări sindicatele au obținut prin negocieri posibilitatea de a include printre clauzele contractelor de muncă una privitoare la indexarea automată a salariilor în raport cu costul vieții. Indexarea salariilor este o măsură de reducere a inflației în condițiile în care creșterea salariilor este inferioară ratei inflației. În plus, se elimină câștigurile negarantate sau pierderile ce rezultă din erorile de anticipare a ratei inflației.
Cele mai importante probleme sunt generate de faptul că, o reducere a productivității muncii ar trebui sa conducă la scăderea salariului real, ceea ce sindicatele nu vor accepta, deci toate pierderile vor fi suportate de către patroni, ceea ce va conduce la scăderea ofertei, deci la o nouă presiune inflaționistă.
II.1.Concept și definiții
Șomajul constituie un aspect major al dezechilibrului macroeconomic și este strâns legat de realizarea creșterii economice actuale și potențiale și, din acest punct de vedere reprezintă o componentă importantă a politicilor macroeconomice, având implicații atât economice, cât și sociale.
Definiția cea mai folosită pe care o dau economiștii șomerului este următoarea: acea persoană care caută un loc de muncă remunerat și care nu are un asemenea loc în mod curent.
Biroul Internațional al Muncii (organizație ONU cu sediul la Geneva) considera că șomerul poate fi definit că acea persoană care : este lipsită de muncă, este aptă de muncă, caută un loc de muncă remunerat, este disponibilă să înceapă lucrul imediat (în 15 zile ). Este vorba atât despre persoanele care au avut un loc de muncă și l-au pierdut, cât și noile generații de ofertanți de mână de lucru care nu-și găsesc angajament. Se poate spune, deci, că șomajul este rezultatul disproporției dintre locurile de muncă existente, care reprezintă cerea de muncă și oferta de muncă.
Cel mai adesea fenomenul contemporan șomaj este abordat și analizat că un dezechilibru al pieței muncii la nivelul ei național. Această manieră de abordare a șomajului este de fapt o continuare a analizei problemelor demografico – economice, pe de o parte, și a celor economico – financiare pe de altă parte. Numai că atât resursele de muncă (oferta de brațe de muncă), cât și nevoile de muncă (cererea de muncă) sunt trecute prin exigențele și regulile unice ale remunerării și salarizării. De aceea, indiferent de unghiul de abordare și tratare a lui, șomajul este o disfuncție a pieței naționale a muncii.
II.2. Definirea indicatorilor statistici ai șomajului
Din punct de vedere statistic, indicatorii prin care se apreciază șomajul sunt de două feluri:
indicatori absoluți;
indicatori relativi.
Indicatorii absoluți sau indicatorii de nivel se referă la numărul efectiv șomeri.
Ei se exprimă în „persoane” („mii persoane”) și se determină pentru anumite perioade de referință: lunar, trimestrial sau anual. Numărul șomerilor se calculează și în corelație cu anumite variabile demografice că: vârstă, sex, stare civilă dar și ținând cont de pregătirea profesională, de nivelul studiilor sau de repartiția teritorială.
O caracteristică aparte urmărită în ceea ce privește analiza șomajului este durata acestuia. Din acest punct de vedere, se identifică un șomaj de scurtă durată (sub un an) și un șomaj de lungă durată (pe o perioadă mai mare de un an).
Șomerii, a doua componentă a populației active, reprezintă o categorie economică a cărei definire a suscitat numeroase abordări.
În statistica româneasca , efectivul șomerilor se determină în doua variante:
Șomerii înregistrați sunt persoanele care au declarat că în perioada de referință erau înscrise la Oficiile Forței de muncă și de Șomaj, indiferent dacă primeau sau nu alocație de sprijin, ajutor de șomaj, sau alte forme de protecție socială.
Șomerii în sens B.I.M. sunt persoanele de 15 ani și peste, care în decursul perioadei de referință îndeplinesc simultan următoarele condiții:
nu au loc de muncă și nu desfășoară o activitate în scopul obținerii de venituri;
sunt în căutarea unui loc de muncă, utilizând în ultimele 4 săptămâni diferite metode pentru a-l găsi: înscrierea la oficiul de forță de muncă și șomaj sau la agenții particulare de plasare, demersuri pentru a începe o activitate pe cont propriu, publicarea de anunțuri sau răspunsuri la anunțuri, apel la rude, prieteni, sindicate etc.
sunt disponibile sa înceapă lucrul în următoarele 15 zile, daca s-ar găsi imediat un loc de muncă;
Sunt incluse de asemenea :
persoanele fără loc de muncă, disponibile sa lucreze, care așteaptă sa fie rechemate la lucru sau care au găsit un loc de muncă și urmează să înceapă lucrul la odată ulterioară perioadei de referință.
Persoanele care în mod obișnuit fac parte din populația inactivă (elevi, studenți, pensionari), dar care au declarat că sunt în căutarea unui loc de muncă și sunt disponibile pentru a începe lucrul.
Indicatorul activ prin care se apreciază intensitatea șomajului este unul dintre cei mai importanți indicatori macroeconomici: rata șomajului. Aceasta se determină prin raportarea numărului total de șomeri la populația activă și se exprimă în procente Nivelul ratei șomajului reprezintă unul din barometrii în funcție de care se iau anumite măsuri de protecție socială sau decizii de politică economică.
Relația de calcul este următoarea:
Concret acest indicator se poate determina în modalități variate. Relațiile de calcul pot sa difere în practică, în funcție de legislația națională sau de informațiile disponibile.
Informațiile cele mai precise privind rata șomajului sunt obținute cu prilejul recensămintelor. Cum acestea sunt surse de date deosebit de costisitoare ce nu au o periodicitate adecvată (lunar, cum ar fi necesar) se recurge la surse de date administrative, afectate însă de legislația în vigoare.
În statistica internaționala se utilizează următoarele rate de șomaj:
Rata globală standardizată BIM, care se calculează ca raport intre numărul șomerilor în sens BIM și populația activă totală; are cea mai mare sferă de cuprindere, fiind cea mai utilizată în comparațiile internaționale.
Rata global standardizată CEE care este raportul dintre numărul de șomeri și populația activă civilă;
Rata global standardizată OECD care se determină că raport intre numărul de șomeri și populația activă totală.
Rata parțială de șomaj se referă la o anumită categorie de forță de muncă sau la o anumită regiune geografică sau administrativă, se determină că raport între numărul de șomeri proveniți din categoria respectivă și populația activă din categoria respectivă.
Rata integrală (compusă) de șomaj și sub-ocupare vizibilă se calculează că raport între timpul de muncă disponibil neutilizat corespunzător al persoanelor în șomaj și a celor aflate în stare de sub-ocupare vizibilă și timpul de muncă total disponibil sau timpul de muncă utilizat. Aceasta măsoară de fapt șomajul potențial, calculul acesteia impunându-se în special în cazul țărilor în care sub-ocuparea vizibilă are dimensiuni apreciabile. România face parte din categoria acestor țări.
II.3. Modalități de determinare a indicatorilor șomajului
Indicatorii statistici prin care se apreciază în practică șomajul de determină prin anumite metode statistice, folosind surse de date specifice.
În general în statistica Națiunilor Unite, se identifică patru surse mari de informații, care au la bază metode și procedee particulare, cum ar fi sondajele statistice sau culegerea datelor de la diverse instituții publice. Aceste surse de date au anumite coduri specificate pentru fiecare țară.
Prima sursă (care cere codul BA) o constituie anchete prin sondarea forței de muncă. A doua sursă (E) o constituie estimările oficiale. Aceste date sunt estimări oficiale oferite de diverse instituții naționale și, de regulă, se bazează pe informații combinate, rezultate din una sau mai multe surse. A treia sursă (FA) este reprezentată de statisticile asigurărilor sociale. Aceste statistici sunt derivate din înregistrările, acolo unde există, a celor înscriși în sistemul asigurărilor sociale. A patra sursa (NA) o reprezintă statisticile oficiilor forței de muncă. Acestea se referă, în general, la numărul persoanelor care caută de lucru, înregistrate la oficiile forței de muncă.
În România numărul de șomeri se determină prin mai multe metode: recensământ, ancheta prin sondaj, prelucrarea datelor oferite de instituții guvernamentale, că Ministerul muncii și Protecției Sociale. În afara recensămintelor, efectivul șomerilor și rata șomajului se determină și prin alte metode statistice aplicate de către Institutul Național pentru studii Statistice și Economice (I.N.S.S.E.) și Ministerul Muncii și Protecției Sociale (M.M.P.S.).
II.4.Tipologia Șomajului
Șomajul a devenit o problemă reală odată cu dezvoltarea industrială începând cu cea de-a doua jumătate a secolului al XVIII-lea, în perioadele de recesiune când, micșorându-și producțiile întreprinderile industriale eliberau un număr important de muncitori.
Daca la început șomajul era considerat un fenomen trecător, conjunctural realitatea din toate țările globului a arătat că șomajul are un caracter permanent.
O primă delimitare a șomajului este aceea în șomaj involuntar și șomaj voluntar. Șomajul voluntar există atunci când muncitorii refuză oportunitățile de a se angaja în anumite slujbe la salariile existente pe piață în timp ce șomajul involuntar există atunci când în economie sunt insuficiente locuri de muncă la salariile existente.
Cel mai frecvent sistem de clasificare are la bază împărțirea șomajului pe cauze în următoarele mari tipuri: Șomaj fricțional, structural, în timp ce după raportul cerere-oferta, se identifica șomajul sezonier, ciclic. S-a încercat și o grupare a acestor tipuri de șomaj în funcție de caracterul lor involuntar sau voluntar: șomajul ciclic este considerat involuntar, în timp ce toate celelalte tipuri sunt considerate șomaj voluntar.
În funcție de natura și cauzele șomajului putem realiza următoarea clasificare:
Șomaj conjunctural, generat de reducerea volumului activității economice a întreprinderilor că urmare a deteriorării conjuncturii economice interne și/sau internaționale sau a variațiilor conjuncturale ale cererii și ofertei de bunuri și servicii, care provoacă o reducere a necesarului de forță de muncă.
Șomaj fricțional se circumscrie perioadei necesare în mod normal pentru a găsi un alt loc de muncă. Aceasta este una din cele mai răspândite forme de șomaj care poate apărea chiar și în condițiile ocupării depline a forței de muncă.
Șomajul fricțional apare deoarece piața muncii este inerent dinamică, datorită imperfecțiunii fluxului de informații și deoarece trebuie să treacă un timp până când șomerii și firmele ce oferă slujbe vacante sa se găsească unii pe alții.
Presupunem că o piață a muncii este în echilibru în sensul că, la un salariu mediu, cantitatea de muncă oferita egalează cantitatea de muncă cerută. Se vor nota cu D0 cererea de muncă, S0 oferta de muncă, w0 salariul mediu pe piață și E0 numărul de angajați.
Chiar și pe o piață în echilibru, sau în situația de ocupare totală a forței de muncă, va exista întotdeauna un număr de șomeri care se afla între două locuri de muncă și care alcătuiesc șomajul fricțional.
Grafic, existența unei mase a șomerilor care apare chiar și atunci când, la nivel agregat piața muncii este în echilibru este argumentată în figura 1.
Nivelul șomajului fricțional într-o economie este determinat de fluxurile existente la nivelul forței de muncă și de viteza cu care șomerii găsesc de lucru. Aceasta viteză depinde de instituțiile economice existente și de modul în care aceste instituții acționează pe piața muncii.
Șomajul structural (șomaj de neadaptare) este consecința unui dezechilibru intrestructurile ocupațional profesionale, teritoriale, demografice ale ofertei forței de muncă și ale cererii. Aceste neconcordanțe pot apare datorită: structurii sectoriale și teritoriale a economiei, progresului tehnologic, structurii sistemului educațional.
În perioadele de restructurări esențiale ale unei economii, cum sunt cele ale tranziției de la economia centralizată la cea de piață, șomajul structural reprezintă principala formă de șomaj.
Șomajul structural apare atunci când schimbări importante în cererea de muncă determină o nepotrivire intre calitățile și competențele profesionale ale muncitorilor, cerute și oferite pe piața muncii. Dacă salariile ar fi complet flexibile și costurile mobilității geografice și ocupaționale ar fi reduse, atunci acest tip de șomaj ar fi rapid eliminat de ajustările pieței. În practică, aceste condiții nu sunt întotdeauna îndeplinite, iar șomajul structural poate apărea că o problemă foarte serioasă.
Grafic vom reprezenta șomajul structural în figurile 2 și 3 în două situații, și anume când cerea de forță de muncă scade respectiv crește (pe piața A scade iar pe piața B crește):
În mod asemănător se pot analiza și dezechilibrele geografice în căutarea forței de muncă. În aceste situații se identifică un șomaj regional.
Șomajul structural apare datorită schimbărilor esențiale ale cererii de muncă, vis-a-vis de salariile rigide și costurile ridicate ale mobilității ocupaționale și geografice. Șomerii incluși în șomajul structural au o mică probabilitate de a trece de la statutul de șomer la cel de angajat. Orice măsuri de politică socială îndreptate spre creșterea acestei probabilități au drept scop diminuarea șomajului structural. Exemple de asemenea politici sunt cele de subvenționare a instruirii șomerilor, de îmbunătățire a informațiilor despre condițiile locurilor de muncă și de reducere a costurilor migrării interne.
Având în vedere că datorită comportamentului producătorilor de maximizare a profitului, există posibilitatea că unele firme să plătească salarii mai mari decât salariul considerat eficient pentru a crește productivitatea, apare situația în care angajații cu salarii mici își vor dori sa lucreze în firme cu salarii mari și, atâta timp cât există posibilitatea unor slujbe vacante pe viitor, ei se vor „atașa” sectorului cu salarii mari preferând sa aștepte apariția unui loc liber. Acest tip de comportament poartă numele de șomaj de așteptare.
4. Șomaj de discontinuitate se coroborează cu reglementările privind concediile de maternitate și alte aspecte ale vieții de familie.
5. Șomaj de inadaptare determinat de imposibilitatea unei părți a populației active denumite tehnofobă, de a utiliza și a se adapta tehnicilor avansate actuale care presupun abstracție, interactivitate, viteză de execuție și flexibilitate deosebite. Acest fenomen poate fi evitat sau diminuat doar prin pregătirea și orientarea personalului.
6. Șomaj intermitent este generat de insuficienta mobilitate a forței de muncă și de inegalitățile între calificările persoanelor care vor să se angajeze și cele solicitate.
7. Șomaj sezonier se formează datorita restrângerii activității economice în anumite perioade , sezoane ale anului, în care condițiile economice sunt mai puțin prielnice, el fiind caracteristic: agriculturii, construcțiilor și turismului.
8. Șomaj tehnic este determinat de întreruperea activității unei firme din lipsa de comenzi pe un timp îndelungat. Cei afectați primesc indemnizații de șomaj de la firma respectivă. Ieșirea din șomaj are loc odată cu reluarea activității.
9. Șomaj tehnologic este determinat de înlocuirea vechilor tehnici și tehnologii cu aparate noi, și de centralizare a unor capitaluri. Resorbirea lui presupune recalificarea forței de muncă în concordanță cu noile cerințe.
În funcție de raportul cerere-oferta pe diverse piețe și de impactul acestora asupra pieței muncii, teoria economică a pus în evidență trei forme de șomaj:
Șomajul clasic, ca urmare a reținerii întreprinzătorilor de a produce o cantitate mai mare de bunuri și servicii. Chiar dacă exista cerere efectivă, întreprinzătorii nu sunt interesați de lărgirea capacitaților de producție și de angajarea de forță suplimentară de producție deoarece firmele fie sunt în pierdere de competitivitate, fie că nu-și asuma noi riscuri; acest tip este numit și șomaj prin eficiența a producției.
Șomajul ciclic, sau șomaj prin insuficiența cererii, care apare atunci când cererea de bunuri și servicii din toate sectoarele economiei este mai mică decât oferta. Consecința este o ofertă de forță de muncă mai mare decât cererea.
Șomajul ciclic este asociat cu fluctuațiile în ciclul afacerilor și apare atunci când o scădere a cererii agregate pe piață bunurilor și serviciilor determină o scădere a cererii agregate de forță de muncă simultan cu inflexibilitatea salariilor reale. Acest tip de șomaj mai este cunoscut în literatura economică și sub numele de șomaj „keynesian” , după numele celui care l-a identificat și analizat.
Politicile economice adecvate acestui tip de șomaj constau în creșterea cheltuielilor guvernamentale, reducerea taxelor și impozitelor, creșterea ratei de creștere a ofertei de bani precum și credite temporare pentru dezvoltarea unor programe anti-șomaj.
Șomajul sezonier este similar celui ciclic, în sensul că este determinat de fluctuațiile cererii forță de muncă. În acest caz, fluctuațiile cererii de muncă pot fi anticipate și urmează un mod sistematic de-a lungul anului. De exemplu, cererea de muncă în agricultură sau construcții scade în lunile de iarna.
Formele dominante de extindere ale șomajului întâlnite astăzi sunt:
1. Șomajul de conversiune – afectează salariații care aveau locuri de muncă stabile pana la licențiere, fără vechime mare în muncă. La începutul perioadei de șomaj, ei sunt considerați favorizați, iar în caz de prelungire a perioadei de șomaj, trec într-o categorie mai defavorizată.
2. Șomajul repetitiv – îi cuprinde pe aceia care cunosc o succesiune de perioade de activitate și de șomaj, mai afectați fiind tinerii și cei cu calificare slabă.
3. Șomajul de excluziune – reunește populația activă în care sunt incluse persoane mai în vârstă, mai puțin calificate sau aflate în șomaj de timp îndelungat, indiferent dacă mai primesc sau nu indemnizația de șomaj
În economiile contemporane nu există forme pure de șomaj. Diferitele forme de șomaj se întrepătrund și se susțin reciproc.
II.5.Consecințele Șomajului
Consecințe negative
Când se discută urmările unui asemenea dezechilibru se iau în calcul consecințele lui negative:
șomajul este, de fapt, o formă de utilizare a factorului de producție muncă, de aici decurgând risipă și pierderi, mai ales din punct de vedere social;
fenomenul induce cu sine noțiunea de sărăcie, întrucât provoacă scăderea drastică a nivelului de trai, a standardului de viață, a calității traiului;
sunt lezați direct-indivizii care fac parte din populația activă sub-ocupată, oameni care își manifestă dorința și capacitatea de a lucra, dar nu au unde;
fiind un dezechilibru macroeconomic, nu afectează doar compartimentele materiale ale economiei naționale, ci mai ales elementele sale umane;
populația ocupată este cea care suportă, din plin, gravele costuri sociale ale fenomenului;
apare și se dezvolta muncă pe “piață neagra”, desfășurată, de obicei, în condiții salariale inferioare prețului minim pe economie, în privința mâinii de lucru fără contract de muncă;
prin coordonatele lui, șomajul exercita presiuni asupra salariilor lucrătorilor ocupați;
concedierile reprezintă un puternic obstacol în calea relansării activității economice a unei tari;
se generează sau se amplifică stările de dezacord dintre populația care muncește și cea cu un anumit grad de sub-ocupare (ele fiind o sursa permanenta de conflicte sociale).
În afara acestor elemente evidente, P.A.Samuelson asociază pierderii locului de muncă o serie de alte efecte negative, care se pot traduce prin costuri suplimentare, determinate de situații precum : îmbolnăviri, decese, neînțelegeri în familie, abandon școlar, plecarea copiilor de acasă, etc- toate provocând cheltuieli nu doar pentru persoanele afectate, cât și pentru societate.
Ne vom opri puțin asupra uneia dintre cele mai defavorabile consecințe ale fenomenului studiat : aspectul lui psihologic. Perioada imediat următoare pentru orice persoană, este una a tranziției (cum e numită în literatura de specialitate), iar cele mai cunoscute tipuri de comportament care o caracterizează sunt:
cel al indivizilor care n-au prea mult de suferit de pe urma stării de șomaj, adică persoanele cu un anumit grad de bunăstare, care-și permite sa trăiască din veniturile de care dispune;
cel al “resemnaților”- oameni care acceptă ceea ce urmează în virtutea faptului că ceea ce a fost, s-a “întâmplat și gata”, reducându-și însă cheltuielile și consumul la strictul necesar;
cel al “disperaților”- inși care trăiesc un puternic sentiment de neputință, care nu mai au speranțe, trecând prin stări de depresie determinate de conștientizarea inutilității lor;
cel al “apaticilor”- indivizi care se caracterizează printr-o totală pasivitate, nemaiavând grijă nici de gospodărie, nici de propria lor persoană (și cu atât mai puțin de relațiile sociale).
Aceste tipuri de comportament servesc ca descriere în cazul următorului model care descompune ciclul parcurs de un fost angajat, din momentul în care el a devenit șomer: faza I-șocul; faza II- optimismul; faza III- pesimismul și faza IV- fatalitatea; Ele confirmă realitatea faptică, în sensul că sunt etape ale unui “ciclu tradițional”puternic legat de pierderea locului de muncă.
Consecințe pozitive
Principalele consecințe pozitive ale șomajului sunt:
prin ceea ce presupune (muncitori disponibilizați), fenomenul creează o rezervă (mai mult sau mai puțin sigură) de persoane potențial dispuse să lucreze , în vederea acoperirii eventualelor cereri suplimentare de forță de muncă ;
principial, are loc creșterea productivității muncii, dar mai ales a disciplinei și punctualității celor angajați (de teama viitoarelor concedieri);
că factor psihologic – presupunând că, de obicei, sunt disponibilizați cei mai puțin pregătiți sau cei mai slab calificați – apare ridicarea interesului pentru muncă, dar mai ales sporirea competitivității celor existenți;
II.6. Rata naturală a șomajului
Rata naturală a șomajului corespunde funcționării normale a pieței muncii și este asociată cu ocuparea totală a forței de muncă. Șomajul poate fi considerat excesiv, în orice țară, dacă depășește nivelul său natural.
Unii economiști definesc rata naturală a șomajului ca fiind rata la care atât salariile cât și inflația sunt fie stabile, fie la nivele acceptabile. După alți autori rata naturală a șomajului este rata șomajului pentru care locurile vacante de muncă sunt egale cu numărul de șomeri. O altă definiție afirma că rata naturală a șomajului este nivelul șomajului la care orice creștere în cererea agregată nu determină reducerea șomajului. În cele din urmă o recentă definiție dată de James Tobin afirma că rata naturală este rata șomajului la care nivelul acestuia este neschimbat și atât fluctuațiile existente la nivelul masei de șomeri cât și durata șomajului sunt normale.
Toate aceste definiții încearcă să sintetizeze într-un mod specific conceptul mai general al ocupării totale a forței de muncă.
Economiștii au două modalități diferite pentru a estima rata naturală a șomajului. În primul rând ei determina o ecuație prin care corelează șomajul agregat de rata inflației. Conceptual, rata naturală a șomajului este prezentă atunci când rata șomajului nu crește și nici nu scade. Astfel, atunci când inflația e constantă, ecuația ce stabilește legătura intre rata inflației și șomaj furnizează un estimator pentru rata naturală a șomajului.
A doua metodă de estimare a ratei naturale a șomajului se bazează pe datele istorice legate de rata șomajului de-a lungul unor perioade mari de timp. Aceste date sunt diferite în funcție de grupurile demografice. Se estimează ratele șomajului pentru aceste grupuri demografice și apoi se agregă aceste estimări.
Câțiva dintre economiștii care au folosit una sau mai multe metode pentru a estima rata naturală a șomajului la diverse momente de timp sunt următorii:
Robert Gordon de la Northwestern University (a estimat rata șomajului pentru economia S.U.A. în 1955 la 5,1%);
Cercetătorii Douglas Staiger, J. Stork și Mark Watson (au estimat rata naturală în anii ’90 în economia S.U.A. intre 5,1% și 7,7% cu interval de încredere de 95%);
Robert Eisner (a analizat seriile inflației și șomajului de după 1960 și a descoperit că legătura dintre șomaj și inflație este asimetrica);
Economistul american N. Gregory Mankiw, profesor la Harvard University definește rata naturala a șomajului că fiind rata medie a șomajului în jurul căreia se manifesta fluctuațiile economice (astfel determina rata naturala a șomajului cu valori intre 4% și 7% pe o perioada de 45 de ani intre 1945-1990.
III.1. Scurtă prezentare a evoluției inflației
Dezechilibrele economiei românești manifestate pe parcursul perioadei de tranziție, ritmul lent al reformei, persistența indisciplinei financiare, lipsa unei concurențe reale între agenții economici și perpetuarea unor poziții de monopol, precum și acțiunea progresivă a unor factori de corecție structurali sau conjuncturali au contribuit la întreținerea și, în unele perioade, la accentuarea inflației.
Astfel, în perioada 1990 – 1994, inflația a înregistrat niveluri deosebit de ridicate, în 1993 creșterea prețurilor de consum atingând valoarea record de 256,1% față de anul precedent. Comparativ cu această perioadă, în anii următori, cu excepția anului 1997, nivelul inflației a înregistrat valori mult mai reduse (32,3% în 1995 și 59,1% în 1998). Abia după 2000 se constată apariția unui trend constant descrescător al acesteia, adică un proces de dezinflație.
Datele necesare pentru întocmirea acestui tabel au fost culese din anuarul statistic 2003, precum și din rapoartele BNR pe 2003.
În anul 2002, trendul descendent al inflației a cunoscut o consolidare remarcabilă, rata inflației fiind cea mai redusă după anul 1990. În structura prețurilor de consum, creșteri semnificative s-au înregistrat la tarifele pentru servicii și la mărfurile nealimentare, creșteri ce s-au situat peste nivelul indicelui general al prețurilor de consum, în timp ce prețurile mărfurilor alimentare cu cea mai mare pondere în cadrul indicelui prețurilor de consum au înregistrat creșteri sub nivelul indicelui general.
Deși aflată într-un evident proces de reducere, inflația (22,5% în anul 2002) depășește cu mult nivelurile înregistrate atât în UE-15 (2,1%), cât și în noile State Membre (Ungaria – 5,2%, Polonia – 1,9%, Cehia – 1,4%).
Măsurile de restructurare/privatizare aplicate cu precădere în sfera utilităților publice, de ameliorare a disciplinei financiare în scopul reducerii arieratelor, precum și de promovarea unei politici a veniturilor strict legată de performanțele economice țintesc reducerea inflației până la un nivel de circa 9% în anul 2004.
PERIOADE CU EFORTURI DE STABILIZARE A INFLAȚIEI
Perioada 199(3)4-1996
Primul efort serios de stabilizare macroeconomică a început în ultimul trimestru al anului 1993 când s-au introdus dobânzi real pozitive și s-a reușit un control mai bun al emisiunii monetare a Băncii Naționale. Rata medie a dobânzii de refinanțare a Băncii Naționale a crescut de la un nivel anual de 59,1% în septembrie ‘93 la 136,3% în ianuarie ‘94 și a rămas la un nivel înalt.
Altă decizie cheie a fost devalorizarea substanțială a cursului valutar oficial. S-a format o piață valutară transparentă care a redus considerabil costurile de intrare pe piață pentru purtătorii cererii de monedă străină. Rezultatul a fost scăderea inflației la o rata de 62% în 1994 și reducerea deficitului comercial în condițiile în care producția nu a scăzut.
Totuși anii 1993 –1996 se caracterizează prin practicarea unor importante operațiuni cvasifiscale (subvenționarea de către Banca Centrala a unor activități economice) fie prin politica cursului de schimb, fie prin credite preferețiale.
În perioada când s-a realizat monetizarea, unele sectoare ale economiei au fost subvenționate (agricultura, sectorul energetic), peste 1700 mld lei au fost transferate băncilor Dacia Felix și Credit Bank, au crescut activele interne nete. Creșterea ponderii activelor monetare în PIB, adică manifestarea fenomenului de monetizare a economiei a dat cele mai bune roade în 1995, când s-a consemnat cea mai mică rată a inflației din perioada tranziției (28%). Acest lucru s-a datorat creșterii atractivității depunerilor la termen în bănci. Rata inflației a fost depășită de expansiunea ofertei de moneda.
Când monetizarea s-a oprit, spre jumătatea anului 1996, inflația s-a accelerat ajungând la o rată lunară de circa 10%, dezechilibrul contului curent s-a mărit mai mult decât îngrijorător (7,4% din PIB), iar rezervele valutare erau în jurul a 600 milioane $, deși România contractase împrumuturi externe și lansase emisiuni de obligațiuni.
În 1996 a existat o corelație clară intre inflație și modul de finanțare a deficitului bugetar. Deși obiectivul pentru deficitul bugetar consolidat era de 2,2%, deficitul pe bază de angajamente a fost de 5,7% (și luând în calcul și deficitul cvasifiscal cauzat de pierderi din agricultură și a Regiilor Autonome s-a atins 8,4%). Finanțarea deficitului a fost inflaționistă.
O omisiune majoră a strategiei a fost definirea mai clară a drepturilor de proprietate (privatizarea) care ar fi putut sa încurajeze intrările de capital și să ajute restructurarea.
Perioada 1997-2000
Al doilea efort de stabilizare a început în primul trimestru al anului 1997. Noul program economic a inclus o nouă liberalizare de prețuri, inclusiv a cursului de schimb. Suprareacția cursului (de la 4000 lei/1 USD în decembrie 1996 la 9000 lei/ 1 USD în februarie 1997) a contribuit la cota inflației de 151%.
Liberalizarea pieței valutare și a prețurilor a avut rezultate pozitive (piața valutară a început să funcționeze în mod adecvat, deficitul bugetului consolidat s-a redus, la fel deficitul contului curent, rezervele valutare ale Băncii Centrale au crescut), dar și negative: inflația a atins pragul de 151%, iar PIB-ul a scăzut cu 6,6%. S-a declanșat a doua recesiune transformaționala.
Exista mai mulți factori care explică rata înaltă a inflației:
liberalizarea preturilor,
supraaprecierea leului,
existenta monopolurilor,
relaxare prematură a politicii monetare (indexările salariale au crescut brusc și masiv, plăti compensatorii au fost acordate muncitorilor disponibilizați și mari cantități de bani au fost folosiți pentru băncile aflate în dificultate).
Economia se afla în declin: măsurile în scopul restructurării implică disponibilizări, iar problemele cu care se confruntă IMM-urile descurajau crearea de noi locuri de muncă. Privatizarea întreprinderilor de stat sau a băncilor a fost încetinită sau abandonată, situație nefavorabilă investițiilor străine directe.
Anii 1997 – 1999 au consemnat o foarte severă contracție de producție, ca efect al puternicelor șocuri pe latura cererii și a ofertei și al rigidităților din economie. În 1998 inflația a fost de 40,8%, dar dezechilibrul contului curent a depășit 7% din PIB.
Inflația înaltă a persistat și în 1997 –2000 întrucât emisiunea de baza monetară a rămas considerabilă. O altă cauză ar fi asistența acordată celor 2 mari bănci de stat: Bancorex și Banca Agricola.
În 2000 atenția BNR a fost dispersata către mai multe ținte:
controlul lichidității, menținerea competitivității exporturilor (deci evitarea aprecierii reale a leului),
realizarea unor dobânzi mai mici pe piața monetară care sa ajute finanțarea deficitului bugetar,
asistența acordată unor bănci în dificultate (injecții de lichiditate),
creșterea rezervelor valutare care presupune achiziții din piața valutara și injecții de baza monetara în contrapartidă.
Obiectivele menționate sunt conflictuale intre ele prin impactul asupra cantității de lichiditate în economie, iar banca centrala nu reușește concilierea lor fără derapaj inflaționist.
Un program ce-și propune diminuarea inflației trebuie sa țină cont și de situația concreta a economiei, și de modul ei de funcționare. Prima condiție este în strânsă legătură cu creșterea economică. Astfel forțarea creșterii economice conduce la agravarea inflației și deteriorarea unor echilibre fragile. Este mai avantajos să înregistrezi o creștere de 4-4,5% concomitent cu scăderea inflației, decât o creștere de 5-6% care s-ar bizui pe subvenționarea inflaționistă a unor activități ineficiente, ar deteriora portofoliul unor bănci și ar deteriora balanța de plăți. Se recomandă o scădere treptată a inflației, acompaniată de progrese în impunerea disciplinei financiare , în reducerea arieratelor.
III.2. Scurtă prezentare a evoluției ratei șomajului
În România, fenomenul șomajului a fost recunoscut oficial începând cu anul 1991, odată cu intrarea în vigoare a Legii nr.1/1991 privind protecția socială a șomerilor și reintegrarea lor profesională.
Rata șomajului a crescut în perioada 1991-1999, când a atins cel mai ridicat nivel (11,8%, conform metodologiei BIM), ca o consecință directă a fenomenului de restructurare economică în general și industrială în special.
Datele necesare pentru întocmirea acestui tabel au fost culese din anuarul statistic 2003, precum și din rapoartele BNR pe 2003.
Conform metodologiei BIM, rata șomajului în 2001 a fost de 6,6% ( 7,1% pentru bărbați – peste media UE de 6,6%) și 5,9% pentru femei – sub media UE de 9%).
Șomajul este concentrat în zonele urbane. În 2001 rata șomajului în mediul urban era de 10,4% comparativ cu 2,8% în mediul rural.
Șomajul a afectat în primul rând muncitorii, datorită declinului industrial, sector în care au avut loc numeroase disponibilizări ca urmare a procesului de restructurare. Muncitorii reprezentau în 2001 72,5%. Mai puțin afectate de șomaj au fost persoanele cu studii superioare (3,4%) și studii medii (24,1% din totalul șomerilor).
Datele statistice privind șomajul pare să nu reflecte cu exactitate amploarea fenomenului deoarece rata șomajului se calculează pe baza înregistrărilor care se fac la Oficiile de Ocupare a Forței de Muncă. Or, diferite anchete sociologice au scos în evidență faptul că mulți șomeri, după expirarea perioadei în care primesc ajutor de șomaj nu se înregistrează la Oficiile de forță de muncă ca fiind în căutarea unui loc de muncă și prin urmare nu sunt luați în calcului ratei șomajului. Această situație face necesară dezvoltarea unor ample programe de informare pentru conștientizarea tuturor persoanelor fără loc de muncă asupra importanței de a se înregistra la oficiile de forță de muncă pentru a solicita un loc de muncă.
Șomajul pe termen lung rămâne ridicat în pofida scăderii nivelului general al șomajului.
În anul 2001, aproape jumătate din șomeri (48,6%) se aflau în șomaj de lungă durată – peste 9 luni). Peste jumătate din acest procent au reprezentat șomeri care nu au lucrat timp de 2 ani și mai mult. Șomajul pe termen lung tinde să fie mai ridicat la femei decât la bărbați (50,3% la femei comparativ cu 47,4% la bărbați). Cea mai lungă durată a șomajului se înregistrează la bărbații de peste 50 de ani.
Șomajul în rândul tinerilor
Tinerii (populația cu vârste cuprinse între 15 și 30 ani) reprezintă o sursă principală de alimentare a șomajului (peste 40%). Această rată se menține relativ constantă în ultimii ani. Populația tânără sub 25 ani reprezintă cea mai numeroasă grupă de populație afectată. O altă grupă de vârstă afectată major de șomaj este grupa 40-49 ani, care constituie principala categorie de populație vizată de restructurările industriale.
Un fenomen îngrijorător este creșterea șomajului tinerilor și în mod special a persoanelor tinere cu calificări înalte.
Între principalele cauze ale șomajului în rândul tinerilor poate cea mai importantă este necorelarea sistemului educațional și al calificărilor produse de învățământ, cu cerințele pieței muncii. Totodată programele de calificări alternative, pe de o parte și programele de informare în legătură cu cerințele pieței muncii pe de altă parte, nu au fost suficiente, iar cele care au existat nu au fost pe deplin eficiente.
Identificarea nevoilor pieței muncii privind calificările și dezvoltarea unui sistem de acreditare a pregătirii profesionale conform standardelor recunoscute (SPP), constituie o prioritate în sistemul național de pregătire profesională. Este în curs de derulare un proiect de Asistență tehnică care are ca scop identificarea nevoilor pieței muncii în România.
III.3. Analiza legăturilor dintre evoluția principalilor indicatori și rata inflației și a șomajului
În vederea realizării unei perspective ample asupra evoluției inflației și a șomajului de-a lungul timpului (din 1990 în 2003) am utilizat datele înregistrate pentru acești indicatori în aceasta perioadă pentru România. Anul 1990 a fost considerat an de bază pentru a se putea asigura comparabilitatea datelor (deci pentru a le actualiza). Pe lângă acești indicatori menționați mai sus (rata inflației și rata șomajului) am considerat și alți 8 indicatori și anume: rata dobânzii, PIB-locuitor, Cheltuieli guvernamentale, Investiții, Masa monetară, Venitul populației, Consumul populației și Taxele. Utilizarea lor are drept scop evidențierea principalelor legături și influențe pe care aceștia le-au exercitat asupra ratei inflației și a șomajului pe parcursul perioadei analizate.
Pentru observarea acestor conexiuni între indicatorii analizați am utilizat 4 modele econometrice având la bază indicatorii sus menționați. Am presupus pentru primele două modele o dependența liniară între inflație și ceilalți 9 indicatori (incluzând rata șomajului) și respectiv între rata șomajului și aceiași indicatori (incluzând rata inflației). Pentru următoarele doua modele am presupus o dependență neliniară între aceiași indicatori. Pe măsură ce vom înainta în analiza econometrică vom observa că modele neliniare construite pe baza tuturor indicatorilor considerați au un grad redus de precizie. Pentru a evita acest neajuns, ce s-a ivit în construirea modelelor neliniare, vom recurge la eliminarea unor indicatori ce au o influența redusă asupra variabilelor analizate (în speță rata inflației și rata șomajului). Se vor obține astfel doua modele noi pe care le vom utiliza în analiza propusă.
În cazul dependențelor liniare trebuie precizat faptul ca s-au utilizat ca parametri pentru estimare ritmurile de evoluție ale indicatorilor () cu excepția celor trei rate procentuale (rata inflației, rata șomajului și rata dobânzii). În cazul dependențelor neliniare, cu excepția celor trei rate procentuale s-au utilizat valorile indicilor (de evoluție), adică . Pentru calcularea acestor date necesare în estimarea coeficienților modelelor econometrice, valorile nominale ale indicatorilor necesari, culese din anuarele statistice, au fost actualizate (prin împărțirea la indicele prețurilor de consum).
Precizăm faptul ca modelele liniare studiază modificarea absolută a parametrilor analizați (care reprezintă procentele în care sunt măsurate cele trei rate precum și evoluțiile exprimate în ritmuri sau indici) în timp ce modelele neliniare studiază modificarea procentuală (elasticitatea) acelorași parametri.
Astfel, pentru estimarea modelelor liniare am utilizat următoarele date:
Unde:
Rp – rata inflației;
Rș – rata șomajului;
Rd – rata dobânzii;
Rq – rata productivității muncii (ritmul evoluției);
Rg – rata cheltuielilor guvernamentale (ritmul evoluției);
Ri – rata investițiilor (ritmul evoluției);
Rm – rata masei monetare (ritmul evoluției);
Rv – rata venitului (ritmul evoluției);
Rc – rata consumului (ritmul evoluției);
Rt – rata taxelor (ritmul evoluției);
Modelul 1 – Dependenta liniară a inflației (Rp) de Rș, Rd, Rq, Rg, Ri, Rm, Rv, Rc, Rt
Forma modelului este următoarea:
Validarea modelului se face în tabelul Anova existent în anexa 3.
Testul Fisher-Snedecor indica faptul ca rezultatele obținute sunt semnificative cu un prag de semnificație de 5%.
Fc=15,44>F0,05;9;3=8,85.
Significance F= 0,022798 deci probabilitatea cu care modelul este valid este de 97%.
Obținerea coeficienților ecuației de regresie este prezentată în anexa 3.
În urma estimărilor, am obținut:
Pe baza acestor rezultate am tras următoarele concluzii:
Evoluția prețurilor este invers proporțională cu cea a ratei șomajului, iar o creștere cu un procent a ratei șomajului conduce la o scădere cu 13,3 procente a inflației;
Există o dependență directă, dar foarte slabă între rata inflației și rata dobânzii, iar o creștere cu un procent a ratei dobânzii conduce la o creștere cu 0,3 procente a inflației;
Exista o dependență invers proporțională intre rata inflației și productivitatea muncii, iar o creștere cu un procent a productivității muncii conduce la o scădere cu 14,4 procente a inflației;
Există o dependență directă între rata inflației și cheltuielile guvernamentale, iar o creștere cu un procent a cheltuielilor guvernamentale conduce la o creștere cu 1,8 procente a inflației;
Există o dependență directă între rata inflației și investiții, iar o creștere cu un procent a investițiilor conduce la o creștere cu 2,2 procente a inflației;
Există o dependență directă, dar destul de slabă între rata inflației și masa monetare, iar o creștere cu un procent a masei monetare conduce la o creștere cu 0,7 procente a inflației;
Există o dependență directă între rata inflației și veniturile populației, iar o creștere cu un procent a veniturilor populației conduce la o creștere cu 22,7 procente a inflației;
Există o dependență directă între rata inflației și consumul populației, iar o creștere cu un procent a consumului conduce la o creștere cu 4,3 procente a inflației;
Exista o dependență invers proporțională între rata inflației și taxe, iar o creștere cu un procent a taxelor conduce la o scădere cu 15,7 procente a inflației.
Observăm că, în timp ce rata dobânzii sau masa monetară exercită o influență nesemnificativă asupra inflației, rata șomajului alături de productivitatea muncii, veniturile populației și taxe reprezintă elemente ce stau la baza principalelor modificări înregistrate de rata inflației.
De asemenea este important de precizat faptul că rata șomajului, productivitatea muncii, masa monetară și taxele au o influență invers proporțională asupra ratei inflației în timp ce rata dobânzii, cheltuielile guvernamentale, investițiile, veniturile și consumul populației au o influență direct proporțională asupra acesteia.
Conform teoriei, se poate observa și în cadrul acestui model o corelație negativă între rata șomajului și rata inflației.
Modelul 2. Dependenta liniară a șomajului (Rș) de Rp, Rd, Rq, Rg, Ri, Rm, Rv, Rc, Rt
Forma modelului este următoarea:
Validarea modelului se face în tabelul Anova existent în anexa 4.
Testul Fisher-Snedecor indica faptul ca rezultatele obținute nu sunt semnificative ( prag de semnificație fiind de 5%).
Fc=2,99<F0,05;9;3=8,85.
Significance F= 0,198839 deci probabilitatea cu care modelul este valid este de 80%.
Obținerea coeficienților ecuației de regresie este prezentată în anexa 4.
În urma estimărilor, am obținut:
Din estimările obținute putem observa că, în cadrul acestui model rata șomajului este slab influențată de toți indicatorii considerați, o influență mai accentuată fiind exercitată doar de rata evoluției veniturilor populației (1,02%).
Pragul redus de semnificație al modelului este o urmare directă a influențelor foarte slabe pe care le manifestă unii din indicatorii utilizați în construcția acestui model. Drept urmare vom elimina trei dintre aceștia, având drept criteriu influența exercitată asupra ratei șomajului, și anume cheltuielile guvernamentale, masa monetară și consumul populației.
Obținem un nou model de forma:
Validarea noului model se efectuează pe baza tabelului Anova existent în anexa 5..
Testul Fisher-Snedecor indică faptul că rezultatele obținute sunt semnificative (pragul de semnificație fiind de 5%).
Fc=5,37>F0,05;6;6=4,28.
Significance F= 0,03012 deci probabilitatea cu care modelul este valid este de 97%.
Obținerea coeficienților ecuației de regresie este prezentată în anexa 5.
În urma estimărilor, am obținut:
Din estimările obținute putem observa că, până și în cadrul acestui nou model construit prin eliminarea a trei indicatori din cadrul modelului predecesor, rata șomajului este slab influențată de toți indicatorii considerați, influența cea mai accentuată fiind exercitată doar de rata evoluției veniturilor populației (0,69%). Putem interpreta rezultatele obținute astfel:
Evoluția ratei șomajului este invers proporțională cu cea a inflației, iar o creștere cu un procent a inflației conduce la o scădere cu 0,03 procente a ratei șomajului;
Există o dependență directă, dar foarte slabă între rata șomajului și rata dobânzii, iar o creștere cu un procent a ratei dobânzii conduce la o creștere cu 0,07 procente a ratei șomajului;
Exista o dependență invers proporțională intre rata șomajului și productivitatea muncii, iar o creștere cu un procent a productivității muncii conduce la o scădere cu 0,37 procente a ratei șomajului;
Există o dependență directă între rata șomajului și investiții, iar o creștere cu un procent a investițiilor conduce la o creștere cu 0,10 procente a ratei șomajului;
Există o dependență directă între rata șomajului și veniturile populației, iar o creștere cu un procent a veniturilor populației conduce la o creștere cu 0,69 procente a ratei șomajului;
Exista o dependență invers proporțională între rata șomajului și taxe, iar o creștere cu un procent a taxelor conduce la o scădere cu 0,47 procente a ratei șomajului;
Putem observa că evoluția ratei șomajului are legături directe cu rata dobânzii, variația investițiilor și variația veniturilor, în timp ce influențe invers proporționale sunt manifestate de rata inflației, variația productivității muncii și variația taxelor.
Pentru a evidenția dependențele dintre factorii luați în calcul în analiza modelelor liniare prezentate mai sus vom construi următoarea matrice de corelație:
Pe baza informațiilor furnizate de matricea de corelație putem trage următoarele concluzii mai importante:
Între ritmul investițiilor și ratele inflației, șomajului și dobânzii există o corelație inversă, ceea ce înseamnă că o majorare a investițiilor induce o scădere mare a ratei inflației și o reducere într-o mai mică măsură a ratei dobânzii și a ratei șomajului;
Există o corelație puternică și invers proporțională între rata inflației și masa monetară;
Creșterea productivității muncii se află în corelație directă cu masa monetară, consumul populației, investițiile, taxele, venitul populației și cheltuielile guvernamentale ceea ce înseamnă ca o creștere a productivității conduce la o creștere în măsura cea mai mare a masei monetară, apoi a consumului populației, a investițiilor, a taxelor, a venitului populației și a
cheltuielilor guvernamentale; Tot productivitatea muncii este în corelație inversă și puternică cu rata inflației, sugerând că o creștere a productivității conduce la o scădere a inflației;
Există o corelație puternică și directă între ritmul de evoluție al taxelor și ritmul de evoluție al veniturilor populației ceea ce însemnă că o creștere a veniturilor populației va fi însoțită imediat de o majorare corespunzătoare a taxelor; De asemenea o creștere a cheltuielilor guvernamentale este corelată direct cu o creștere a taxelor impuse de guvern;
Majorarea nivelului de consum al populației este în corelație directă cu ritmul evoluției investițiilor, al cheltuielilor guvernamentale sau cu rata dobânzii.
Pentru modelele neliniare vom utiliza valorile logaritmate ale ratelor inflației, șomajului și dobânzii și ale indicilor de evoluție ai celorlalți indicatori (valorile sunt prezentate în anexa 6)
Valoarea indicilor poate fi determinată prin însumarea ritmului de evoluție cu 100.
Vom avea următoarele două modele neliniare:
Modelul 3. Dependenta neliniară a inflației (Rp) de Rș, Rd, Iq, Ig, Ii, Im, Iv, Ic, It
Modelul are următoarea formă:
Prin logaritmare obținem:
Validarea noului model se efectuează pe baza tabelului Anova existent în anexa 7.
Testul Fisher-Snedecor indică faptul că rezultatele obținute sunt semnificative (pragul de semnificație fiind de 5%).
Fc=14,26>F0,05;9;3=8,85.
Significance F= 0,025511deci probabilitatea cu care modelul este valid este de 98%.
Obținerea coeficienților ecuației de regresie este prezentată în anexa 7.
În urma estimărilor, am obținut:
Conexiunile reliefate cu ajutorul acestui model neliniar reprezintă de fapt elasticități ale indicatorilor utilizați, adică arată cu ce procentaj se va modifica inflația (100% +sau- x%) în momentul în care va avea loc o modificare cu un procent a valorii unuia dintre indicatorii perturbatori (valoarea nouă este de 101% * valoarea anterioară).
Putem interpreta rezultatele obținute în următoarea manieră:
Există o dependență invers proporțională între rata inflației și rata șomajului, iar o creștere cu 1% (14,14 în 2004 față de 14 în 2003) a ratei șomajului provoacă o scădere de 0,8 procente a inflației (7,142 în 2004 față de 7,2 în 2003);
Există o dependență directă între rata inflației și rata dobânzii, iar unei creșteri cu un procent a ratei dobânzii îi corespunde o creștere de 1,3 procente a ratei inflației;
Exista o dependență invers proporțională între rata inflației și productivitatea muncii, iar o creștere cu un procent a productivității muncii conduce la o scădere cu 7,2 procente a inflației;
Există o dependență directă între rata inflației și cheltuielile guvernamentale, iar o creștere cu un procent a cheltuielilor guvernamentale conduce la o creștere cu 0,9 procente a inflației;
Există o dependență directă între rata inflației și investiții, iar o creștere cu un procent a investițiilor conduce la o creștere cu 0,6 procente a inflației;
Există o dependență invers proporțională, dar slabă între rata inflației și masa monetară, iar o evoluție cu un procent a masei monetare conduce la o scădere cu 0,9 procente a inflației;
Există o dependență directă între rata inflației și veniturile populației, iar o creștere cu un procent a veniturilor populației conduce la o creștere cu 7,4 procente a inflației;
Există o dependență directă între rata inflației și consumul populației, iar o creștere cu un procent a consumului conduce la o creștere cu 3,4 procente a inflației;
Exista o dependență invers proporțională între rata inflației și taxe, iar o creștere cu un procent a taxelor conduce la o scădere cu 6 procente a inflației;
Una din concluziile pe care o putem trage pe baza acestui model este aceea că în timp ce rata șomajului, masa monetară, investițiile sau cheltuielile guvernamentale exercită o influența nesemnificativă asupra inflației, ratele dobânzii, productivitatea muncii, taxelor, veniturile și consumul populației reprezintă elemente ce stau la baza principalelor modificări înregistrate de rata inflației.
De asemenea este important de precizat faptul că rata șomajului, productivitatea muncii, masa monetară și taxele au o influență invers proporțională asupra ratei inflației în timp ce rata dobânzii, cheltuielile guvernamentale, investițiile, veniturile și consumul populației au o influență direct proporțională asupra acesteia, lucru confirmat și în cadrul modelului liniar în care s-au folosit ritmurile de evoluție în locul indicilor utilizați în cazul de față.
Dependența inversă dintre rata șomajului și rata inflației poate fi observată și în cadrul acestui model, dovedind faptul că teoria realizată în jurul acestei legături este corect fundamentată și pe datele înregistrate în România.
Modelul 4. Dependenta neliniară a șomajului (Rș) de Rp, Rd, Rq, Rg, Ri, Rm, Rv, Rc, Rt
Modelul are următoarea formă:
Validarea noului model se efectuează pe baza tabelului Anova existent în anexa 8.
Testul Fisher-Snedecor indică faptul că rezultatele obținute nu sunt semnificative (pragul de semnificație fiind de 5%).
Fc=4,04<F0,05;9;3=8,85.
Significance F= 0,138669, deci probabilitatea cu care modelul este valid este de 86%.
Obținerea coeficienților ecuației de regresie este prezentată în anexa 8.
În urma calculelor de estimare obținem:
Pragul redus de semnificație al modelului este o urmare directă a influențelor foarte slabe pe care le manifestă unii din indicatorii utilizați în construcția acestui model. Drept urmare vom elimina trei dintre aceștia având drept criteriu influența exercitată asupra ratei șomajului, și anume cheltuielile guvernamentale, masa monetară și consumul populației.
Obținem un nou model de forma:
Validarea noului model se efectuează pe baza tabelului Anova existent în anexa 9.
Testul Fisher-Snedecor indică faptul că rezultatele obținute sunt semnificative (pragul de semnificație fiind de 5%).
Fc=7,26>F0,05;6;6=4,28.
Significance F 0,014656deci probabilitatea cu care modelul este valid este de 99%.
Obținerea coeficienților ecuației de regresie este prezentată în anexa 9.
În urma estimărilor, am obținut:
Putem interpreta rezultatele obținute astfel:
Evoluția ratei șomajului este invers proporțională cu cea a inflației, iar o creștere procentuală de 1% a inflației conduce la o scădere cu 0,4 procente a ratei șomajului;
Există o dependență directă între rata șomajului și rata dobânzii, iar o creștere cu un procent a ratei dobânzii conduce la o creștere cu 0,8 procente a ratei șomajului;
Exista o dependență invers proporțională intre rata șomajului și productivitatea muncii, iar o creștere cu un procent a productivității muncii conduce la o scădere cu 4 procente a ratei șomajului;
Există o dependență directă între rata șomajului și investiții, iar o creștere cu un procent a investițiilor conduce la o creștere cu 0,9 procente a ratei șomajului;
Există o dependență directă între rata șomajului și veniturile populației, iar o creștere cu un procent a veniturilor populației conduce la o creștere cu 5,5 procente a ratei șomajului;
Există o dependență invers proporțională intre rata șomajului și taxe, iar o creștere cu un procent a taxelor conduce la o scădere cu 4,1 procente a ratei șomajului;
Putem observa că rata inflației are legături directe cu rata dobânzii, indicele investițiilor și indicele veniturilor, în timp ce influențe invers proporționale sunt manifestate de rata inflației, indicele productivității muncii și indicele taxelor. Dependențele astfel observate sunt identice cu cele din modelul liniar realizat pentru șomaj (după eliminarea indicatorilor cu influențe slabe).
Vom realiza și pentru cazul modelelor neliniare o matrice de corelație pe baza căreia vom trasa câteva concluzii referitoare la cele mai reprezentative interdependențe:
Astfel observăm că precizările făcute în cadrul modelului liniar se mențin adevărate și în condiții de neliniaritate cu câteva mici excepții, care sunt nesemnificative. Astfel, putem afirma că:
Un volum mare de investiții sau creșterea productivității muncii conduce la o scădere a ratei dobânzii, a ratei inflației și a ratei șomajului (existând o corelație inversă între acești parametri) pe de o parte iar pe de altă parte conduce la creșterea masei monetare, a veniturilor și consumului populației și a taxelor (existând o corelație directă între indicatorii precizați) ;
Datorită unei corelații puternice și pozitive creșterea productivității muncii conduce la o creștere mai rapidă consumului populației și a masei monetare și la una mai lentă a veniturilor populației și cheltuielilor guvernamentale;
Majorarea taxelor conduce la o creștere a cheltuielilor guvernamentale;
Între venitul și consumul populației există o legătură directă și puternică;
Între masa monetară și rata inflației există o puternică corelație inversă;
Am întâlnit excepții pentru următoarele corelații:
Creșterea ratei șomajului nu mai este corelată negativ cu productivitatea muncii cum se întâmpla în cadrul modelului liniar ci pozitiv coeficientul de corelație fiind foarte mic (deci nesemnificativ); Pentru aceasta deosebire există argumente teoretice care să susțină ambele cazuri;
Rata venitului este corelată foarte slab dar invers proporțional cu rata dobânzii spre deosebire de matricea de corelație pentru cazul liniar unde exista o corelație directa; În ambele cazuri corelația este foarte slabă, deci nesemnificativă.
III.4.Evoluția inflației în 2002-2003
Pe fondul consolidării evoluțiilor macroeconomice pozitive, al aplicării mai ferme a politicilor de ajustare structurală și al reducerii incertitudinilor agenților economici privind mediul de afaceri, prețurile de consum s-au majorat cu doar 5,7 la sută (iunie 2003/decembrie 2002), evoluție care a validat așteptările privind încadrarea inflației în ținta anuală de 14 la sută.
Ritmul de creștere a prețurilor de consum s-a încetinit în intervalul analizat cu 3,6 puncte procentuale comparativ cu aceeași perioadă a anului precedent (2,1 puncte procentuale față de semestrul anterior), toate cele trei grupe principale de mărfuri și servicii contribuind la continuarea dezinflației; aportul principal a revenit serviciilor, ale căror prețuri și-au redus ritmul de creștere cu 6,8 puncte procentuale.
Mărfurile alimentare s-au scumpit în cursul semestrului I 2003 cu 7,5 la sută, cu 2,6 puncte procentuale mai puțin decât în aceeași perioadă a anului anterior, în principal ca urmare a evoluției prețurilor produselor sezoniere (legume și fructe, proaspete și conservate). Deși acestea au continuat să consemneze scumpiri semnificative (în medie, 23,1 procente), amplitudinea variației s-a redus la mai puțin de jumătate față de perioada similară a anului 2002.
Tensiunile de pe piața agroalimentară au fost generate de reducerea stocurilor de cereale și de perspectivele nefavorabile privind producția vegetală din anul curent. Randamentele scăzute înregistrate în agricultură în ultimii doi ani se explică prin condițiile climaterice nefavorabile (iarnă geroasă, secetă prelungită, furtuni și ploi torențiale), dar și prin valoarea redusă a investițiilor în tehnologii performante.
Oferta internă insuficientă a determinat, în perioada analizată, scumpirea produselor de morărit și panificație, a zahărului, a laptelui și a produselor lactate(cu o pondere cumulată în coșul de consum de 16,9 la sută) cu procente cuprinse între 7,8 la sută și 17,7 la sută comparativ cu sfârșitul anului anterior și creșterea importurilor de produse vegetale cu 46,4 la sută față de semestrul I 2002.
O influență pozitivă asupra evoluției prețurilor alimentelor a exercitat stabilitatea prețurilor cărnii, preparatelor și conservelor din carne (cu o pondere de 10,9 la sută în coșul de consum), crescătorii de animale fiind confruntați atât cu lipsa furajelor necesare, care i-a determinat să mărească numărul animalelor sacrificate, cât și cu scăderea prețului cărnii din import.
Prețurile mărfurilor nealimentare s-au majorat cu 4,8 la sută în semestrul I 2003, comparativ cu 8 la sută în intervalul corespunzător al anului precedent. În cadrul acestei grupe de mărfuri, dezinflația a fost susținută îndeosebi de încetinirea cu circa 4,4 până la 14,4 puncte procentuale a dinamicii prețurilor energiei electrice și termice (În perioada analizată, tariful energiei electrice s-a majorat cu 0,6 procente,iar cel al energiei termice a rămas constant, spre deosebire de semestrul I2002, când aceste prețuri au crescut cu 15 la sută și respectiv 4,6 la sută), combustibililor, medicamentelor și articolelor chimice, a căror pondere cumulată în coșul de consum este de aproape 19 la sută.
Această tendință s-a manifestat și în cazul celorlalte mărfuri ,nealimentare, însă a avut o amploare mai redusă (maximum 3 puncte procentuale). Excepție au făcut prețurile tutunului și ale țigărilor, care au crescut cu 12 la sută în perioada analizată, față de 0,5 la sută în semestrul I 2002. Acestea, ca și prețurile celorlalte produse supuse accizării, au continuat să fie influențate de deprecierea leului față de moneda euro (cu 10 la sută în iunie 2003 comparativ cu decembrie 2002), în condițiile în care nivelul accizelor (exprimat în euro) a rămas nemodificat în perioada analizată.
Deși, în semestrul I 2003, majoritatea serviciilor au înregistrat scumpiri peste rata medie a inflației (5,7 la sută), creșterea prețurilor pe ansamblul grupei a fost de numai 3,4 la sută (față de 10,2 la sută în iunie 2002 comparativ cu decembrie 2001) datorită ieftinirii serviciilor de telefonie și abonamentelor radio – TV (cu 1,1 la sută și respectiv 20,7 la sută). Comparativ cu intervalul ianuarie-iunie 2002, evoluțiile favorabile consemnate de tarifele acestora au contribuit, alături de diminuarea semnificativă a ritmului de creștere a tarifelor aferente serviciilor de apă, canal, salubritate și transport urban, la menținerea trendului dezinflaționist.
În general, produsele cu prețuri administrate (căror pondere în coșul de consum s-a majorat de la 19,5 la sută în anul 2002 la 21,7 la sută în anul 2003) au avut o contribuție notabilă la frânarea ratei inflației, acestea scumpindu-se cu doar 3,2 la sută în perioada analizată față de 11,3 la sută în semestrul I 2002. Aprecierea nominală (cu 3,2 procente; iunie 2003/decembrie 2002, valori medii) a leului față de dolarul SUA a limitat creșterea prețurilor reglementate ancorate la cursul de schimb și a celor ancorate la inflație și cursul de schimb, prin metodologii specifice, la 1,1 la sută și respectiv 1,7 la sută.
Totuși, majorările aplicate prețurilor administrate ancorate la inflație (10,3 la sută) au continuat să fie sensibil superioare parametrului de ajustare (cu 4,6 puncte procentuale).
Reducerea ratei inflației s-a datorat și plasării politicii monetare și a celei fiscale pe coordonate prudente. Astfel, BNR a exercitat un control ferm al lichidității, parametrii monetari încadrându-se la finele semestrului I în niveluri compatibile atât cu îndeplinirea obiectivului de inflație, cât și cu asigurarea unei remonetizări graduale a economiei. În același timp, ca urmare a îmbunătățirii gradului de colectare a veniturilor și a economiilor realizate la unele posturi de cheltuieli, bugetul general consolidat a consemnat un deficit de 0,9 la sută din PIB prognozat pentru anul 2003, valoare inferioară cu 0,3 puncte procentuale celei înregistrate în aceeași perioadă a anului anterior.
Majorarea salariului minim brut la începutul anului 2003 (de la 1 750 000 lei la 2 500 000 lei) a accelerat dinamica veniturilor salariale brute în primele șase luni ale acestui an (+7,3 la sută în termeni reali față de aceeași perioadă a anului anterior). Cele mai mari creșteri reale s-au înregistrat în servicii (9,7 la sută), o contribuție importantă în acest sens având salariile din sectorul bugetar7 (+11,4 la sută). În sectoarele expuse concurenței externe, efectul de transmisie a majorării salariului minim spre nivelurile superioare a fost limitat de necesitatea păstrării competitivității. Astfel, pe ansamblul industriei prelucrătoare, creșterea reală a salariului mediu brut a fost de 4,9 la sută, nivel corelat cu sporurile substanțiale de productivitate obținute de acest sector (în medie, +11,6 la sută în ianuarie-iunie 2003 comparativ cu perioada corespunzătoare a anului precedent).
Pe lângă evoluția favorabilă a prețurilor de import, presiunea exercitată de cererea de consum a populației asupra nivelului general al prețurilor a fost atenuată și de:
creșterea ofertei de bunuri și servicii (producția de bunuri de uz curent și de folosință îndelungată a crescut cu 5,3 la sută și respectiv 16,6 la sută, iar volumul cifrei de afaceri pentru serviciile prestate populației s-a majorat cu 5,9 la sută);
preferința pentru achiziții de bunuri de folosință îndelungată(Cifra de afaceri pentru comerțul cu amănuntul de produse alimentare, băuturi și tutun și cea pentru comerțul cu produse cosmetice și medicale s-au majorat în perioada ianuarie-iunie 2003 cu 2,5 la sută și respectiv 3 la sută față de perioada similară a anului anterior, în timp ce cifra de afaceri pentru comerțul cu produse electrocasnice și mobilă a crescut cu 29 la sută, iar cea pentru autovehicule s-a mărit cu 19,4 la sută) și imobiliare (Creditele pe termen lung acordate populației (asimilate creditului ipotecar) s-au majorat în intervalul ianuarie-iunie 2003 cu 68 la sută în termeni reali.), cu pondere redusă în coșul de consum;
majorarea raportului cheltuieli fixe/venit disponibil, cu potențial limitativ asupra celorlalte cheltuieli de consum. Acest raport a crescut de la 14,1 la sută în 1998 la 24 la sută în 2002, iar continuarea procesului de ajustare a prețurilor administrate și extinderea creditelor acordate populației (+79,5 la sută în iunie 2003 comparativ cu decembrie 2002, valori reale) sugerează menținerea acestei tendințe și în anul 2003;
accentuarea concurenței între comercianții cu amănuntul ca urmare a dezvoltării operatorilor comerciali de mari dimensiuni.
III.5. Evoluția șomajului în 2002-2003
În semestrul I 2003, piața muncii a fost influențată atât de continuarea creșterii economice și a ajustării structurale a economiei, cât și de factori ocazionali și sezonieri. Astfel, gradul de ocupare a forței de muncă a fost determinat, în principal, de:
dezvoltarea unor activități, precum construcții, comerț, tranzacții imobiliare și servicii prestate întreprinderilor, care, prin crearea de locuri de muncă, au compensat scăderea personalului din sectoarele supuse unui proces de restructurare (industria petrochimică, metalurgie, industria de mașini și echipamente, industria energetică, poștă și telecomunicații);
creșterile de productivitate a muncii, obținute în urma investițiilor realizate în tehnologie, care au condus la atenuarea cererii de forță de muncă;
intrarea în vigoare a unor noi acte legislative referitoare la acest domeniu, cele mai importante fiind Hotărârea Guvernului nr. 1105 din 10/10/2002 prin care salariul de bază minim brut pe țară a fost stabilit la 2 500 000 lei începând cu 1 ianuarie 2003 și Legea nr. 53 din 24/01/2003 – Codul muncii, cu aplicare din 1 martie 2003;
continuarea exportului de forță de muncă.
Evoluția populației ocupate și a șomajului determinat conform metodologiei Biroului Internațional al Muncii (BIM) nu poate fi pentru moment cuantificată, întrucât cele mai recente date publicate de Ancheta asupra forței de muncă în gospodării (AMIGO), aferente trimestrului I 2003, se bazează pe rezultatele recensământului populației și locuințelor din martie 2002, dar datele anterioare, din perioada 1996-2002, nu au fost încă recalculate în funcție de populația totală, estimată potrivit recensământului.
Presupunând că, după recalculare, se vor menține tendințele relevate de seria de date existentă, se remarcă scăderea, față de aceeași perioadă a anului anterior, a populației totale, a populației ocupate și a numărului șomerilor. Restrângerea forței de muncă pare să fi fost cauzată nu atât de trecerea acesteia în categoria populației inactive, care s-a majorat doar marginal, ci de migrarea ei în afara granițelor țării.
Prin urmare, este posibil ca o parte din reducerea numărului șomerilor să fi fost determinată de angajarea lor în locul persoanelor plecate la muncă în străinătate, astfel încât rata de ocupare s-a menținut relativ constantă.
Pentru perioada ianuarie-iunie 2003, singurele date statistice disponibile pentru o analiză a pieței muncii în dinamică sunt cele furnizate de Agenția Națională de Ocupare a Forței de Muncă (ANOFM). Totuși, având în vedere că rata șomajului BIM și cea oficială au afișat în trecut aceeași tendință, se poate aprecia că evoluția înregistrată în semestrul I 2003 față de aceeași perioadă a anului anterior – reducerea ratei șomajului pe fondul creșterii numărului de locuri de muncă vacante transmise ANOFM de către agenții economici și a numărului persoanelor încadrate în muncă – sugerează o mai bună adaptare a ofertei la cererea de forță de muncă. Astfel, gradul de ocupare a locurilor de muncă vacante s-a majorat cu 2,3 puncte procentuale față de semestrul I 2002, ajungând la 95,2 la sută în primele șase luni ale anului 2003.
În consecință, deși procesul de restructurare a întreprinderilor nerentabile s-a intensificat (numărul persoanelor concediate în cadrul disponibilizărilor colective s-a majorat cu 77,3 la sută în semestrul I 2003 comparativ cu aceeași perioadă a anului anterior), la sfârșitul lunii iunie 2003, rata șomajului înregistrat a fost de 7,1 la sută.
Creșterea eforturilor șomerilor pentru găsirea unui loc de muncă a fost impulsionată prin:
reducerea perioadei de acordare a asistenței sociale la cel mult 12 luni, conform Legii nr. 76/2002, față de 27 de luni anterior datei de 1 martie 2002;
majorarea salariului minim brut pe economie cu 43 la sută (valori nominale);
măsurile aplicate de ANOFM, în special prin serviciile de mediere oferite de aceasta – la data de 30 iunie 2003, se realizase ocuparea a 97,6 la sută din numărul locurilor de muncă programate (300 mii);
activitatea Oficiului de Migrație a Forței de Muncă, care, în semestrul I 2003, a facilitat plecarea la muncă în străinătate a peste 21 mii persoane.
Potrivit noului Cod al muncii, de la 1 martie 2003 au fost eliminate convențiile civile de prestări servicii, care permiteau angajarea unor persoane fără ca acestea să figureze ca salariați. Majorarea lentă a numărului de salariați din economie (cu 71,9 mii persoane la sfârșitul lunii iunie față de sfârșitul lunii februarie 2003) în lunile următoare reflectă însă măsura redusă în care angajatorii au transformat aceste contracte de colaborare în contracte individuale de muncă (Ministerului Muncii și Solidarității Sociale, până la sfârșitul lunii septembrie doar 10 la sută din cele aproximativ 1,6 milioane de convenții civile existente în februarie 2003 au fost transformate în contracte individuale de muncă). Această evoluție – care nu s-a reflectat nici în creșterea numărului șomerilor – poate fi explicată fie prin faptul că angajatorii au renunțat la serviciile angajaților cu astfel de convenții (dar care aveau deja un alt loc de muncă, erau pensionari sau nu s-au declarat șomeri), fie prin continuarea relațiilor de muncă fără forme legale (în condițiile în care obligativitatea plății contribuțiilor de asigurări sociale ar fi majorat substanțial costurile cu forța de muncă).
IV.1.Scurtă prezentare a teoriei ce are la baza legătura dintre Inflație și Șomaj
Șomajul a fost indicat ca factor perturbator a inflației viitoare pe baza unor lucrări de documentare și a relațiilor statistice stabilite între aceste două variabile. I.Fisher (1926) a fost primul care a fundamentat o astfel de afirmație folosind date culese din SUA. În continuare, studiile lui Phillips (1958) și Samuelson și Solow (1960) au continuat să se situeze în centrul atenției. Aceste studii relevă existența unei legături negative între rata șomajului și rata inflației (sau rata nominală a creșterii salariului). Ecuațiile ce leagă rata șomajului de rata inflației au fost denumite la început curbe Phillips.
Aceste studii empirice au inițiat îndelungi controverse în ceea ce privește utilitatea curbelor Phillips în previzionarea inflației. Multe dintre aceste dezbateri s-au axat pe întrebarea dacă ne putem aștepta ca relația dintre șomaj și inflație, furnizată de către aceste studii empirice, să rămână stabila de-a lungul timpului. După cum au afirmat și Friedman (1968), Phelps (1969), Lucas (1972), Fischer (1977), și Taylor (1980), printre alții, teoria economică nu prognozează o legătură stabilă și sistematică între șomajul curent și inflația viitoare.
De fapt, teoria prognozează că relațiile observate între aceste variabile se vor schimba odată cu schimbările petrecute în așteptările agenților. De vreme ce teoria spune că așteptările agenților cu privire la inflație variază pe măsura schimbărilor petrecute în mediul economic, ne vom aștepta ca și relația dintre șomaj și inflație să se schimbe pe măsură ce climaticul economic se schimbă. Prin urmare, nu există nici o presupunere teoretică conform căreia o relație statistică observată într-un anumit mediu economic să fie suficient de stabilă pentru a putea fi folosită în previzionarea inflației în condițiile în care climatul economic se schimbă.
Cel mai probabil unul dintre cele mai solide argumente împotriva utilizării ratei șomajului (NAIRU) pentru prognozarea inflației este de natură teoretică. Cele mai multe modele contemporane din economiile actuale tratează atât șomajul cât și inflația ca variabile rezultative endogene. Aceste modele consideră mișcările inflației și ale șomajului drept răspunsuri simultane la anumite forțe sau șocuri, care sunt modelate ca factori perturbatori. În practică șocurile sunt de mai multe tipuri și influențează economiile actuale tot timpul. Atât inflația cât și șomajul se vor mișca în direcții opuse la acțiunea unor anumiți factori și în aceiași direcția la acțiunea altora. Prin urmare, micșorările nivelului șomajului vor fi asociate cu o inflație crescătoare pentru anumite cazuri și cu o inflație descrescătoare pentru alte cazuri.
Prin urmare, predicțiile inflației ar trebui concentrate mai degrabă, dacă este posibil, pe ansamblul acestor șocuri decât pe mișcările singulare ale ratei șomajului.
Drept consecință, în modele economice contemporane este incorect în general să presupunem că probabilitatea creșterii inflației a crescut doar din cauză că rata șomajului a scăzut sub nivelul NAIRU estimat. Abordarea corectă depinde de tipul șocurilor care au provocat reducerea șomajului. Este, în mod clar, posibil ca unele șocuri să provoace scăderi ale șomajului și să majoreze probabilitatea unei scăderi a inflației.
Efectul net al acestor factori a fost deplasarea curbei Phillips spre dreapta pentru perioada cuprinsă între anii 1960-1980. În ultimii ani, curba se pare că s-ar fi deplasat din nou spre stânga, după opiniile unor economiști americani.
Se poate astfel vorbi, nu de « curba Phillips », ci de o « familie de curbe » (după cum se poate observa în figura 2 ).
Cu ajutorul curbelor Philips pentru un anumit nivel de inflație se poate determina nivelul NAIRU, dar se pot elabora și anumite politici macroeconomice.
IV.2. Aspecte dinamice ale șomajului și inflației
În condițiile pieței libere, echilibrul pe piața muncii este determinat pe baza cererii și ofertei de forță de muncă. Cererea și oferta de forță de muncă se estimează cu ajutorul funcțiilor cererii și ale ofertei. Aceste funcții surprind legătura dintre salariul nominal (sn) sau salariul real (s) și forța de muncă ocupată (N). Forma acestora poate fi:
Cererea (CFM) : SN=pf(N) sau s=f(N), cu f’(N)<0
Oferta (OFM): SN=pag(N) sau sa=g(N), cu g’(N)>0
Unde :
p- reprezintă nivelul mediu al prețurilor curente ;
pa- reprezintă nivelul mediu al prețului așteptat pentru bunuri și servicii;
sn- reprezintă salariul nominal ;
s- reprezintă salariul real ;
sa- reprezintă salariul real așteptat;
f(N)- funcția cererii de forță de muncă;
g(N)- funcția ofertei de forță de muncă ;
În condițiile în care cererea de forța de muncă egalează oferta, rezultă nivelul de echilibru pentru salariul real și pentru forța de muncă ocupată (N).
Astfel vom avea :
S=pf(N) din care deducem că: p=S/f(N)
Transformând aceasta ultimă relație în ritmuri de evoluție ale variabilelor (prin logaritmare și diferențiere) obținem:
rp= rs-rf(N) (1)
Această ecuație exprimă relația binecunoscută că dacă ritmul de creștere al salariului nominal rs este egal cu ritmul de creștere al productivității marginale a muncii rf(N), atunci rp=0, adică prețurile rămân nemodificate.
Considerând o funcție de producție de tip Cobb-Douglas y=AKαN1-α, iar pentru aceasta (productivitatea marginală a muncii) atunci relația
rp= rs-rf(N) capătă următoarea formă:
rp=rs-r(y/N) (2)
Prin urmare ecuațiile (1) și (2) reprezintă două specificări ale relației de productivitate – salariu preț deosebit de importantă pentru explicarea mecanismului dinamicii macroeconomice.
Cadrul poate fi lărgit introducând în analiză valoarea nominală a producției : Y=py, pentru care ritmul de evoluție se poate scrie astfel :
rY=ry+ rp (3)
Înlocuind relatia (1) în (2) și (3) obținem:
RY=( r(y/N)+ rN)+ rs- r(y/N) = rs+ rN (4)
Termenul rs= rp+r(y/N) conține ritmul de creștere al productivității și al prețurilor, deci ecuația (4) surprinde cei trei factori care explică dinamica outputului nominal.
Prețurile sunt implicate direct sau indirect în toate activitățile economico-sociale, asigurând în afară de măsurarea cheltuielilor de muncă încorporate în produse și servicii, evaluarea raportului dintre cerere și ofertă, redistribuirea veniturilor între agenții economici, fundamentarea deciziilor economice, etc.
Sintetizând, se poate afirma că prin intermediul prețurilor se realizează conexiuni valorice directe între componentele sistemului economic. Ajustarea către echilibru a prețurilor și a cantităților cerute și oferite nu se realizează instantaneu, ci într-un proces dinamic, ilustrat în figura următoare și prin intermediul teoremei Cobweb.
Teorema Cobweb surprinde ajustarea dinamică preț-cantitate în condițiile unei concurențe perfecte pe piață, proces descris în următorul grafic:
Cum reglarea nivelului producției ca urmare a modificării prețului nu se face instantaneu, ci printr-o decizie care are efect în perioada următoare, rezultă că punctul de echilibru se va atinge peste mai multe perioade. Această dinamică este descrisă prin intermediul graficelor prezentate anterior. Variațiile prezentate corespund cazului în care prețul final tinde spre cel de echilibru. Există însă și situații în care tendința nu este convergentă către echilibru, ci este divergentă, fără posibilitatea atingerii echilibrului.
Un alt mod de formulare a modelului este următorul:
Fie λ proporția veniturilor salariale în venitul național. Atunci λ poate fi calculat astfel:
(5)
Deci, λ mai este și raportul dintre salariul real și productivitatea muncii:
Prin logaritmare și diferențiere se obține:
sau echivalent rs= rsn – rp= ρ (6)
Aici ρ reprezintă rata de creștere a salariului real.
În cazul în care costul muncii crește mai mult decât productivitatea, atunci fie vor crește veniturile non salariale din economie, fie vor crește prețurile, fie vom întâlni ambele fenomene.
Cu alte cuvinte, am regăsit condiția esențială pentru controlul inflației, și anume aceea că productivitatea muncii trebuie să crească mai repede decât salariul nominal.
O analiză similară se poate efectua și pe baza productivității marginale a muncii.
IV.3. Prezentarea unor modele utilizate pentru descrierea curbei Phillips și estimarea acestor modele pentru datele înregistrate în România
Utilizând tabelul de evoluție al indicatorilor (anexa2, tabel 1) se poate înainta la identificarea ecuațiilor definite de aceste modele prin utilizarea aplicației Microsoft Office – Excel.
Modelul 1. Cazul dependenței liniare între inflație și șomaj
Teorie
unde:
rp – rata inflației (creșterea prețurilor);
rș – rata șomajului;
parametri de estimat.
Estimare
Validarea modelului se face în tabelul Anova existent în anexa 11.
Testul Fisher-Snedecor indica faptul ca rezultatele obținute nu sunt semnificative ( pragul de semnificație fiind de 5%).
Fc= 1,01<F0,05;1;11=4,84.
Significance F= 0,335667deci probabilitatea cu care modelul este valid este de 67 %.
Obținerea coeficienților ecuației de regresie este prezentată în anexa 11.
Modelul nu prezintă un grad foarte mare de validitate, însă ceea ce este deosebit de important este sublinierea legăturii inverse între rata inflației și rata șomajului. Probabilitatea de validitate a modelului afectează deci, doar coeficienții modelului econometric semnele relației propuse fiind corecte. Cu alte cuvinte proporția în care rata șomajului influențează rata inflației nu este foarte precisă însă dependența inversă între cele două variabile este confirmată.
Prin estimarea pe baza datelor avute la dispoziție obținem:
Putem interpreta acest rezultat astfel:
Pentru datele statistice înregistrate în România există o dependență inversă între inflație și șomaj, deoarece b>0;
Pentru fiecare procent de creștere a ratei șomajului inflația se reduce cu 12,2 procente;
Modelul 2. Cazul dependenței dintre salarii, șomaj și productivitatea muncii
Teorie
Dacă avem un nivel al prețurilor stabil, atunci curba Phillips pe termen scurt este formal descrisă de ecuația:
(formă liniară) cu:
rs – rata creșterii salariului;
rș – rata șomajului;
rq – rata creșterii productivității muncii;
c – un parametru care măsoară legătura dintre productivitatea muncii și salarii;
sau
formă neliniară cu:
Estimare
Validarea modelului se face în tabelul Anova existent în anexa 12.
Testul Fisher-Snedecor indica faptul ca rezultatele obținute sunt semnificative ( pragul de semnificație fiind de 5%).
Fc= 13,53>F0,05;2;10=4,10.
Significance F= 0 0,001431 deci probabilitatea cu care modelul este valid este de 99 %.
Obținerea coeficienților ecuației de regresie este prezentată în anexa 12.
În urma analizării datelor înregistrate obținem următoarele rezultate:
Interpretarea acestui rezultat este următoarea:
Pentru datele statistice înregistrate în România există o dependență directă atât între variația salariului și rata șomajului cât și între variația salariului și productivitatea muncii (deoarece coeficientul b<0, respectiv c>0);
Legătura dintre variația salariului și rata șomajului arată faptul că o creștere cu 1% a ratei șomajului conduce la o creștere a salariului cu 0,98 procente;
Legătura dintre variația salariului și productivitatea muncii arată faptul că o creștere cu 1% a productivității conduce la o creștere a salariului cu 1,45 procente;
Modelul 2 Extins. Curba Phillips în cazul anticipării creșterii prețurilor
Teorie
Mai apropiată de realitate este insă ipoteza că agenții economici, respectiv atât sindicatele cât și patronatul au anumite așteptări (previziuni) în ceea ce privește evoluția prețurilor. În acest caz curba Phillips devine:
cu
rpa – ritmul așteptat al inflației;
g – coeficient care indică influența anticipărilor inflaționiste asupra ritmului de creștere a salariului;
sau
formă neliniară cu:
Dacă anticipările sunt apropiate de nivelul real atunci g este apropiat de 1.
Estimare
Validarea modelului se face în tabelul Anova existent în anexa 13.
Testul Fisher-Snedecor indica faptul ca rezultatele obținute sunt semnificative ( pragul de semnificație fiind de 5%).
Fc= 14,81>F0,05;3;9=3,86.
Significance F= 0,000793 deci probabilitatea cu care modelul este valid este de 99 %.
Obținerea coeficienților ecuației de regresie este prezentată în anexa 13.
În urma estimărilor obținem următorii coeficienți:
Interpretarea acestui rezultat este următoarea:
Modelul atestă existența unei dependențe directe a variației salariului cu rata șomajului și productivitatea muncii (deoarece coeficientul b<0, respectiv c>0), și o dependență inversă între variația salariului și rata așteptată a inflației;
Legătura dintre variația salariului și rata șomajului arată faptul că o creștere cu 1% a ratei șomajului conduce la o creștere a salariului cu 0,36 procente;
Legătura dintre variația salariului și productivitatea muncii arată faptul că o creștere cu 1% a productivității conduce la o creștere a salariului cu 0,72 procente;
Dependența inversă dintre variația salariului și rata așteptată a inflației indica faptul ca o creștere cu 1% a inflației așteptate provoacă o diminuare slabă a salariului cu 0,06 procente.
Modelul 3. Cazul dependenței dintre prețuri, șomaj și productivitatea muncii
Teorie
În mod analog se poate construi o curbă Phillips pentru prețuri;
(forma liniară) cu:
rp – rata inflației (creșterea prețurilor);
rș – rata șomajului;
rq – rata creșterii productivității muncii;
h – un parametru care măsoară legătura dintre productivitatea muncii și prețuri;
sau
forma neliniară cu:
Estimare
Validarea modelului se face în tabelul Anova existent în anexa 14.
Testul Fisher-Snedecor indica faptul ca rezultatele obținute sunt semnificative ( pragul de semnificație fiind de 5%).
Fc= 8,36>F0,05;2;10=4,10.
Significance F= 0,007347deci probabilitatea cu care modelul este valid este de 99 %.
Obținerea coeficienților ecuației de regresie este prezentată în anexa 14.
În urma estimărilor obținem următorii coeficienți:
Interpretarea acestui rezultat este următoarea:
Evoluția prețurilor este invers proporțională cu cea a ratei șomajului (ceea ce s-a putut observa și în modelul 1), iar o creștere cu un procent a ratei șomajului conduce la o scădere cu 12,8 procente a inflației;
Evoluția prețurilor este de asemenea invers proporțională cu creșterea productivității muncii, astfel pentru fiecare procent de creștere a productivității muncii se înregistrează o scădere a prețurilor cu 9 procente;
Model 4. Model teoretic de Inflație – Șomaj (utilizat în Islanda)
Teorie
În cel mai simplu caz, cu trimiteri constante la forța de muncă, curba de stabilire a prețului (cererea de forță de muncă în condițiile concurenței imperfecte) poate fi scrisă ca:
, (1)
unde p și w reprezintă logaritmul valorii nominale a prețurilor și respectiv a salariilor, λ este logaritmul productivității muncii, C reprezintă nivelul competiției pe piețele produsului iar µ este creșterea prețurilor în raport cu costul marginal. În mod similar, relația de stabilirea salariului poate fi simplificată și adusă la forma ecuației (2):
, (2)
Aici, u reprezintă rata șomajului, pte reprezintă nivelul așteptat al prețurilor, și z reprezintă vectorul variabilelor ce determină modificarea salariului. Vectorul cuprinde factori ca obiective de sindicat, frecvența grevelor, generozitatea statului și probabilitatea găsirii unui loc de muncă odată ajuns în situația de șomer. Vom considera z o funcție de bunăstare socială pentru o avuție mai mare crește probabilitatea majorării nivelului de trai. Probabilitatea de a găsi un loc de muncă reflectă rata de circulație (schimbare) pe piața forței de muncă – cât timp se așteaptă un individ să rămână șomer – rată ce se află în legătură strânsă cu procentul de populație activă care își conserva statutul de șomer pentru perioade mai lungi de timp (șomeri pe timp îndelungat). Astfel introducând ecuația (2) în (1) obținem ecuația (3) care poate fi rezolvată pentru valoarea de echilibru a ratei șomajului – care este de fapt rata naturală a șomajului.
, (3)
Nivelul prețurilor din prezent este o funcție pozitivă de nivelul așteptat al prețurilor, nivelul creșterilor µ, și factorii e influență ai salariului din vectorul z. Prețurile anului trecut sunt importante deoarece ele afectează salariile din prezent – prin prisma stabilirii salariilor – care la rândul lor influențează prețurile curente – prin intermediul metodelor de stabilire a prețurilor. Totuși, nivelul productivității λ scade inducând o creștere combinată atât a ofertei cât și a cererii salariale. Această situație este echivalentă cu existența un trend nul în trasarea șomajului pe perioade lungi de timp în opoziție cu o productivitate în plină creștere. În aceste condiții, aceasta formulare poate fi privită ca o normalizare rezonabilă prin prisma faptului că retribuțiile alternative ale muncitorilor, fie ele sub forma de dividende sau chirie, pot crește la nivelul ratei productivității muncii.
Fixând pt = pte, ceea ce presupune așteptări corecte, obținem soluția pentru rata naturală a șomajului:
(4)
Rata naturală a șomajului este o funcție pozitivă de nivelul creșterilor de prețuri, politica sindicatelor și de frecvența grevelor. Competiția de pe piața produsului influențează nivelul ratei naturale prin intermediul ajustării prețului – un alt motiv fiind forțarea cheltuirii avuției până la nivelul la care se extinde baza de taxare – ceea ce cauzează decăderea nivelului de utilitate al muncitorilor și al sindicatelor precum și acțiuni ce au ca scop majorarea salariilor și creșterea șomajului.
Putem rescrie acum ecuația (3) sub forma unei Curbe Phillips. Prin calcule algebrice simple obținem:
(5)
Presupunând că avem așteptări adaptive – sau așteptări raționale când inflația urmează un parcurs aleator – rezultă că = , și Curba Phillips preia forma accelerată:
(5’)
Rezultă deci, ca în condițiile unui echilibru cu așteptări (adaptive sau raționale) – când inflația nici nu scade dar nici nu crește – șomajul se află la nivelul său natural precizat în ecuația (4).
Metoda simplă de calculare a ratei naturale
Problema cheie în calculul ratei naturale a șomajului este faptul că nu se cunosc a-priori elementele vectorului zt în ecuația (2) și de asemenea faptul că nu putem măsura cu precizie modificările prețurilor. Cu alte cuvinte, nu putem preciza a priori care factori influențează rata naturală – atât relațiile de stabilire a prețului cât și cele de stabilire a salariului se pot schimba. Din acest motiv, Elmeskov (1933) presupune că putem omite termenii necunoscuți din ecuația (5’) fără să influențăm excesiv coeficienții ratei șomajului, ceea ce duce la obținerea următoarei ecuații testabile:
(6)
unde și ε este termenul eroare. Trebuie sa fie clar faptul că α nu trebuie să fie neapărat constantă în timp și în ipoteza că schimbă ecuația (6) implică o specificare eronată. În orice caz, dacă nu afectează estimarea lui Ф în mod semnificativ putem folosi această ecuație pentru a calcula rata naturală printr-o simplă regulă empirică. Rata naturală a șomajului este prin definiție rata șomajului în care inflația (fie ea pentru prețuri sau salarii) este neschimbată. Prezentăm ecuația (6) în figura de mai jos precizând modul în care definește rata naturală.
Panta acestei relații este egală cu Ф – în timp ce poziția depinde de valoarea lui α – deci, și de valoarea lui µ și z. Regula empirică pentru calcularea ratei naturale ce are la bază ecuația (6) este următoarea:
Regula empirică pentru calcularea ratei naturale
Se află valoarea lui Ф și se folosește această valoare pentru a se calcula ce procentaj din valoarea șomajului va trebui să se schimbe pentru ca să fie egală cu zero ținând cont de valoarea sa actuală.
Mai precis, vom calcula rata naturală fixând , relație care duce la obținerea următoarei ecuații:
, (7)
ecuație care poate fi rezolvată pentru u* odată ce cunoaștem valorile lui Ф, ut și :
(8)
Din vreme ce estimarea lui u* ce este generată de ecuația (8) tinde să devină foarte perturbată, seria poate fi rafinată cu ajutorul filtrului Hodrick-Prescott și astfel seria regulată descrie parcursul urmat de rata naturală a șomajului.
La început părea convenabilă alegerea politicii economice ca o alternativă între nivelul inflației și nivelul șomajului. Guvernul putea alege diverse combinații inflație – șomaj astfel încât să ducă la bun sfârșit politica economică dorită. În condițiile anticipării prețurilor, curba Phillips nu mai permite aceasta alegere.
Chiar dacă în primele perioade anticipările nu vor fi corecte, adică rpa ‹ rp, teoria așteptărilor raționale arată faptul că agenții economici învață din propriile greșeli și după o anumită perioadă anticipările vor deveni corecte. Aceasta va conduce la înclinarea tot mai accentuată a curbei Phillips, până devine verticală, adică rata inflației nu va mai depinde de rata șomajului, ci evoluează independent.
Estimare
Relația , care reprezintă ecuația curbei Phillips în ipotezele considerate în cadrul acestui model este transformată, în vederea aplicării pe cazul concret al datelor înregistrate în România, sub următoarea formă:
, unde:
rc – rata de evoluție a consumului populației;
A – reprezintă inflația așteptată.
Noile notații presupun următoarele substituții:
= ; = ; = ; = ; = ; )= .
Validarea modelului se face în tabelul Anova existent în anexa 15.
Testul Fisher-Snedecor indica faptul ca rezultatele obținute sunt semnificative ( pragul de semnificație fiind de 5%).
Fc= 237,41>F0,05;4;9=3,63.
Significance F= 2,42 10-8 deci probabilitatea cu care modelul este valid este de 99 %.
Obținerea coeficienților ecuației de regresie este prezentată în anexa 15.
În urma estimărilor obținem:
Interpretarea acestui rezultat este următoarea:
Evoluția inflației este direct proporțională cu evoluția ratei așteptate a inflației, iar creșterea inflației așteptate cu 1% cauzează o creștere cu 1,04 procente a inflației reale;
Evoluția prețurilor este invers proporțională cu cea a ratei șomajului, iar o creștere cu un procent a ratei șomajului conduce la o scădere cu 0,14 procente a inflației;
Evoluția prețurilor este de asemenea invers proporțională cu creșterea productivității muncii, astfel pentru fiecare procent de creștere a productivității muncii se înregistrează o scădere a prețurilor cu 0,38 procente;
Evoluția prețurilor este invers proporțională cu cea a consumului populației, iar o creștere cu un procent a consumului conduce la o scădere cu 0,12 procente a ratei inflației;
IV.4. Previziuni pentru următorii 3 ani pe baza modelelor prezentate
Estimările privind evoluția viitoare a economiei românești au ținut seama de o serie de ipoteze care decurg din Programul de guvernare 2001-2004:
relansarea cererii interne fără a se neglija rolul cererii externe;
îmbunătățirea sensibilă a raportului dintre componentele cererii interne, în favoarea acumulării;
politica veniturilor care susține procesul de dezinflație,
revigorarea producției interne – industrie, construcții – în cadrul căreia se detașează industria prelucrătoare;
modificarea structurii exporturilor românești în favoarea produselor de prelucrare superioară;
reducerea graduală a ratei inflației;
îmbunătățirea utilizării resurselor de muncă;
îmbunătățirea stabilității sistemului financiar și bancar și finalizarea reformei sistemului fiscal;
dezvoltarea unui mediu de afaceri funcțional și atractiv;
reducerea arieratelor financiare și dezvoltarea unui politici bugetare relaxate.
În cazul modelelor 1 și 3 nu vom elabora previziunea pentru următorii trei ani, deoarece modelele sunt relevante doar în ceea ce privește legătura inversă stabilită între inflație și șomaj, proporția în care coeficienții reflectă influențele dintre indicatori nefiind foarte semnificativă.
Pentru toate celelalte modele vom elabora două scenarii alternative de prognoză, pentru perioada 2004-2006, formulând două seturi de ipoteze de evoluție.
I. Primul scenariu, “de succes” presupune că :
efectul consolidării fiscale și accelerarea restructurării și privatizării va fi pozitiv;
pactul social care va fi implementat din 2002 va ține sub control politica veniturilor și va menține coeziunea socială;
instabilitatea politică din țările învecinate României va înceta, determinând creșterea dezvoltării economice;
vor crește investițiile străine directe ca rezultat al îmbunătățirii mediului de afaceri.
În aceste ipoteze, conform datelor din PND 2004-2006, se prognozează că economia va crește până în 2006 cu un ritm mediu anual de 5,1% (4.5 –5.5%).
Scenariul I.
II. Al doilea scenariu ”pesimist” se bazează pe ipoteze politice mai prudente, urmărind în primul rând realizarea stabilității macro-economice. El presupune:
armonizarea între creșterea economică, menținerea stabilității sociale și consolidarea fiscală;
manifestarea unor constrângeri ce rezultă pentru economia mondială din consecințele destabilizatoare ale atacurilor teroriste din SUA;
ritmul lent al procesului de reformă sub presiunea restricțiilor politicilor fiscale și monetare.
În această variantă, se estimează, pentru perioada 2004-2006, o creștere economică într-un ritm mediu anual de 4,3%.
Scenariul II.
Datele prezentate mai sus sunt preluate din planul național de dezvoltare 2004-2006, reprezentând obiective concrete pe care guvernul își propune să le realizeze. În continuare vom prelua din aceste tabele datele ce reprezintă intrări în modelele studiate mai sus și vom compara rezultatele (adică ieșirile modelului) cu valorile lor din scenariile de prognoză ale guvernului.
Modelul 2. Cazul dependenței dintre salarii, șomaj și productivitatea muncii
În urma analizei econometrice am obținut următoarea ecuație:
,
Pentru scenariile propuse, pe baza coeficienților modelului obținut în urma estimărilor obținem următoarele valori:
Observăm că cele două seturi de date sunt aproape identice în cazul scenariului I, și apropiate pentru scenariul al doilea. Pentru scenariul optimist se ajunge de la o variație a salariilor de 3,925% în 2004 la 3,627 în 2006 în timp ce pentru scenariul pesimist această variație scade de la 1,75 în 2004 la 0,872 în 2006.
Modelul 2 Extins. Curba Phillips în cazul anticipării creșterii prețurilor
Ecuația modelului pentru datele înregistrate în România are următoarea formă:
Pentru scenariul optimist respectiv pesimist vom obține:
Și în cadrul acestui model rezultatele pentru cele două scenarii sunt destul de apropiate de cele prognozate de guvern. Conform modelului, pentru o evoluție de 5% a economiei vom înregistra o evoluție a salariilor cu 6,034% în 2004, în timp ce pentru o evoluție a economiei cu 4,3% va fi însoțită de o creștere salarială de 4,894% în 2004. În anii următori evoluția salariilor cunoaște evoluții fluctuante înregistrând valori mai mici în 2005 și apoi mai mari în 2006 pentru scenariul I, în timp ce, pentru scenariul II se apreciază ușor in 2005 urmând apoi, în 2006, să scadă chiar sub cifra înregistrată în 2004.
Model 4. Model teoretic de Inflație – Șomaj (utilizat în Islanda)
În urma estimărilor am obținut modelul:
Prognoza realizată pe baza acestui model are următoarele rezultate:
Pentru cazul optimist respectiv cazul pesimist obținem:
Conform acestui model rata inflației va cunoaște o depreciere mai accentuată în cazul scenariului optimist (evoluție economică 5%) decât in cadrul scenariului pesimist (creștere economica 3,5%). Astfel obținem o depreciere a inflației de la 12,146 în 2004 la 8,644 pentru scenariul optimist în timp ce pentru scenariul pesimist inflația scade de la 12,76 în 2004 la 8,992 în 2006.
Pentru a extinde analiza pe baza acestui model, care pare să furnizeze cele mai bune rezultate, vom considera două noi situații prezentate numeric în anexa17 (scenariul trei și patru).
Putem observa că dacă economia evoluează cu un ritm de 6 % rata inflației este foarte apropiată de cea estimată de guvern. De asemenea comparând rezultatele scenariilor III și IV cu cele ale scenariilor I și II observăm că cu cât evoluția economiei este mai rapidă respectiv mai înceată, valorile inflației tind să scadă respectiv să crească mai repede.
Toate scenariile prezentate anterior au avut la bază ideea unor evoluții economice diferite, însă au considerat rata șomajului ca fiind unul dintre factorii constanți. Vom construi în continuare (pentru modelul 4) alte patru scenarii avându-le al bază pe primele patru, cu diferența ca pentru scenariile optimiste (I și III) vom considera că rata șomajului cunoaște o depreciere (2004-6,5%, 2005-6,3%, 2006-6%) mai accentuată, iar pentru cele pesimiste (II și IV) aceasta va crește ușor (2004-8%, 2005-8,2%, 2006-8,5%). Vor rezulta următoarele scenarii de evoluție:
Observăm deci, că în cazul unei evoluții cu 5% sau 6% a economiei pentru o rată a șomajului mai mare există premiza obținerii unei rate mai mici a inflației (sau invers), situație care se aplică și pentru o evoluție de 4,3% sau 3,5% a economiei. Astfel dacă în 2004 scenariul I atribuia inflației valoarea 12,146% , scenariul V estimează inflația la 12,216% existând o apreciere de 0,070% pe fondul scăderii ratei șomajului de la 7% la 6,5% în același an. Pentru situația în care economia evoluează cu 3,5% (în speță scenariile IV-VIII) și rata șomajului crește de la 7% la 8% în 2004 vom observa ca rata inflației se diminuează de la 13,63% la 13,49%.
Teoria economica afirmă că între rata șomajului și inflație există o legătură inversă. Totuși această relație nu este atât de evidentă pe termen scurt, putând chiar exista intervale cum ar fi cel dintre 1994 și 2003, în care datele sunt pozitiv corelate , adică că o creștere a ratei șomajului implică o creștere a ratei inflației. Explicația este relativ simplă: Inflația este influențată de mulți alți factori, care pe ansamblu descriu fluctuațiile economiei și tocmai din această cauză vor exista perioade în care cele două rate se vor modifica în același sens (urmând trendul puternic imprimat de economie). Pe termen lung însă (adică incluzând în analiză și intervalul 1990-1993) dependența capătă o formă total opusă, devenind deci negativă indiferent de numărul de factori luați în considerare.
Pentru a încerca încorporarea șocurilor produse în cadrul economiei am realizat (în capitolul III) patru modele care au în componență un ansamblu de indicatori reprezentativi. Efectuând atât o analiză liniară cât și una neliniară am observat că legătura dintre inflație și șomaj se menține negativă în cadrul fiecărui experiment.
Cu aceiași ocazie însă am putut observa că există și alte elemente ce au influențe importante asupra inflației și chiar asupra șomajului. Conform rezultatelor obținute am remarcat că în timp ce rata dobânzii sau rata masei monetare exercită o influența nesemnificativă asupra inflației, ratele șomajului, productivității muncii, veniturilor populației și taxelor reprezintă elemente ce stau la baza principalelor modificări înregistrate de rata inflației. De asemenea, important de precizat este faptul că rata șomajului, productivitatea muncii, masa monetară și taxele au o influență invers proporțională asupra ratei inflației în timp ce rata dobânzii, cheltuielile guvernamentale, investițiile, veniturile și consumul populației au o influență direct proporțională asupra acesteia. Aceste dependențe au fost obținute atât în cadrul modelului liniar cât și în cadrul modelului neliniar.
În cazul șomajului, modelele utilizate pentru a studia legăturile sau dependențele cu principalii indicatori au indicat că rata șomajului are legături directe cu rata dobânzii, variația investițiilor și variația veniturilor, în timp ce influențe invers proporționale sunt manifestate de rata inflației variația productivității muncii și variația taxelor.
Modelul econometric liniar ce are ca variabile doar rata inflației și rata șomajului este relevant doar pentru evidențierea dependenței inverse existente între aceste variabile, proporțiile rezultate fiind nesemnificative. Acest lucru se datorează probabil schimbărilor de amploare petrecute în perioada 1991-1993 precum și faptul că din 1994 s-a trecut de la o inflație cu 3 cifre la una cu 2 cifre (excepție făcând anul 1997) ceea ce poate corespunde unei schimbări structurale în relația dintre cele doua variabile.
In ecuațiile obținute pentru următoarele trei modele putem observa că dacă rata creșterii salariale este influențată cu -0,98% sau -0,36% (în cazul că se ia în considerare și rata așteptată a inflației) de rata șomajului, rata inflației (în cadrul modelului 3) scade cu 12,8% la o creștere cu un procent a ratei șomajului.
Pentru efectuare prognozei pentru următorii trei ani au fost folosite doar trei modele considerate mai semnificative.
Rezultatele cele mai interesante au fost furnizate de modelul 4. Astfel, pentru scenarii optimiste de evoluție a economiei țării noastre (adică pentru un ritm de evoluție de 5%-6%) inflația are tendința de a înregistra valori mai scăzute decât în cazul unor scenarii pesimiste ( ritm de evoluție de 4,3%-3,5%). Pentru primele patru scenarii s-a considerat un ritm constant de evoluție al ratei șomajului. În condițiile în care am considerat că și acest ritm fluctuează (în sensul diminuării ratei șomajului pentru scenariile optimiste considerate și respectiv aprecierii acestei rate în cazul scenariilor pesimiste) am putut observa că un nivel mai ridicat al ratei șomajului conduce la un nivel mai scăzut al inflației și invers. Astfel, dacă pentru o evoluție de 5% a economiei pentru o rată a șomajului de 7% în 2004, 6,8% în 2005, 6,4% în 2006 obținem niveluri ale inflației de 12,146, 9,024 și respectiv 8,644 pentru un set mai mic de valori și anume: 6,5% în 2004, 6,3% în 2005, 6% în 2006 inflația se va aprecia ușor înregistrând următoarele valori: 12,216, 9,094 și 8,8. Concluzionând, putem afirma că în general o apreciere a nivelului șomajului poate conduce la o diminuare a inflației și că o depreciere a ratei șomajului poate avea drept urmare creșterea inflației.
În perspectivele unei evoluții economice de peste 5%, ritmul dezinflației în următorii ani, se menține în obiectivul inclus în PEP 2002, adică de a menține rata inflației la nivelul unei singure cifre în anul 2004. Proiectarea unui ritm mai lent al dezinflației pentru perioada 2004-2006 a avut în vedere, la fel ca în PEP 2002, atât creșterea trade-off-ului inflație – creștere economică, determinată de reducerea inflației până la niveluri de o singură cifră, cât și continuarea ajustării prețurilor relative datorită procesului de catching up și al manifestării efectului Balassa-Samuelson.
Un rol important în susținerea procesului dezinflației în această perioadă continuăm să-l atribuim reducerii amplitudinii corecțiilor de prețuri controlate, ajustarea masivă a acestora fiind aproape finalizată. De asemenea, diluarea efectului inflaționist al ajustării prețurilor relative va fi sprijinită de politica de demonopolizare a unor sectoare și de eficientizare a activității în acele companii furnizoare de utilități care vor continua să dețină poziții de monopol. Dezinflația va mai fi susținută și de accelerarea privatizării întreprinderilor de stat și a restructurării celor producătoare de pierderi (chiar prin închidere). Prin îmbunătățirea guvernanței corporatiste și a disciplinei financiare vor fi atenuate și în final eliminate două surse importante ale inflației: arieratele și creșterile salariale superioare ritmului productivității muncii. Politica salariilor aplicată în domeniile în care statul va continua să fie proprietar va urmări ca ritmul majorării salariilor să fie inferior ratei de creștere a productivității muncii, ceea ce va avea efecte pozitive atât sub aspectul dezinflației cât și sub cel al competitivității externe.
Corelat cu procesul restructurării și al creșterii productivității muncii – esențial pentru asigurarea convergenței reale în procesul de integrare în Uniunea Europeană – se va produce și aprecierea treptată în termeni reali a leului în raport cu principalele devize. Această evoluție va fi deosebit de favorabilă din perspectiva dezinflației, datorită impactului pozitiv asupra prețurilor. In vederea evitării dificultății generate de urmărirea unor obiective contradictorii în procesul de dezinflație, politica monetară va fi eliberată de presiunea obiectivului sustenabilității balanței de plăți. Pe toată perioada vizată, atât politica monetară cât și cea fiscală își vor menține caracterul prudent, cu scopul de a sprjini decelerarea sustenabilă a inflației.
Continuarea susținută a dezinflației conform țintelor stabilite ar putea antrena, în perioada următoare, costuri substanțiale (economice, sociale, politice), în condițiile în care economia românească a avut o experiență îndelungată a ratelor înalte și volatile ale inflației. Se consideră, însă, că rezultatele pozitive ale perioadei 2001-2003 (iunie), precum și coerența mix-ului viitor de politici anti-inflaționiste, având politica structurală drept motor al dezinflației, vor avea ca efect creșterea credibilității autorităților și prin aceasta, reducerea trade-off-ului dintre obiectivele macroeconomice.
Andrew Atkeson, Lee E. Ohanian: Are Phillips Curves Useful for Forecasting Inflation?, Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review,Vol. 25, No. 1, 2001, pag 2-11;
A. W. Phillips: The Relation Between Unemployment and the Rate of Change of Money Wage Rates in the United Kingdom, 1861-1957, Economica (Noiembrie 1958), pag. 283-99;
Bianchi, M. and G. Zoega: Unemployment Persistence: Does the size of the shock matter, Journal of Applied Econometrics, vol. 13, nr. 13, pag. 283-304;
Baron T., E. Biji, P. Wagner: Statistică teoretică si economică, Editura Didactică si Pedagogică, 1996;
Franco Modigliani and Lucas Papademos: Monetary Policy for the Coming Quarters The Conflicting Views, New England Economic Review (Martie/Aprilie 1976), pag. 4;
Gylfi Zoega: Inflation and Unemployment in ICELAND in the Light of Natural-Rate Theory, Economic Review, working papers no.17, Londra, martie 2002, ;
Harvey, A.C: The Econometric Analysis of Time Series. Cambridge, Mass.: MIT Press, 1989;
Ioan Eugen Țigănescu, Mihai Daniel Roman: Macroeconomie, – Editura ASE București – 2001;
Mankiw, N. Gregory: The inexorable and mysterious tradeoff between inflation and unemployment. Economic Journal, vol 11, nr. 471., mai 2001, pag. 45-61;
M. Karanassou, H. Sala, D. J. Snower: A Reappraisal of the Inflation-Unemployment Tradeoff, IZA Discution Papers, nov. 2002 (www.iza.org.);
M. Karanassou, H. Sala, D. J. Snower: Long-Run Inflation-Unemployment Dynamics: The Spanish Phillips Curve and Economic Policy, IZA Discution Papers, noiembrie. 2002, (www.iza.org.);
Niță Dobrotă, Dumitru Ciucur, Mircea Cosea, Constantin Enache, Ilie Gavrilă, Paul Tănase Ghiță, Constantin Gogoneață, Constantin Popescu: Economia Politică , Editura Economică, 1995;
Pecican E.: Econometrie Aplicată, Editura ASE, București, 2000;
Pecican, E.: Macroeconometrie. Politici guvernamentale și Econometrie, Editura Economică, București, 1996;
Pecican E., Ovidiu Tănăsoiu, Andreea I. Iacob: Modele Econometrice, Editura ASE, București 2001;
Robert J.Gordon: Recent Wage-Price Controls and the Shifting Phillips Curve, Brookings Papers on Economic Activity, 1972, pag. 385-421;
Robert J.Gordon, Recent Developments in the Theory of Inflation and Unemployment, Journal of Monetary Economics, Aprilie 1976, pag. 185-220.
Roberto Chang: Is Low Unemployment Inflationary?, Federal Reserve Bank of Atlanta Economic Review First Quarter, 1997;
Samuelson, Paul A., Solow, Robert M.: Analytical aspects of anti-inflation policy. American Economic Review 50, Mai 1960,pag. 177–94,;
Stock, James H., Mark W. Watson: Forecasting Inflation. NBER working paper 7023, 1999;
Tănăsoiu, O., Iacob, A., I.: Econometrie. Studii de caz, Editura ASE, București, 1998;
*** Anuarul Statistic 2000,2001, 2002, Institutul Național de Statistică, București;
*** Planul Național de Dezvoltare al României, Guvernul României 2002-2005;
*** Planul Național de Dezvoltare al României, Guvernul României 2004 -2006;
***Raport Asupra Inflației, BNR, Semestrul I/2003;
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 Legaturilor Inflatie Somaj. Conexiuni Si Dependente (ID: 131563)
Dacă considerați că acest conținut vă încalcă drepturile de autor, vă rugăm să depuneți o cerere pe pagina noastră Copyright Takedown.