Analiza wpływu elementów systemu flexicurity, pasywnej polityki rynku pracy oraz warunków panujących w miejscu pracy na poziom produktywności zatrudnionych w Europie

Analiza wpływu elementów systemu flexicurity, pasywnej polityki rynku pracy oraz warunków panujących w miejscu pracy na poziom produktywności zatrudnionych w Europie

System flexicurity łączy w ramach duńskiego „złotego trójkąta”[1] elastyczność zatrudnienia i organizacji warunków pracy, aktywną politykę rynku pracy (ułatwiającą zatrudnionym dostosowanie się do zmian na rynku pracy), adekwatne do potrzeb rynkowych kształcenie ustawiczne i systemy zabezpieczenia społecznego zwiększające bezpieczeństwo zatrudnienia. W ostatnich latach flexicurity stało się istotnym elementem Europejskiej Strategii Zatrudnienia. Według byłego Przewodniczącego Komisji Europejskiej José Manuela Barroso system ten jest kluczowy dla zachowania przez Unię zarówno przewagi konkurencyjnej, jak i własnego modelu społecznego w zglobalizowanym świecie. W myśl oficjalnych dokumentów UE flexicurity stanowi połączenie elastycznych warunków zatrudnienia, rozbudowanego systemu zabezpieczenia społecznego pracowników oraz silnego nacisku na aktywną politykę rynku pracy.[2] Komisja Europejska promuje stosowanie tego systemu przez państwa członkowskie i wskazuje na pozytywny wpływ, jaki wywiera na wzrost współczynnika zatrudnienia, modernizację programów zabezpieczenia socjalnego oraz zwiększenie jakości miejsc pracy.[3] W krajach członkowskich, które jeszcze przed kryzysem z 2008 roku zaczęły wdrażać w sposób zrównoważony elementy tego modelu zatrudnienia, wyjście z niego przebiegało sprawniej.[4]

Na potrzeby zbadania pośredniego wpływu elementów systemu flexicurity na produktywność zatrudnionego oraz porównania wpływu aktywnej i pasywnej polityki rynku pracy wykonano dwa modele logitowe objaśniające odpowiednio satysfakcję z relacji wysokości wynagrodzenia do wysiłku włożonego w wykonywaną pracę oraz ogólną satysfakcję z wykonywanej pracy. Dobór zmiennych endogenicznych wynika z faktu, że satysfakcja z wykonywanej pracy ogółem[5] stanowi istotny czynnik produktywności zatrudnionych. Dodatkowo adekwatna do wysiłku wkładanego w pracę płaca (w swojej motywacyjnej funkcji) jest ważnym elementem satysfakcji z pracy.[6]

Większość danych została uzyskana z bazy interdyscyplinarnego europejskiego projektu SHARE dotyczącego sytuacji osób w wieku 50 lat i więcej (w tym ich zaangażowania na rynku pracy). W przypadku respondentów, którzy już nie pracują, pytania dotyczyły ostatniej pracy wykonywanej w życiu. Dane pochodzą również z Eurostatu (zmienne zasilbezr i ALMP), bazy Programu Narodów Zjednoczonych ds. Rozwoju (zmienna HDI), OECD Stat (większość wartości zmiennej EPL) i publikacji From economic decline to the current crisis in Italy[7] (część wartości zmiennej EPL).

W obydwu modelach zmienna objaśniana jest binarna. W modelu nr 1 zmienna objaśniana adekwynagr przyjmuje wartość jeden, gdy respondent zgodził się lub zdecydowanie zgodził się ze stwierdzeniem, że, biorąc pod uwagę cały wysiłek, który wkłada w pracę i wszystkie jego osiągnięcia, wysokość jego wynagrodzenia jest odpowiednia. W przypadku, gdy nie zgodził się z tym stwierdzeniem, zmienna przyjmuje wartość zerową. Zmienna objaśniana modelu nr 2 przyjmuje wartość jeden, gdy osoba ankietowana zgodziła się ze stwierdzeniem, że, biorąc wszystko pod uwagę, jest zadowolona ze swojej pracy. Wartość zerową przyjmuje natomiast w przypadku respondentów niezadowolonych.

Zastosowanie w modelu stałej poprawiło jakość jego dopasowania do danych empirycznych, jednak jej efekt marginalny w tym przypadku nie będzie możliwy do interpretacji. Poza nią na predyktory w obu modelach składają się zmienne główne (obrazujące poszczególne aspekty systemu flexicurity i zmienną ilustrującą wielkość zasiłków dla bezrobotnych) oraz zmienne pomocnicze dotyczące warunków pracy – pozwalają na lepsze dopasowanie modelu do danych empirycznych i dodatkowe wnioski związane z wpływem ich zmienności na zmienność zmiennej zależnej. Umieszczenie ich w jednym modelu ze zmiennymi dotyczącymi w bardziej bezpośredni sposób systemu flexicurity zwiększa też dokładność wniosków, które płyną z kształtowania się zmiennych głównych.

Zmiennymi pomocniczymi wspólnymi dla obu modeli są: plec, wiek, presjaczas, wsparcie, panstwchzdr, spr, uznanie, srodpruciaz, atm oraz konflikty. Zero-jedynkowa zmienna plec przyjmuje wartość 1, gdy respondent jest mężczyzną, a zero, gdy jest kobietą. Wartości efektów krańcowych dla tej zmiennej wskazują na to, że przeciętny mężczyzna w porównaniu do przeciętnej kobiety ma o 8,97% więcej szans na satysfakcję z relacji poziomu wynagrodzenia do wysiłku wkładanego w pracę i zdobytych osiągnięć zawodowych, ceteris paribus. Zmienna wiek wskazuje na to, że przeciętna zatrudniona osoba (niekoniecznie w wieku 50 lat i więcej, gdyż do skonstruowania zmiennych zostały wykorzystane pytania dotyczące także przeszłości respondentów z czasu, kiedy byli zatrudnieni) z każdym kolejnym rokiem życia ma większą szansę o 0,21% na osiągnięcie satysfakcji z relacji płacy do wykonywanej pracy, ceteris paribus. Zmienne plec oraz wiek są dodatkowo nieistotne statystycznie w modelu nr 2 i zostały w nim pozostawione, żeby wskazać na brak istotnego wpływu płci i wieku na ogólną satysfakcję z wykonywanej pracy. Wspólna dla obydwu modeli jest także zmienna HDI, która każdemu respondentowi przypisuje wartość wskaźnika rozwoju społecznego kraju, z którego pochodzi. Dodatnia wartość przy efekcie krańcowym wskazuje na to, że wyższy poziom rozwoju społecznego państwa pochodzenia idzie w parze z większą szansą na uzyskanie satysfakcji zarówno z pracy ogółem, jak i z relacji wysiłku w nią wkładanego i wysokości płacy.

Następne wspólne dla obu modeli zmienne pomocnicze dotyczą pytań kwestionariusza projektu SHARE i przyjmują wartość 0 dla odpowiedzi „Zdecydowanie się nie zgadzam”, 1 dla odpowiedzi „Nie zgadzam się”, 2 dla odpowiedzi „Zgadzam się” oraz 3 w przypadku zdecydowanej zgody. Pytania związane są z byciem pod ciągłą presją czasową (zmienna presjaczas), otrzymywaniem w pracy wsparcia w trudnych sytuacjach (wsparcie), podejmowaniem przez państwo kroków chroniących zatrudnionego przed niebezpieczeństwem utraty zdrowia w miejscu pracy (panstwchzdr), sprawiedliwego traktowania (spr), otrzymywaniem w miejscu pracy uznania postrzeganego jako zasłużone (uznanie), uciążliwości środowiska pracy – np. z powodu hałasu, gorąca, tłoku (srodpruciaz), dobrej atmosfery panującej między zatrudnionymi (atm) oraz narażenia na konflikty i niepokoje w miejscu pracy (konflikty). Przeciętnie presja czasu oddziałuje negatywnie na zmienną zależną zarówno w pierwszym, jak i w drugim modelu. Zwiększenie przeciętnej wartości zmiennej dyskretnej presjaczas o 1 idzie w parze, ceteris paribus, ze spadkiem o 2,09% szansy na odczuwanie satysfakcji z relacji wynagrodzenia do wysiłku wkładanego w pracę, a także spadkiem o 0,67% szansy na osiągnięcie ogólnego usatysfakcjonowania z pracy. Negatywny wpływ na zmienne endogeniczne ma także zwiększanie przeciętnych wartości zmiennej srodpruciaz o jednostkę z analogicznymi wartościami 2,09% dla modelu pierwszego i 0,89% dla modelu drugiego, ceteris paribus. Zwiększanie przeciętnych wartości zmiennych wsparcie, panstwchzdr, spr oraz uznanie wpływa, ceteris paribus, pozytywnie na zmienne objaśniane obu modeli z analogicznymi wartościami 9,17% i 1,27% dla zmiennej wsparcie, 5,93% i 0,55% dla zmiennej panstwchzdr, 11,38% i 1,29% dla zmiennej spr, a także 14,22% i 1,95% w przypadku zmiennej uznanie, gdzie pierwszy odsetek dotyczy modelu nr 1, a drugi modelu nr 2.

Odmienny i na pierwszy rzut oka nieintuicyjny znak przy efekcie krańcowym w modelu nr 1 można zaobserwować dla zmiennej atm. Wynika z niego, że lepsza atmosfera między zatrudnionymi idzie w parze z malejącą satysfakcją z relacji wynagrodzenia do wysiłku wkładanego w pracę. Zwiększenie przeciętnej wartości efektu krańcowego zmiennej o 1 zmniejsza szansę na uzyskanie tej satysfakcji o 10,48%, ceteris paribus. Podobnie pozornie nieintuicyjny w modelu pierwszym jest pozytywny znak przy efekcie krańcowym zmiennej konflikty. Można odczytać, że zwiększenie przeciętnej jego wartości o 1 zwiększa szansę na postrzeganie wynagrodzenia w odniesieniu do wysiłku jako subiektywnie odpowiedniego o 2,92%, ceteris paribus. Analiza dwóch poprzednich zmiennych może prowadzić do konkluzji, że wyższa płaca w odniesieniu do wkładanego w pracę wysiłku rekompensuje niedogodności związane z konfliktami i gorszą atmosferą w niej panującą. Przeciwne znaki (dodatni dla zmiennej atm i ujemny dla zmiennej konflikty) uzyskano w drugim modelu. Zwiększanie wartości efektów krańcowych zmiennych atm oraz konflikty o jednostkę prowadzi odpowiednio do wzrostu szansy na odczuwanie przez przeciętnego zatrudnionego satysfakcji z pracy o 0,76% i spadku tej szansy o 0,47%, ceteris paribus.

Zmienne pomocnicze wykorzystane jedynie w modelu pierwszym to satyspr i wysilemoc, przy czym pierwsza nie jest tożsama z omówioną powyżej zero-jedynkową zmienną endogeniczną z modelu nr 2, gdyż przyjmuje, podobnie jak druga, wartości 0, 1, 2 i 3 w zależności od tego, w jakim stopniu respondent zgodził się ze stwierdzeniem, że jego praca jest satysfakcjonująca. W przypadku wysilemoc pytanie dotyczyło tego, czy praca wymaga dużego wysiłku emocjonalnego. Poszczególne wartości obu zmiennych przypisane są do takich samych odpowiedzi, jak w przypadku wcześniej omawianych zmiennych objaśniających. Dla przeciętnego zatrudnionego zwiększenie efektu krańcowego przy zmiennej satyspr wpływa na zwiększenie o 9,3% szansy na odczuwanie satysfakcji z relacji płacy do wysiłku wkładanego w pracę, a analogiczne zwiększenie efektu krańcowego przy wysilemoc wiąże się ze spadkiem takiej szansy o 3,3%, ceteris paribus.

Zmienne pomocnicze z modelu nr 2 to noweumiej, brakswobdec, koniecdzienedu, dlugprackoedu, adekwynagrpr. Dwie pierwsze z nich są dyskretne, a ich wartości przypisane są do takich samych odpowiedzi, jak w przypadku wyżej omówionych zmiennych. Pierwsza dotyczy pytania o to, czy respondent posiada w pracy możliwości zdobywania nowych umiejętności, a druga o to, czy ma bardzo niewiele swobody w decydowaniu o tym, w jaki sposób wykonuje pracę. W przypadku przeciętnego respondenta zwiększenie efektu krańcowego zmiennej noweumiej o jednostkę wpływa na wzrost szansy na osiągnięcie ogólnej satysfakcji z pracy o 1,63%, a zmiennej brakswobdec spadek tej szansy o 0,87%, ceteris paribus. Zmienna adekwynagrpr to zero-jedynkowa zależna zmienna modelu pierwszego. U przeciętnej osoby ankietowanej, która zgodziła się z tym, że wysokość jego wynagrodzenia jest odpowiednia w odniesieniu do wysiłku wkładanego w pracę, szansa na odczuwanie satysfakcji jest o 2,54% większa niż u osoby, która z tym stwierdzeniem się nie zgodziła, ceteris paribus. Zmienne koniecdzienedu i dlugprackoedu ilustrują odpowiednio wiek, w którym respondent zakończył ciągłą, dzienną edukację oraz liczbę lat, jaka upłynęła od roku jej zakończenia do czasu rozpoczęcia pierwszej stałej pracy lub serii prac tymczasowych (przekraczających łącznie 6 miesięcy). Druga zmienna okazała się nieistotna, ale pozostawiono ją w modelu ze względu na zgodny z intuicją ujemny znak przy efekcie marginalnym – im więcej czasu przeciętny zatrudniony zwleka z rozpoczęciem pierwszej pracy, tym mniejsza szansa, że będzie usatysfakcjonowany z ostatniej. Efekt krańcowy koniecdzienedu ma zaniedbywalną wartość, a jego ujemny znak wskazuje nieintuicyjnie, że im później kończy się naukę, tym mniejsza jest szansa na satysfakcję z pracy. Zastosowanie kwadratu tej zmiennej w innym modelu, który w mniejszym stopniu nadawał się do analizy, pokazało, że jest to prawdą od pewnego wieku. Ponadto wykorzystanie zmiennej w innej wersji modelu pierwszego wskazało na to, że dla przeciętnego respondenta z każdym kolejnym rokiem edukacji szansa na osiągnięcie satysfakcji relacji wysokości płacy do wysiłku wkładanego w pracę wzrasta, ceteris paribus, o 0,34% – długość edukacji ma zdecydowanie wyraźniejszy, istotny statystycznie wpływ na zmienną adekwynagrpr w porównaniu do zmiennej stayspr.

Warto również zwrócić uwagę na fakt, że wartości bezwzględne efektów marginalnych są zauważalnie większe w przypadku modelu nr 1 w porównaniu z modelem nr 2. Może to świadczyć o tym, że ilość czynników, jakie składają się na ogólny poziom satysfakcji z pracy, jest większa niż tych wpływających na poziom satysfakcji z relacji wysiłku wkładanego w pracę do wynagrodzenia.

Główne zmienne to liczzmprac, bezprponiz6m, bezprpow6m, ALMP, EPL i zasilbezr. Pierwsza obrazuje liczbę zmian miejsc pracy przez poszczególnych respondentów w ciągu życia. Ujemne wartości efektów krańcowych pokazują, że każda zmiana pracy, ceteris paribus, zmniejsza szansę na osiągnięcie satysfakcji z relacji płacy do wysiłku w pracy o 0,81% i ogólnej satysfakcji z pracy o 0,16%, ceteris paribus. Należy jednak pamiętać, że opłacalność wyższej stopy mobilności u zatrudnionego zależy od innych aspektów systemy flexicurity, zwłaszcza od elastyczności prawno-organizacyjnej i jakości aktywnej polityki rynku pracy. Ponadto odpowiedzi respondentów dotyczą przede wszystkim ich przeszłości, a sytuacja na rynku pracy zmienia się w ujęciu dynamicznym. Spodziewane są także różnice między zawodami. Obecnie wyższa stopa mobilności jest bardziej opłacalna dla pracowników kadry kierowniczej (2–15 lat doświadczenia zawodowego cieszy się największym zainteresowaniem rekruterów według estymacji analityków Deloitte[8]). Z roku na rok wyższa stopa mobilności staje się coraz bardziej opłacalna. Przykładowo w 2016 roku według danych francuskiej instytucji Apec (Stowarzyszenia na rzecz zatrudnienia menedżerów), 43% francuskich menadżerów, którzy nie zmienili w tym roku pracy, dostało podwyżkę. Odsetek był wyraźnie wyższy – wynosił 66% w przypadku kadry kierowniczej, która zmieniała miejsce pracy.[9] Niemniej jednak, przy pozostałych czynnikach niezmienionych, większa liczba zmian pracy w ciągu życia wpływa negatywnie na zmienne objaśniane w obu modelach.

Zero-jedynkowe zmienne bezprponiz6m i bezprpow6m dotyczą długości przebywania bez pracy po zakończeniu pierwszej pracy trwającej ponad pół roku. Zmienna bezprponiz6m jest równa jedności, gdy respondent po zakończeniu swojej pierwszej pracy nie pracował krócej, a bezprpow6m – dłużej niż 6 miesięcy. Dla wszystkich innych respondentów zmienne przyjmują wartość zerową. Oba modele wskazują na to, że, ceteris paribus, przebywanie bez pracy zarówno do pół roku, jak i ponad pół roku po zakończeniu pierwszej oddziałuje negatywnie na satysfakcję z pracy. W modelu nr 1 siła oddziaływania bezrobocia lub bierności zawodowej przekraczających 6 miesięcy na zmienną zależną jest niemal 2-krotnie większa od nieprzekraczających 6 miesięcy. W przypadku drugiego modelu stosunek ten wynosi 1,5 (nieco mniej).

Zmienna ALMP przypisuje każdemu ankietowanemu wydatki na szkolenia zawodowe kraju jego pochodzenia z 2004 roku (aby uzyskać pełne dane z różnych krajów) wyrażone w jednostce PPS (standardzie siły nabywczej) przeliczonej na jednego mieszkańca. Warto zaznaczyć, że w 2004 roku jedna jednostka PPS była równa 2,21 zł. Dla przeciętnego respondenta zwiększenie wydatków państwa na szkolenia zawodowe per capita o 1 PPS wpływa, ceteris paribus, na zmniejszenie szansy na postrzeganie swojej płacy jako adekwatnej do wysiłku włożonego w pracę o 0,15%. Może to wynikać z faktu, że przy pozostałych czynnikach niezmienionych wydatki na szkolenia zawodowe zmniejszają ogólny dobrobyt społeczeństwa.

Zmienna EPL ukazuje wartość indeksu restrykcyjności zatrudnienia pokazującego stopień trudności dokonania indywidualnych i masowych zwolnień. Publikowany corocznie przez OECD indeks przyjmuje wartości z przedziału od 0 do 5. Większa wartość oznacza większą trudność dokonywania zwolnień. Dla przeciętnego respondenta wzrost efektu krańcowego EPL o jednostkę w kraju pochodzenia powoduje 6-procentowy spadek szans na odczuwanie satysfakcji z relacji wynagrodzenie-wysiłek, ceteris paribus.

Zmienna Zasilbezr ilustruje ogólną wysokość zasiłku dla bezrobotnych (PPS per capita) w 2016 roku w kraju pochodzenia. Pokazuje, że dla przeciętnego ankietowanego zwiększenie wartości efektu krańcowego zmiennej o 100 jednostek sprawia, że szansa na postrzeganie relacji wynagrodzenie-wysiłek jako odpowiedniej spada o 1,25%, natomiast szansa na uczucie satysfakcji z wykonywanej pracy spada o 0,2%, ceteris paribus (w drugim przypadku wątpliwa jest ponadto istotność zmiennej). Analiza pokazuje, że przy pozostałych czynnikach niezmienionych ten element pasywnej polityki rynku pracy wykorzystany w modelu jest w mniejszym stopniu jednoznacznie negatywny niż wydatki na szkolenia zawodowe, z którymi najłatwiej go porównać. Jego wpływ na zmienne objaśniane jest jednak negatywny, podobnie jak w przypadku pozostałych zmiennych nazwanych dla uproszczenia analizy głównymi.

Analiza w postaci długookresowych danych panelowych mogłaby rozszerzyć wnioski płynące z modeli. Problem stanowi jednak dostępność takich danych w odniesieniu do tak wielu pojedynczych respondentów (próba przekraczała w obu modelach 14 tysięcy). Zbadany wpływ nie jest jednak w pełni statyczny, ponieważ pytania dotyczyły w dużej mierze przeszłości respondentów, a więc sumarycznie różnych okresów – stąd wnioski o silniejszym negatywnym wpływie wzrostu wydatków per capita na szkolenia zawodowe w porównaniu do wzrostu zasiłków dla bezrobotnych, czy też wnioski na temat mnogości czynników kształtujących zmienną zależną modelu nr 2 w porównaniu do modelu nr 1 mogą okazać się zasadne w ujęciu co najmniej krótkookresowym. Należy przede wszystkim pamiętać, że pasywna polityka rynku pracy może wydłużać okres przebywania na bezrobociu poprzez zwiększenie płacy progowej dla bezrobotnych uprawnionych do zasiłku, a polityka aktywna skraca go poprzez poprawę funkcjonowania rynku pracy za sprawą realokacji siły roboczej między sektorami – co w nawiązaniu do wpływu zmiennych bezprponiz6m i bezprpow6m na zmienne objaśniane wzmacniałoby zasadność postulatów Komisji Europejskiej i OECD na temat szerszego wykorzystywania aktywnej polityki rynku pracy również w przypadku jej sprzyjającego wpływu na poziom ogólnej satysfakcji z pracy przekładającej się na produktywność zatrudnionych.[10]

W celu przestrzennego ukazania wartości poszczególnych zmiennych ilustrujących wybrane aspekty systemu flexicurity wykonano sześć poniższych map. Zmienne dotyczące pojedynczych respondentów (średnia liczba miesięcy między rozpoczęciem pierwszej płatnej pracy a zakończeniem dziennej edukacji oraz średnia liczba zmian miejsc pracy w ciągu życia) zostały zagregowane do poziomu państwa. W każdym elemencie systemu flexicurity wyróżniają się kraje skandynawskie (a zwłaszcza Szwecja i Dania) bez Islandii, a także Austria. Nie licząc relatywnie niskich wartości indeksu restrykcyjności zatrudnienia także Szwajcaria i Estonia bliskie są sytuacji wpisywania się w model „duńskiego trójkąta”.[11] Co ciekawe, bliska jest również Litwa ze względnie niskimi wartościami zasiłku dla bezrobotnych na mieszkańca, cechującymi wszystkie kraje Europy Środkowej i Wschodniej, tym bardziej, że zasiłki są elementem pasywnej polityki rynku pracy. Warto też zaznaczyć, że wyróżniają się Niemcy, w których niskie wartości wśród zmiennych zilustrowanych na mapach przyjęła jedynie ukazana dodatkowo (nie wykorzystano jej w modelach) wartość usług pośrednictwa pracy i pomocy w poszukiwaniu pracy per capita (dane OECD Stat). Po analizie ostatniej mapy widać, że spośród wymienionych wyżej krajów przede wszystkim Austria cechuje się relatywnie niską liczbą zmian miejsc pracy w ciągu życia przeciętnego mieszkańca, ale w ostatnich latach zauważalna jest zmiana po wcześniejszym ustanowieniu tzw. Flexicurity-Paket (2007) z podwyższeniem kosztów odprawy zwolnionych pracowników (Abfertigung Neu, 2002) i nowelizacją ustawy o czasie pracy (2007).[12] Ponadto wyższa średnia liczba zmian miejsc pracy jest zauważalna także we Francji i na Łotwie. Najgorzej pod względem wybranych mierników jakości elementów systemu flexicurity radzą sobie Cypr, Rumunia, Bułgaria, a w mniejszym stopniu Grecja, Włochy, Portugalia i Chorwacja.

I. Indeks restrykcyjności zatrudnienia (EPL)

C:\Users\Michal-Taracha\Desktop\EPL.png

II. Średnia liczba miesięcy między rozpoczęciem pierwszej płatnej pracy a zakończeniem dziennej edukacji C:\Users\Michal-Taracha\Desktop\średnia liczba miesięcy międy rozpoczęciem pierwszej płatnej pracy a zakończeniem dziennej edukacji.png
III. Wydatki państwa na szkolenia zawodowe [PPS per capita]

C:\Users\Michal-Taracha\Desktop\wydatki państwa na szkolenia zawodowe na mieszkańca.png

IV. Wartość zasiłków dla bezrobotnych [PPS per capita]

C:\Users\Michal-Taracha\Desktop\wartość zasiłków dla bezrobotnych na mieszkańca.png

V. Wartość usług pośrednictwa pracy i pomocy w poszukiwaniu pracy [PPS per capita]

C:\Users\Michal-Taracha\Desktop\usługi pośrednictwapracy na mieszkańca.png

VI. Średnia liczba zmian miejsc pracy w ciągu życia

C:\Users\Michal-Taracha\Desktop\średnia liczba zmian miejsc pracy w ciągu życia.png

  1. Cf. J. Bernatchez : La flexisécurité ou le modèle danois : pour sortir de la crise manufacturière. « Revue internationale sur le travail et la société », Vol. 8, n° 2, 2010, str. 122-123.
  2. T. Boeri, V. Galasso, J. Conde-Ruiz: The Political Economy Of Flexicurity. “Journal of the European Economic Association”, 10(4), 2012, str. 684-686.
  3. Komunikat Komisji Europejskiej do Parlamentu Europejskiego, Rady, Europejskiego Komitetu Ekonomiczno‑Społecznego i Komitetu Regionów: Wspólne zasady wdrażania modelu flexicurity. KOM(2007)359 wersja ostateczna, Bruksela, 2007, str. 4-8.
  4. S. Caspar, I. Hartwig, B. Moench: European Labor Market In Critical Times: The Importance Of Flexicurity Confirmed. “Journal of Policy Analysis and Management”, 31(1), 2012, str. 156.
  5. R. Nanda, J. Browne: Hours of Work, Job Satisfaction and Productivity. “Public Productivity Review”, vol. 2, no. 3, 1977, str. 46.
  6. C. Green, J. Heywood: Does Performance Pay Increase Job Satisfaction? “Economica, vol. 75, no. 300, 2008, str. 724.
  7. P. Tridico: From economic decline to the current crisis in Italy. International Review of Applied Economics, vol. 29, no. 2, 2015, str. 14.
  8. Cf. B. Declairieux : La belle reprise de l’emploi des cadres, « Capital », 2018. (https://www.capital.fr/economie-politique/la-belle-reprise-de-lemploi-des-cadres-1267220).
  9. Ibid.
  10. The OECD Jobs Study: Facts, Analysis, Strategies, 1994, str. 50-51.
  11. Cf. J. Bernatchez : La flexisécurité ou le modèle danois : pour sortir de la crise manufacturière. « Revue internationale sur le travail et la société », Vol. 8, n° 2, 2010, str. 122-123.
  12. T. Hinterseer: Flexicurity in Austria: Social Partnership just renamed? ECPR Graduate Conference, Brema, 2012, str. 3-4.
Comments are closed.