EKONOMISTA

EKONOMISTA
EKONOMISTA
Tylko prenumerata zapewni
regularne otrzymywanie
czasopisma
Warunki prenumeraty
11 Wy­daw­nic­two Key Text
Wpła­ty na pre­nu­me­ra­tę przyj­mo­wa­ne są na okres nie­prze­kra­cza­ją­cy jed­ne­go ro­ku. Pre­nu­me­ra­ta roz­po­czy­na się od naj­
bliż­sze­go nu­me­ru po do­ko­na­niu wpła­ty na ra­chu­nek ban­ko­wy nr:
64 1160 2202 0000 0001 1046 1312
Wy­daw­nic­two Key Text spół­ka z o.o., ul. Gór­czew­ska 8, 01-180 War­sza­wa.
Ce­na jed­ne­go nu­me­ru w pre­nu­me­ra­cie krajowej w 2011 r. wy­no­si 50,40 PLN; ze zle­ce­niem do­sta­wy za gra­ni­cę rów­na
będzie ce­nie pre­nu­me­ra­ty kra­jo­wej plus rze­czy­wi­ste kosz­ty wy­sył­ki.
Ce­na pre­nu­me­ra­ty za okres obej­mu­jący kil­ka nu­me­rów jest wie­lo­krot­no­ścią tej su­my.
Ce­na pre­nu­me­ra­ty kra­jo­wej na 2011 r. wy­no­si 302,40 zł (w tym 5% VAT).
11 „RUCH” S.A.
Prenumerata krajowa
Wpła­ty na pre­nu­me­ra­tę przyj­mu­ją jed­nost­ki kol­por­ta­żo­we „RUCH” S.A. wła­ści­we dla miej­sca za­miesz­ka­nia. Ter­min przyj­
mo­wa­nia wpłat na pre­nu­me­ra­tę kra­jo­wą do 5-go dnia każde­go mie­sią­ca po­prze­dza­ją­ce­go okres roz­po­częcia pre­nu­me­ra­ty.
in­fo­li­nia 0-804-200-600; www.ruch.com.pl
Pre­nu­me­ra­ta zagraniczna
In­for­ma­cji o wa­run­kach pre­nu­me­ra­ty i spo­so­bie za­ma­wia­nia udzie­la „RUCH” S.A. Od­dział Kra­jo­wej Dys­try­bu­cji Pra­sy,
01-248 War­sza­wa, ul. Ja­na Ka­zi­mie­rza 31/33, te­le­fo­ny 0-22 53-28-731 – pre­nu­me­ra­ta płat­na w wa­lu­cie ob­cej;
te­le­fo­ny 022 53-28-816, 022 53-28-734, 022 53-28-819 – pre­nu­me­rata płat­na w PLN.
in­fo­li­nia 0-804-200-600
Pre­nu­me­ra­ta opła­ca­na w PLN
Prze­le­wem na kon­to w ban­ku: PEKAO S.A. IV O/War­sza­wa, 68 1240 1053 1111 0000 0443 0494 lub w ka­sie Od­dzia­łu.
Do­ko­nu­jąc wpła­ty za pre­nu­me­ra­tę w ban­ku czy też w Urzę­dzie Pocz­to­wym na­le­ży po­dać: na­zwę na­szej fir­my, na­zwę ban­ku,
nu­mer kon­ta, czy­tel­ny, peł­ny ad­res od­bior­cy za gra­ni­cą, za­mawia­ny ty­tuł, okres prenumeraty, ro­dzaj wy­sył­ki (pocz­tą prio­ry­
te­to­wą czy eko­no­micz­ną). Wa­run­kiem r­ ozpoczęcia w
­ ysyłki pre­nu­me­ra­ty jest do­ko­na­nie wpła­ty na na­sze kon­to.
Prenumerata opłacana w de­wi­zach przez od­bior­cę z za­gra­ni­cy
–– prze­lew na na­sze kon­to w ban­ku: SWIFT ban­ku: PKOPPLPWXXX
w USD PEKAO S.A. IV O/W-wa IBAN PL54124010531787000004430508
w EUR PEKAO S.A. IV O/W-wa IBAN PL46124010531978000004430511
Po dokonaniu przelewu prosimy o przesłanie kserokopii polecenia przelewu z podaniem adresu i tytułu pod nr faxu
+48 022 532-87-31.
–– czek wystawiony na firmę „RUCH SA OKDP” i przesłany razem z zamówieniem listem poleconym na nasz adres.
–– karty kredytowe VISA i MASTERCARD płatność przez http://www.ruch.pol.pl.
11 „Kol­por­ter” S.A.
ul. Stry­char­ska 6, 25-659 Kiel­ce
11 „Gar­mond Press” S.A.
ul. Sien­na 5, 31-041 Kra­ków
EKONOMISTA
CZASOPISMO POŚWIĘCONE NAUCE I POTRZEBOM ŻYCIA
ZAŁOŻONE W ROKU 1900
2011
2
2011
Indeks 357030
ISSN 0013-3205
Cena 50,40 zł
(w tym 5% VAT)
2
W numerze
Zbigniew MADEJ
Paradygmaty i główny nurt w ekonomii
Piotr MISZTAL
Współzależności między deficytem budżetowym
i deficytem bilansu obrotów bieżących w Polsce w latach 1999–2009
Bazyli CZYŻEWSKI, Aldona MRÓWCZYŃSKA-KAMIŃSKA
Przepływy międzygałęziowe i podział rent
w sektorze rolno-żywnościowym w Polsce w latach 1995–2005
Natalia NEHREBECKA
Przejście do statusu zatrudnionego na pełny etat:
analiza empiryczna z wykorzystaniem
dwurównaniowego i trójrównaniowego modelu probitowego
z endogenicznym przełączaniem
11 Wersja elektroniczna (również numery archiwalne) do nabycia: http://www.ekonomista.info.pl
Eko­no­mi­sta 2011, nr 2, s. 153–310
Ce­na 50,40 PLN
Wydawnictwo KEY TEXT
WARSZAWA
WSKAZÓWKI DLA AUTORÓW
1. Redakcja przyjmuje do oceny i publikacji niepublikowane wcześniej teksty o charakterze naukowym, poświęcone problematyce ekonomicznej.
2. Redakcja prosi o składanie tekstów w formie elektronicznej (dokument MS Word
na CD, dyskietce lub e-mailem) oraz 2 egzemplarzy wydruku komputerowego.
Wydruk powinien być wykonany na papierze A4 z podwójnym odstępem między
wierszami, zawierającymi nie więcej niż 60 znaków w wierszu oraz 30 wierszy na
stronie, w objętości (łącznie z tabelami statystycznymi, rysunkami i literaturą) do
30 stron. Opracowania podzielone na części powinny zawierać śródtytuły.
3. Wraz z tekstem należy dostarczyć do Redakcji Oświadczenie Autora. Wzór
oświadczenia dostępny jest na stronie www.ekonomista.info.pl
4.Do tekstu należy dołączyć streszczenie (200 słów) składające się z uzasadnienia
podjętego tematu, opisu metody oraz uzyskanych wyników. Streszczenie powinno zawierać słowa kluczowe (w języku polskim, rosyjskim i angielskim).
5. Przypisy wyjaśniające tekst należy zamieszczać na dole strony, a dane bibliograficzne w tekście – przez podawanie nazwisk autorów i roku wydania dzieła, na
końcu zdania w nawiasie. W bibliografii zamieszczonej na końcu tekstu (ułożonej w porządku alfabetycznym) należy podawać:
–– w odniesieniu do pozycji książkowych – nazwisko, imię (lub inicjały imion) autora, tytuł dzieła, wydawcę, miejsce i rok wydania;
–– w przypadku prac zbiorowych nazwisko redaktora naukowego podaje się po
tytule dzieła;
–– w odniesieniu do artykułów z czasopism – nazwisko, imię (lub inicjały imion)
autora, tytuł artykułu, nazwę czasopisma ujętą w cudzysłów, rok wydania i kolejny numer czasopisma;
–– w przypadku korzystania z internetu należy podać adres i datę dostępu;
–– powołując dane liczbowe należy podawać ich źrodło pochodzenia (łącznie
z numerem strony).
6. W przypadku gdy artykuł jest oparty na wynikach badań finansowanych w ramach
programów badawczych, autorzy są proszeni o podanie źródła środków.
7. Warunkiem przyjęcia tekstu do oceny i dalszej pracy jest podanie przez autora
pełnych danych adresowych wraz z numerem telefonicznym i adresem e-mail.
Autorzy artykułów są również proszeni o podanie danych do notatki afiliacyjnej:
tytuł naukowy oraz nazwa uczelni albo innej jednostki (tylko jedna jednostka).
Dane afiliacyjne są zamieszczane w opublikowanych tekstach.
8.Opracowanie zakwalifikowane przez Komitet Redakcyjny do opublikowania na
łamach „EKONOMISTY”, lecz przygotowane przez autora w sposób niezgodny
z powyższymi wskazówkami, będzie odesłane z prośbą o dostosowanie jego formy do wymagań Redakcji.
9. Materiały zamieszczone w „EKONOMIŚCIE” są chronione prawem autorskim.
Przedruk tekstu może nastąpić tylko za zgodą Redakcji.
10. Redakcja nie zwraca tekstów i nie wypłaca honorariów autorskich.
www.keytext.com.pl
Polecamy:
Marcin Sitek
Bankowość hipoteczna
i rynek nieruchomości
Format 165x240 mm, 230 stron
Brunon R. Górecki
Ekonometria
podstawy teorii i praktyki
Format 165x240 mm, 268 stron
Adam Oleksiuk, Mykola Vashchenko
Międzynarodowe
stosunki ekonomiczne
gospodarcze wyzwania XXI wieku
Format 165x240 mm, 246 stron
Wydawnictwo Key Text sp. z o.o., 01-134 Warszawa, ul. Wolska 64a
tel. 022 632 11 36, 022 632 11 39, [email protected]
Zapraszamy od poniedziałku do piątku w godzinach od 9.00 do 17.00
Prowadzimy również sprzedaż wysyłkową
Przyjmujemy zamówienia telefonicznie, e-mailem lub ze strony www
EKONOMISTA
CZASOPISMO
POŚWIĘCONE NAUCE I POTRZEBOM ŻYCIA
ZAŁOŻONE W ROKU 1900
2011
2
WARSZAWA
Wydawca
KOMITET NAUK EKONOMICZNYCH POLSKIEJ AKADEMII NAUK
i Polskie Towarzystwo Ekonomiczne
Rada Programowa
Marek Belka, Adam Budnikowski, Zbigniew Czerwiński, Krzysztof Jajuga, Wacław Jarmołowicz,
Mieczysław Kabaj, Eugeniusz Kwiatkowski, Jan Lipiński, Aleksander Łukaszewicz, Wojciech
Maciejewski, Jerzy Osiatyński, Stanisław Owsiak, Emil Panek, Urszula Płowiec, Krzysztof
Porwit, Antoni Rajkiewicz, Andrzej Sławiński, Andrzej Wernik, Jerzy Wilkin (przewodniczący
Rady) Michał G. Woźniak
Komitet Redakcyjny
Marek Bednarski, Bogusław Fiedor, Marian Gorynia, Brunon Górecki, Joanna Kotowicz-Jawor,
Barbara Liberska, Adam Lipowski (zastępca redaktora naczelnego), Zbigniew Matkowski
(sekretarz redakcji), Elżbieta Mączyńska, Adam Noga, Marek Ratajczak, Eugeniusz Rychlewski,
Zdzisław Sadowski (redaktor naczelny), Tadeusz Smuga, Jan Solarz, Andrzej Wojtyna
Wydanie publikacji dofinansowane przez Ministra Nauki i Szkolnictwa Wyższego
Adres Redakcji: 00-042 Warszawa, Nowy Świat 49, tel. 022 55 15 416 oraz 417
http://www.ekonomista.info.pl
[email protected]
Polecamy wersję elektroniczną czasopisma
http://www.ekonomista.info.pl
Realizacja wydawnicza
Wydawnictwo Key Text sp. z o.o.
ul. Wolska 64a, 01–134 Warszawa
tel. 022 632 11 39, 022 632 11 36, fax wew. 212
www.keytext.com.pl
[email protected]
Nakład 470 egz., ark. wyd. 13,5
Spis treści
Artykuły
Zbigniew M A D E J: Paradygmaty i główny nurt w ekonomii. . . . . . . . . . . . . . . . . Piotr M I S Z T A L: Współzależności między deficytem budżetowym i deficytem
bilansu obrotów bieżących w Polsce w latach 1999–2009 . . . . . . . . . . . . . . . . . . Bazyli C Z Y Ż E W S K I, Aldona MR Ó W C Z Y Ń S K A - K A M I Ń S K A:
Przepływy międzygałęziowe i podział rent w sektorze rolno-żywnościowym
w Polsce w latach 1995–2005 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Natalia N E H R E B E C K A: Przejście do statusu zatrudnionego na pełny etat:
analiza empiryczna z wykorzystaniem dwurównaniowego i trójrównaniowego
modelu probitowego z endogenicznym przełączaniem. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 161
183
203
235
Mi­scel­la­nea
Stanisław L I S: Kontrowersje wokół krzywej Phillipsa i polityki antyinflacyjnej
Wojciech P R Z Y C H O D Z E Ń: Wahania cykliczne dynamiki PKB w Polsce
w latach 1989–2009. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Jerzy Ś L E S Z Y Ń S K I, Rafał W I E W I Ó R S K I: Wycena ekonomiczna wartości dóbr kultury na przykładzie piwnic Pałacu Saskiego w Warszawie. . . . . . 269
275
283
Eseje
Grzegorz W. K O Ł O D K O: Świat między kryzysami – refleksje na marginesie
książki N. Roubiniego i S. Mihma Ekonomia kryzysu . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 297
Recenzje i omówienia
Janina G O D Ł Ó W - L E G I Ę D Ź: Współczesna ekonomia. Ku nowemu paradygmatowi? (rec. Marek Ratajczak) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
307
*
Każ­dy ar­ty­kuł za­wie­ra stresz­cze­nie w ję­zy­ku an­giel­skim i ro­syj­skim.
An­giel­sko­ję­zycz­ne stresz­cze­nia ar­ty­ku­łów za­miesz­cza­nych w „Eko­no­mi­ście” są re­je­strowane w serwisie:
International Bibliography of the Social Sciences (IBSS): http://www.ibss.ac.uk oraz „The Central European
Journal of Social Sciences and Humanities”: http://cejsh.icm.edu.pl (LISTA FILADELFIJSKA)
Con­tents
Ar­tic­les
Zbigniew M A D E J: Paradigms and the Mainstream of Economics . . . . . . . . . . . Piotr M I S Z T A L: Interdependence Between Budget and Current Account Deficits in Poland, 1999–2009. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Bazyli C Z Y Ż E W S K I, Aldona M R Ó W C Z Y Ń S K A - K A M I Ń S K A:
Input-Output Analysis and the Allocation of Rents in the Agri-Food Sector in
Poland, 1995–2005. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Natalia N E H R E B E C K A: Transition to Full-time Employment Status. Empirical Analysis Using Two-Equation and Three-Equation Probit Model with
Endogenous Switching. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 161
183
203
235
Mi­scel­la­nea
Stanisław L I S: Controversy About the Phillips Curve and Anti-inflationary Policy
Wojciech PRZYCHODZEŃ: Cyclical Fluctuation of GDP Growth in Poland,
1989–2009. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Jerzy Ś L E S Z Y Ń S K I, Rafał W I E W I Ó R S K I: Economic Valuation of Cultural Goods. Case Study of the Saski Palace Basement in Warsaw. . . . . . . . . . 269
275
283
Essays
Grzegorz W. K O Ł O D K O: The World Between Crises. Some Reflections About
the Book Crisis Economics by N. Roubini and S. Mihm. . . . . . . . . . . . . . . . . . . 297
Book Reviews
Janina G O D Ł Ó W - L E G I Ę D Ź: Współczesna ekonomia. Ku nowemu paradygmatowi? (Contemporary Economics. Towards a New Paradigm?) (rev. by Marek
Ratajczak). . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 307
*
Each ar­tic­le is fol­lo­wed by a sum­ma­ry in En­glish and Rus­sian.
Abstracts of „Ekonomista” are reproduced in the International Bibliography of the Social Sciences (IBSS):
http://www.ibss.ac.uk and „The Central European Journal of Social Sciences and Humanities”: http://
cejsh.icm.edu.pl
Содержание
Статьи
Збигнев М А Д Е Й: Парадигмы и главное течение в экономической науке. . . . . . Петр М И Ш Т А Л Ь: Взаимозависимость между бюджетным дефицитом и дефицитом баланса текущих операций в Польше в 1999–2009 гг.. . . . . . . . . . . . . . . Базыли Ч И Ж Е В С К И, Альдона М Р У В Ч И Н Ь С К А - К А М И Н Ь С К А:
Межотраслевые потоки и распределение ренты в аграрно-продовольственном секторе в Польше в 1995–2005 гг. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Наталия Н Е Х Р Е Б Е Ц К А: Переход к занятости на полную ставку: эмпирический анализ с использованием пробитовой модели описанной при помощи
двух или трех уравнений с эндогенным переключением. . . . . . . . . . . . . . . . . . . 161
183
203
235
Разное
Станислав Л И С: Разногласия по поводу кривой Филлипса и антиинфляционной политики. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Войцех П Ш И Х О Д З Е Н Ь: Циклические колебания динамики ВВП в Польше
в 1989–2009 гг. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Ежи СЛЕШИНЬСКИ, Рафал ВЕВЮРСКИ: Оценка экономической стоимости
культур-ных ценностей на примере подвалов Саксонского дворца в Варшаве. 269
275
283
Эссе
Михал Г. В О З Н Я К: Гжегож В. К О Л О Д К О: Мир между кризисами – замечания к книге Н.Рубини и C.Михма Экономика кризиса. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
297
Рецензии и обсуждения
Янина Г О Д Л У В – Л Е Г Е Н Д З Ь: Современная экономическая наука. К новой
парадигме? (рец. Марек Ратайчак) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 307
*
Каждая статья сопровождается резюме на английском и руском языках.
Содержание и резюме статей, помещаемых в „Экономисте”, регистрируютсяв библиографическом сервисе International Bibliography of the Social Sciences (IBSS): http://www.ibss.ac.uk a также
в „The Central European Journal of Social Sciences and Humanities”: http://cejsh.icm.edu.pl
A
R
T
Y
K
U
Ł
Y
Zbigniew Madej*
Paradygmaty i główny nurt w ekonomii
1. Podstawowe typy paradygmatów
W ekonomii nie ma jeszcze wspólnego paradygmatu dla całej dyscypliny. Kształtuje się jednak jej główny nurt, a wraz z tym powstaje pytanie, czy na tej podstawie
można zbudować taki paradygmat. Drugie pytanie brzmi następująco: czy wiedza
ekonomiczna zawarta w głównym nurcie jest w stanie wyjaśnić i opisać takie dwa
nowe fenomeny, jak transformacja ustrojowa w Europie Środkowej i Wschodniej
oraz w Chinach. Jeśli tak, to powstaną przesłanki do zbudowania jednej ekonomii
opartej na wspólnym paradygmacie akceptowanym na całym świecie. Jeśli nie – to
odezwie się znany z przeszłości podział ekonomii na zachodnią i wschodnią. Szukanie odpowiedzi na te pytania jest przedmiotem tego artykułu.
Rozważania o paradygmatach naukowych prowadzi się z reguły w tradycji
Thomasa Kuhna [2001], gdyż właśnie on w latach 60. XX w. stworzył podwaliny
wiedzy na ten temat. Kilkanaście lat później miękką alternatywę wobec koncepcji
kuhnowskiej stworzył Imre Lakatos [1978]. Rolę tytułową grają w niej naukowe
programy badawcze, spełniające w przybliżeniu podobne funkcje jak paradygmaty Kuhna. Wywarła ona pewien wpływ na metodologię nauk ekonomicznych
[Blaug 1995; Wojtyna 2000]. Jednak dalsze rozważania poprowadzę w tradycji
Kuhna ze względu na to, że jego dorobek jest bardziej znany oraz dlatego, że dla
warstwy ideologicznej paradygmatów pozostawił należytą przestrzeń, co w rozważaniach o paradygmatach w ekonomii jest bardzo ważne.
Dorobek Kuhna opiera się głównie na historii nauk ścisłych i przyrodniczych,
przeto ciągle powraca pytanie, czy może być wykorzystany w naukach społecznych. Wątpliwości są uzasadnione, także w stosunku do ekonomii. Podjęto
wprawdzie wysiłki, aby ją zmatematyzować, wprowadzić do niej osiągnięcia fizyki,
biologii i innych nauk przyrodniczych, ale nikt przecież nie wątpi, że ekonomia
należy do nauk społecznych. Jeśli jednak dorobek Kuhna potraktuje się jako in* Prof.
post.pl
zw. dr hab. Zbigniew Madej – Instytut Nauk Ekonomicznych PAN; e-mail: z.madej@
162
Zbigniew Madej
spirację, a nie literalnie pojęte wytyczne, to korzystanie z niego w ekonomii,
a także w innych naukach społecznych, okaże się możliwe. Kuhn stosował różne
definicje paradygmatu, dokładniej – różne określenia, które trudno nazwać definicjami w ścisłym znaczeniu. Krytykowano go za to i nie bez powodu [Masterman
1970], ale moim zdaniem, tych różnorodnych określeń nie można przypisać wyłącznie niefrasobliwości autora. Przeciwnie, wynikają one raczej z troski o adekwatny opis różnych typów paradygmatów. Opowiadam się za podtrzymaniem tej
interpretacji, gdyż tak pojęta różnorodność występuje także w ekonomii. Można
zatem stosować najogólniej pojętą definicję paradygmatu oraz definicje szczegółowe, charakteryzujące poszczególne typy paradygmatów. Paradygmaty są konstrukcjami myślowymi z zakresu epistemologii, służącymi do badania zjawisk
naukowych występujących w różnych dyscyplinach. Środowiskiem paradygmatów
jest świat idei. Nie mają one swoich desygnatów w świecie materialnym, nie opisują rzeczy lub osób, lecz wytwory ludzkiego umysłu. Należą do zespołu pojęć
oznaczających symbole, główne cechy, wzorce i modele, a także fundamentalne
założenia teorii, szkół i dyscyplin naukowych. Tworzą je z reguły poszczególni
uczeni (często w sposób niezamierzony), ale statusy zasad obowiązujących nadają im większe zespoły ludzkie ze świata akademickiego poprzez tzw. społeczne
uznanie.
W każdej dyscyplinie naukowej można wyróżnić trzy typy paradygmatów.
1) paradygmaty dotyczące całej dyscypliny (astronomii, fizyki, chemii, ekonomii
itp.), które można nazwać także paradygmatami ogólnodyscyplinarnymi lub
dużymi;
2) paradygmaty dotyczące poszczególnych szkół występujących w danej dyscyplinie. W ekonomii będzie to zatem: paradygmat neoklasyczny, keynesowski,
marksistowski itp. Dla oznaczenia ich rangi wewnątrz dyscypliny można je
nazwać paradygmatami średnimi;
3) paradygmaty dotyczące poszczególnych problemów naukowych lub metod
badawczych. W tej grupie znalazłyby się zatem paradygmaty wzrostu gospodarczego, paradygmat indywidualizmu metodologicznego itp. Dla zachowania
przyjętego porządku można by je nazwać paradygmatami małymi, gdyby nie
obawa, że pomniejszy się przez to ich znaczenie.
W tym artykule skoncentruję uwagę na paradygmatach średnich i dużych,
charakteryzujących szkoły ekonomiczne i całą dyscyplinę ekonomii. Do tego celu
najlepiej nadaje się takie ujęcie paradygmatów, które Kuhn nazwał ujęciem socjologicznym [Kuhn 2001]. Jest ono najbardziej pojemne, a jednocześnie podzielne, pozwalające bez trudu wydzielić odpowiednie segmenty, które można wykorzystać do opisu paradygmatów o węższym zasięgu. Socjologiczne ujęcie paradygmatu zawiera dwie warstwy:
1) przekonania i wartości wyznawane przez określone grupy uczonych, reprezentujących daną szkołę lub całą dyscyplinę naukową;
2) metody, techniki badawcze i inne elementy typu instrumentalnego, a także
usankcjonowane przez praktykę badawczą wzorcowe sposoby dociekań na-
Paradygmaty i główny nurt w ekonomii
163
ukowych oraz takie rezultaty badań, które służą jako archetypy w późniejszych badaniach.
Pierwszą warstwę Kuhn nazwał zbiorem metafizycznym lub quasi-metafizycznym, ale można ją nazwać także warstwą ideologiczną, pamiętając, że każda nazwa musi zawierać, a przynajmniej dopuszczać, elementy aksjologiczne oparte na
przesłankach pozanaukowych. Druga warstwa, którą można by nazwać warstwą
instrumentalną, zawiera elementy ściśle związane z warsztatem badawczym,
stechnicyzowane, mniej lub bardziej oddalone od otoczenia kulturowego i systemów wartości. Obydwie warstwy mają walory heurystyczne, choć odgrywają odmienne role w badaniach naukowych. Warstwa ideologiczna inspiruje, zniechęca
lub wręcz zabrania eksploracji naukowych w takich lub innych dziedzinach. Nie
sposób jednak odmówić jej właściwości sprawczych. Ideologie odgrywały ogromną rolę w cywilizacyjnym rozwoju ludzkości, miały poważny wpływ na badania
naukowe i nadal są wysoce aktywne na tych polach. Warstwa instrumentalna
bywa traktowana jako heurystyczna z samej definicji, co jest usprawiedliwione
jedynie w ujęciu normatywnym, gdyż taka być powinna, w tym celu ją się tworzy,
ale nie zawsze cel taki udaje się osiągnąć. Z tego powodu do warstwy instrumentalnej należy odnosić podobne uwagi jak do warstwy ideologicznej: może ona
dobrze służyć badaniom lub źle. Te same uwagi odnoszą się z kolei do całych
paradygmatów, które składają się z tych dwóch warstw. Mogą one zatem sprzyjać
postępowi wiedzy lub go hamować. Dotyczy to wszelkich paradygmatów, ale ekonomia i w tej materii zachowuje swoją specyfikę.
Ideologia i uwarunkowania kulturowe odgrywają znacznie większą rolę w ekonomii niż w naukach ścisłych i przyrodniczych. Wywierają one przy tym poważny
wpływ na gospodarkę i politykę. Dlatego warstwa ideologiczna w paradygmatach
występujących w ekonomii musi być bardziej rozbudowana. W metafizycznej warstwie paradygmatów Kuhna mieszczą się wyłącznie przekonania naukowców,
a nie jakieś inne, a w dodatku przekonania takie, które dotyczą wyborów fundamentalnych. Są to zatem wybory szkół, do których naukowcy chcą należeć lub
sympatyzować z nimi, wybory nowych paradygmatów, porzucanie starych itp. Takie wybory stanowią względnie samodzielną strefę wyborów w tym sensie, że
z jednej strony nie mają, a przynajmniej nie muszą mieć związku z panującą doktryną polityczną i obowiązującą ideologią w danym kraju lub w grupie krajów,
a z drugiej strony nie dotyczą, a przynajmniej nie muszą dotyczyć, wybierania
konkretnych metod badawczych w warstwie instrumentalnej paradygmatu. Chemicy o przekonaniach liberalnych tak samo oceniają działanie kwasu solnego na
metale, jak chemicy o innych przekonaniach. Ich światopogląd i system wartości
daje najczęściej znać o sobie dopiero wtedy, gdy pojawia się kryzys w ich dyscyplinie prowadzący do zmiany paradygmatu. Nie wystarczają już wtedy laboratoryjne metody badawcze, w sukurs przychodzą sympatie i antypatie, rozczarowanie starym paradygmatem i wiara w nowy, a ściślej – zaufanie do tych osób (z reguły pionierów), które twierdzą, że będzie on lepszy od starego.
W ekonomii sytuacja jest inna. Tu warstwa ideologiczna paradygmatu jest bardziej aktywna. Oceny wartościujące występują na co dzień, a nie tylko przy zmia-
164
Zbigniew Madej
nie paradygmatów i mogą być skrajnie odmienne. To samo zjawisko gospodarcze,
na przykład deficyt finansów publicznych w danym kraju i w danym czasie, bywa
z reguły inaczej oceniane przez keynesistów niż przez monetarystów. Inne są
także powiązania między systemem wartości i poglądami środowisk naukowych
a systemem wartości i poglądami środowisk pozanaukowych: polityków, dziennikarzy, biznesmenów i innych grup społecznych. Od ponad 350 lat występuje
na świecie przemienna dominacja idei zbliżonych do leseferyzmu oraz idei zbliżonych do interwencjonizmu państwowego bądź etatyzmu [Madej 2009]. Do dominacji takich lub innych idei przyczyniają się sami ekonomiści, ale występuje
także sprzężenie zwrotne. W czasie dominacji leseferyzmu polityka, biznes i inne
struktury zwiększają zapotrzebowanie na usługi szkół ekonomicznych o cechach
leseferystycznych. Szkoły interwencjonistyczne i etatystyczne schodzą wtedy na
drugi plan, zajmują miejsce w opozycji, analizują popełnione błędy i przygotowują się do kolejnego wyjścia na pozycje czołowe. W następnym okresie role się
zmieniają, ale w każdym czasie działa wiele szkół ekonomicznych, którym przyświecają różne paradygmaty. Sprzężenie zwrotne między nauką a polityką, mediami i biznesem powoduje, że ideologiczna warstwa paradygmatów w ekonomii
zazębia się z systemami wartości kręgów pozanaukowych, tworząc w sumie bardzo rozległy i bardzo aktywny obszar. Sięga on do szczytów władzy i oficjalnych
doktryn państwowych1. Granica między ideologiczną warstwą paradygmatów
w ekonomii a ideologią ogólną jest rozmyta, niewyraźna lub nie ma jej w ogóle.
Dotyczy to zarówno ekonomicznej wiedzy pozytywnej, jak i normatywnej, ale
wpływ ideologii i polityki na ekonomiczną wiedzę normatywną jest z oczywistych
względów znacznie większy niż na pozytywną.
Dotychczas z przemiennej dominacji idei korzystają dwie siły: leseferyści
bądź propaństwowcy. Żadna z nich nie ma trwałego monopolu ani w sferze nauki, ani w sferze polityki i gospodarki. Niezależnie od tego, czy taki stan ocenia
się pozytywnie, czy negatywnie, od kilku wieków jest on czymś rzeczywistym
i powtarzalnym, czyli swoistą normą zarówno dla ekonomii, jak i dla realiów
gospodarczych i politycznych. Bez trudu można spostrzec, że omawiana tu przemienność ma coś wspólnego z bardziej regularną, średniookresową (co 4–5 lat)
przemiennością na scenach politycznych, zwłaszcza w dwupartyjnych systemach
politycznych krajów anglosaskich. To pokrewieństwo wyda się mniej zaskakujące, gdy uświadomimy sobie, że obydwa przemienne systemy ukształtowały się
w tym samym, europejskim kręgu kulturowym. Kwestią otwartą jest natomiast
pytanie, dlaczego tak się stało. Wymaga ono dodatkowych studiów i trzeba je
przesunąć na inną okazję. Równoległe występowanie wielu szkół cechowało kiedyś nauki ścisłe i przyrodnicze. Taki stan Kuhn utożsamiał z prematuralnym
okresem w rozwoju wszystkich dyscyplin naukowych. W okres dojrzały nauki
wchodziły, jego zdaniem, dopiero wtedy, gdy potrafiły stworzyć jeden wspólny
1 Z powodów ideologicznych i politycznych „paradygmaty chińskie” nie będą kompatybilne,
jak zobaczymy później, z paradygmatami zachodnimi tworzonymi w ramach ekonomii głównego nurtu.
Paradygmaty i główny nurt w ekonomii
165
paradygmat łączący wszystkie szkoły. Nauka stawała się wówczas nauką normalną [Kuhn 2001]2.
Ekonomia nie osiągnęła jeszcze takiego stanu, choć licząc od czasów merkantylizmu ma już za sobą ponad 350 lat. Trudno jednak powiedzieć, że znajduje się
w okresie prematuralnym, ponieważ nie ma przekonujących dowodów, że musi się
rozwijać zgodnie z wzorcami ustalonymi według szlaków rozwojowych nauk ścisłych
i przyrodniczych. Niektórzy utrzymują, że wielość szkół jest immanentną cechą nauk
społecznych [Amsterdamski 1985], stanowi jedną z form pluralizmu albo szerzej –
różnorodności, która jest wartościę samoistną i godną obrony [Kozłowski 2009]. Są
to argumenty ważkie, ale należy także zastanowić się, czy obecny stan ekonomii jest
stanem jedynym, bezalternatywnym. Taka hipoteza byłaby trudna do obrony.
Przyjrzyjmy się uważniej szkołom w ekonomii. Każda z nich jest czymś odrębnym, każda posiada swoją historię i swoich zwolenników. Dla każdej można sformułować odrębny paradygmat, gdyż szkoły ekonomiczne, zwłaszcza te najważniejsze, zawsze różniły się między sobą wartościami ideologicznymi i zespołem instrumentów badawczych. Powstawały na zasadzie tezy i antytezy. Szkoła klasyczna była
antytezą wobec merkantylizmu, marksizm wobec szkoły klasycznej, neoklasyczna
szkoła wobec marksizmu, keynesizm wobec szkoły neoklasycznej, a monetaryzm
wobec keynesizmu. To uparte, powtarzające się anty miało różną siłę, dlatego są
niepłonne nadzieje, że w wielu przypadkach uda się je przezwyciężyć.
Na razie odnotujmy jednak, że w dziejach myśli ekonomicznej powstał samonapędzający się mechanizm, tworzący coraz nowe, przeciwstawne ogniwa długiego łańcucha, który w sposób spontaniczny, niezaprogramowany przecież na samym początku przez Colberta ani przez Adama Smitha, zapewniał ową pożądaną
przez wielu różnorodność poglądów. Dokładne zbadanie tego łańcucha pozwoliłoby głębiej wejrzeć w cały proces kształtowania się myśli ekonomicznej. Dodajmy jednak, że takie badania powinny objąć również drugą stronę medalu. Trzeba
bowiem uwzględnić, że każda z tych szkół chciała być oryginalna, wierna wybranej idei przewodniej i jedyna, a co najmniej pierwsza wśród innych. Dlatego każda grzeszyła jednostronnością, każda z istoty swojej była i jest heurystycznie
ułomna. Każda oświetla tylko jakąś stronę świata realnego, a pretenduje do
wniosków uniwersalnych. Jest to bodaj najistotniejsza słabość dotychczasowych
szkół ekonomicznych, dlatego wielu badaczy usiłuje wyrwać się z tego schematu
i przejść na inne płaszczyzny.
2. Walory głównego nurtu
Już od dłuższego czasu występują w ekonomii symptomy nowego stanu, w którym zachowują się znamiona różnorodności, a równocześnie powstają oznaki
jedności. Mam na uwadze przepływy idei między różnymi szkołami, mniej lub
2 Tę
kwestię w pierwszej fali krytyki Kuhna podjął J. Watkins [1970].
166
Zbigniew Madej
bardziej sformalizowane porozumienia, jak konsensus waszyngtoński i powstający dopiero konsensus pekiński [Ramo 2004], czy wreszcie konsensus o wiele starszy i zdecydowanie ważniejszy, czyli swoista zgoda w sprawie tworzenia głównego
nurtu w ekonomii [Brzeziński i in. 2009]. Umów w tych sprawach nie podpisywano, podobnie jak w sprawie paradygmatów w naukach ścisłych i przyrodniczych.
Są to typowe objawy spontanicznego powstawania wspólnot naukowych, łączących ludzi o zbliżonych poglądach i warsztatach badawczych, a jednocześnie pozostawiających szeroki zakres swobody. Koncept głównego nurtu i spontaniczny
ruch w kierunku jego realizacji stanowi oryginalne, nowatorskie osiągnięcie ekonomistów. Jest to historyczne, ważne wydarzenie. Dzięki niemu wielowątkową
wiedzę ekonomiczną, reprezentowaną przez różne szkoły, już można obejmować
wspólną „otuliną” i zbliżać do tradycji paradygmatu kuhnowskiego, zbudowanego na gruncie nauk ścisłych i przyrodniczych. Pewną zbieżność można zauważyć
także z tradycją Lakatosa, bo przecież owa „otulina” przypomina tzw. pas ochronny, a główny nurt – tzw. twardy rdzeń, który reprezentuje to, co bardziej trwałe,
uznane przez podstawową część uczonych.
Trudno powiedzieć, czy dotychczasowa konsolidacja myśli ekonomicznej znalazła się w połowie drogi, czy nieco dalej i nie jest pewne, czy zmierza w kierunku
wspólnego paradygmatu [Wojtyna 2009]. Na razie zespalają się szkoły nieantagonistyczne, spokrewnione w taki lub inny sposób ze szkołą neoklasyczną, a pośrednio z fundamentami całej ekonomii zbudowanymi przez szkołę klasyczną. Do
głównego nurtu zalicza się zazwyczaj, choć nie ma tu jednomyślności: szkołę neoklasyczną, ekonomię behawioralną, nową ekonomię instytucjonalną, socjologię
ekonomiczną, ekonomię złożoności, nową ekonomię polityczną. Na zewnątrz pozostają: marksizm, szkoła austriacka, keynesizm i inne3. Dwie spośród tu wymienionych mają wiele wspólnego z kierunkami myślenia zaliczanymi do głównego
nurtu, gdyż afirmują gospodarkę rynkową. Klasyczny marksizm jej nie afirmuje,
późniejsze odmiany marksizmu w taki lub inny sposób skłaniają się wprawdzie ku
rynkowi, ale typowego kapitalizmu nie akceptują lub po prostu nie wiedzą, jak
się wobec niego zachować.
Cały kompleks tych spraw stanowi punkt zwrotny w dziejach poszczególnych
szkół i całej ekonomii, wymagający głębokiego namysłu. Wyłaniają się na tym tle
dwa ważne pytania: jak ocenić dotychczasowe dokonania i co myśleć o przyszłości ekonomii. W odpowiedzi na pierwsze pytanie trzeba odnotować, że dotychczasowe wysiłki zmierzające do wykreowania wspólnego nurtu można nazwać
sukcesem trójwymiarowym lub zdecydowanym krokiem w kierunku takiego sukcesu. Po pierwsze – jest to sukces w wymiarze socjologicznym, ponieważ w jednym nurcie, wokół jednej linii przewodniej skupiają się liczne zastępy ludzi nauki,
którzy przez długi czas działali osobno w zwalczających się szkołach. Po drugie
– jest to sukces na niwie intelektualnej, ponieważ główny nurt tworzy nową, szeroką platformę badawczą, która zmiękcza, a z czasem może nawet wyeliminuje
3 A.
Wojtyna [2000] oraz A. Ząbkowicz [2009] zaliczają keynesizm do głównego nurtu.
Wielu innych nie podziela tej opinii w ogóle lub dopuszcza jedynie neokeynesizm i postkeynesizm. P. Pysz [2009] krytycznie ocenia główny nurt z powodu pomijania ordoliberalizmu.
Paradygmaty i główny nurt w ekonomii
167
ułomności poznawcze wynikające z ciasnych, monistycznych cech poszczególnych
szkół ekonomicznych. Zwiększy się dzięki temu swoboda poszukiwań, a jednocześnie z tym główny nurt będzie chronił przed bezładnym rozproszeniem myśli.
Po trzecie – jest sukcesem w sensie aplikacyjnym, ponieważ badania ukierunkowane, ale nie skrępowane ortodoksyjnymi ograniczeniami bardziej odpowiadają
potrzebom praktyki.
Z punktu widzenia paradygmatów, a ta idea przyświeca ciągle naszym rozważaniom, najistotniejszy jest punkt drugi. On właśnie prowadzi do pytania, czy
kształtowanie się głównego nurtu jest tylko przyczynkiem, ważnym etapem, czy
wystarczającą podstawą do stworzenia wspólnego paradygmatu dla całej ekonomii. Pytanie kapitalne, a odpowiedź niełatwa. Trzeba bowiem rozstrzygnąć, czy
paradygmaty można budować wyłącznie na podstawie monistycznych koncepcji,
czy też dopuszczalny jest jakiś pluralizm. Paradygmat jest symbolem spójności
i zwartości. Stanowi on najbardziej syntetyczny opis, niemal znamię lub znak
rozpoznawczy każdej dyscypliny naukowej, każdej szkoły lub problemu naukowego. Dlatego monizm ideologiczny w warstwie metafizycznej i monizm kognitywny
w warstwie instrumentalnej paradygmatów są najlepszymi gwarantami tej spójności. Jest zatem zrozumiałe, że naukoznawcy chętnie wykorzystują ideę monizmu przy budowie paradygmatów.
Kuhnowska tradycja jest de facto tradycją paradygmatów monistycznych. Ta
opinia odnosi się zarówno do poszczególnych szkół z okresu prematuralnego, jak
i do całych dyscyplin naukowych w okresie nauki normalnej. Jeśli nawet przez
pewien czas występują w poszczególnych szkołach lub w całej dyscyplinie naukowej rywalizujące ze sobą paradygmaty, na przykład stary i nowy, to ten osobliwy
pluralizm jest reprezentowany przez zbiór paradygmatów opartych na dwóch odrębnych koncepcjach monistycznych. Ekonomia może się wesprzeć dorobkiem
Kuhna, ale na poziomie szkół ma własne bardzo silne podstawy do tworzenia
monistycznych paradygmatów. Każda z nich powstała jako odrębna struktura
i starała się zachować swoje specyficzne cechy zarówno w warstwie metafizycznej,
jak i w warstwie instrumentalnej, mimo że każda przechodziła wewnętrzną ewolucję. Zupełnie inna sytuacja występuje w ekonomii na poziomie wyższym. Mamy
tu bowiem do czynienia jedynie z głównym nurtem, który jest zaledwie jakimś
paliatywem całej dyscypliny, gdyż nie obejmuje wszystkich szkół, a obejmowanych nie integruje w pełni. Jedność oparta na głównym nurcie podobna jest, jeśli
użyć analogii z międzynarodowej sceny politycznej, do jedności we współczesnej
Unii Europejskiej, gdzie to, co wspólne jest skromniejsze od tego, co indywidualne, świadczące o autonomii poszczególnych państw.
Mimo tych zastrzeżeń można, moim zdaniem, budować paradygmat oparty
na obecnym głównym nurcie ekonomii. Hipoteza ta stanowi novum w literaturze
przedmiotu. O paradygmatach bazujących na głównym nurcie nie pisał Kuhn
i w ogóle nie posługiwał się pojęciem głównego nurtu. Nie spotkałem jednoznacznej opinii w tej sprawie u innych autorów – również u tych, którzy zajmowali się głównym nurtem. Głębsze badania mogą jednak wykazać, że nauki ścisłe
i przyrodnicze, a także nauki społeczne przechodziły kiedyś, lub przechodzą
168
Zbigniew Madej
obecnie, przez taką fazę, którą można nazwać tworzeniem głównego nurtu. Wtedy ujawni się pytanie, czy tworzenie paradygmatów opartych na głównym nurcie
jest czymś uniwersalnym, dotyczącym wszelkich dyscyplin naukowych, czy też
czymś wyjątkowym, dotyczącym tylko ekonomii.
Wśród argumentów za wykorzystaniem głównego nurtu jako podstawy paradygmatów najważniejsze jest to, co kryje się za owym wyróżniającym przymiotnikiem – główny. Nie chodzi tu przecież o pojedynczy nurt z jakiejś struktury wielonurtowej, lecz o nurt ważny, dominujący, który zdobył supremację nad całością.
Paradygmat należy budować na tym, co wspólne, co łączy różne szkoły w sensie
metafizycznym i instrumentalnym. W ekonomii taki paradygmat nie byłby zatem
kwintesencją zasad szkoły neoklasycznej. Nie byłby także zwykłą sumą monistycznych paradygmatów z poszczególnych szkół, lecz stworzoną od nowa konstrukcją
myślową złożoną z takich elementów, które już są traktowane jako elementy
wspólne, oraz z takich, które mają szanse na wspólną akceptację. Tak pojmowany
paradygmat działałby przez pewien czas wśród paradygmatów należących do poszczególnych szkół. Byłby zatem jedną z wielu myśli przewodnich występujących
w ramach głównego nurtu, ale grałby rolę idei nadrzędnej. Byłby czymś więcej
niż przysłowiowy primus inter pares. Taki zbiór można by nazwać zbiorem o hierarchicznej strukturze, w której na niższej kondygnacji znajduje się wiele paradygmatów, a na wyższej jeden. Występuje w nim swoisty pluralizm, ale jest to
wielość w jedności uzyskanej dzięki pokrewieństwu szkół ekonomicznych tworzących główny nurt ekonomii. Musi być zatem jakiś element jednoczący, aby w pluralistycznym środowisku można było stworzyć jeden paradygmat. Główny nurt
posiada taką cechę. Trudno powiedzieć, jak długo miałaby trwać taka hierarchiczna struktura w ekonomii, ale wolno zakładać, że byłaby ona strukturą przejściową, występującą między okresem, gdy istnieje wiele odrębnych szkół ekonomicznych z własnymi paradygmatami, a okresem, w którym ukształtuje się zwarta dyscyplina naukowa z jednym, wspólnym paradygmatem.
Jako kwestię otwartą zostawiam pytanie, jak należałoby zdefiniować paradygmat oparty na głównym nurcie i jak go nazwać. Sądzę, że z biegiem czasu ukształtuje się jakaś trafna nazwa. Powinna ona uwzględniać obydwie warstwy paradygmatu, dlatego inspiracji należałoby szukać w takich określeniach, które łączą
ideologię i politykę oraz gospodarkę. „Demokracja i rynek” jest może zbyt wielkim skrótem, ale chodzi o coś podobnego. Mam nadzieję, że z czasem pojawią
się także celne nazwy paradygmatów charakteryzujących poszczególne szkoły.
Jeśli przyszła postać ekonomii miałaby dosłownie wyrastać z obecnego głównego nurtu lub być jedynie jego późniejszą wersją, to marksizm, keynesizm, szkoła austriacka, ordoliberalizm i inne musiałyby zostać na uboczu. Historycznie
rzecz ujmując, nie byłoby to bezprecedensowe wydarzenie. Merkantylizmu i fizjokratyzmu też nie włącza się do głównego nurtu. Jednak otwarte jest pytanie,
czy są merytoryczne przesłanki, aby wykluczać te szkoły z współczesnej ekonomii
i czy bez ich dorobku będzie ona w stanie podejmować oczekujące ją wyzwania.
Chodzi zwłaszcza o takie kapitalne problemy, jak transformacja ustrojowa, globalizacja i nowoczesna rola państwa w życiu gospodarczym. Każdy z tych proble-
Paradygmaty i główny nurt w ekonomii
169
mów już się bada i do każdego z nich wykorzystuje się różne zasoby wiedzy łącznie z tymi, które tworzono kiedyś w innych okolicznościach i dla innych potrzeb.
Przy oświetlaniu transformacji sięga się do instytucjonalizmu [Hodgson 2006,
Lissowska 2009], teorii praw własności, teorii kosztów transakcyjnych, teorii wyboru publicznego i innych zasobów [Fiedor 2009, Hardt 2010]. Jest to zupełnie
zrozumiałe. Każde nowe zjawisko pojawiające się w świecie realnym próbujemy
poznać i opisać za pomocą już zgromadzonej wiedzy, gdyż innej nie mamy, ale
z reguły od razu zakładamy, że są to opisy wstępne, które z czasem mogą być
skorygowane4. W przypadku transformacji systemowej przyjmujemy podobne
założenia.
3. Posocjalistyczna Europa gotowa do paradygmatu
opartego na głównym nurcie
Samą transformację systemową oświetlano już na wiele sposobów. W tym artykule z oczywistych względów podjęte zostaną wyłącznie te problemy, które wiążą
się ściśle z paradygmatami, ale trzeba się liczyć z tym, że są to problemy świeże,
jeszcze niezbadane i nieopisane należycie przez naukę. Wchodzimy zatem na
inny, mniej pewny grunt niż w dotychczasowych rozważaniach.
Transformacja posocjalistyczna jest bezprecedensowym wydarzeniem w trojakim sensie. Po pierwsze, jest pionierska, gdyż nigdy wcześniej nie odchodzono od
socjalizmu. Po drugie, jest kompleksowa, ponieważ zmienia się cały ustrój, łącznie z systemem wartości, systemem politycznym i systemem gospodarczym, a nie
jakiś pojedynczy element ustroju, jak zasady funkcjonowania gospodarki lub sposoby sprawowania władzy, które zmieniano często zarówno w kapitalizmie, jak
i w socjalizmie. Po trzecie, przebiega w sposób zorganizowany, sterowany odgórnie i posiada zdefiniowany cel, a przynajmniej kierunek zmian. Bliższa jest zatem
procesom konstruktywistycznym niż spontanicznym, choć elementy spontaniczne
w niej występują [Konstruktywizm i spontaniczność... 1993]. Żadna szkoła ekonomiczna nie jest w stanie za pomocą swojej ideologii i swojego zasobu wiedzy
ogarnąć tego zespołu zagadnień. Wiele z nich zajmowało się wprawdzie zmianami systemowymi wewnątrz ustroju kapitalistycznego i ten dorobek można wykorzystać przy tworzeniu i opisywaniu poszczególnych fragmentów kapitalizmu powstającego w krajach posocjalistycznych, ale teoretyczne podstawy transformacji
trzeba tworzyć w inny sposób.
Paradoks historii polega na tym, że twórcy socjalizmu, wbrew swoim intencjom, pozostawili najwięcej wskazań na temat przekształcania go w jakiś inny
ustrój. Dotyczy to zwłaszcza nurtu marksistowskiego, który zajmował się kompleksowymi przekształceniami całych formacji społeczno-gospodarczych i tworzył
4 Według
Poppera jest to podstawowa zasada badań naukowych podlegających ciągłej falsyfikacji [Popper 2002]. Jednak nie wszyscy podzielają ten pogląd [Kuhn 2001; Blaug 1995],
gdyż sugeruje on permanentną rewolucję w nauce, co byłoby trudno udowodnić.
170
Zbigniew Madej
konstruktywistyczne projekcje aplikacyjne. Dotyczyły one oczywiście przekształcania kapitalizmu w socjalizm, a nie odwrotnie, jak dzisiaj się to robi, ale w kompleksowym podejściu do zmian ustrojowych oraz w konstruktywistycznym ich
traktowaniu występuje daleko idące podobieństwo między tymi dwoma procesami dziejowymi. Na początku transformacji nie zwracano na to należytej uwagi.
Więcej, w antysocjalistycznym i antymarksistowskim skłonie w stronę idei liberalnych przywoływano nawet Hayeka jako duchowego patrona przeprowadzanych
wówczas reform, choć był on, jak wiadomo, zdecydowanym przeciwnikiem konstruktywizmu niezależnie od tego, jaka doktryna go lansowała i w jakim ustroju
był realizowany. Spośród polskich reformatorów chyba jedynie J. Lewandowski,
zdecydowany liberał, znawca dorobku Hayeka i minister przekształceń własnościowych na początku transformacji, pisał wprost o odgórnym, konstruktywistycznym charakterze ówczesnych reform i podtrzymuje to zdanie do czasów obecnych [Lewandowski 1996, 2010].
Warto jednak odnotować, że ten konstruktywizm transformacyjny nie był poprzedzony rewolucyjną destrukcją. Przekształcanie socjalizmu na gruncie europejskim nie nawiązało do tradycji rewolucji francuskiej z 1789 r. ani do rewolucji rosyjskiej z 1917 r., a w Chinach nie poszło śladami Wielkiego Marszu z lat
1934–1935. Teoretycy marksizmu dopuszczali wprawdzie pokojowe przekształcenia ustrojowe, ale rewolucje traktowali jako główne formy tych przekształceń.
Reformatorzy ustroju socjalistycznego odrzucili tę drogę, a dla podkreślenia
specyfiki przemian szybko wymyślili piękną nazwę „rewolucji aksamitnych”
i „refolucji”. Panuje na ogół zgoda, że jest to wymowne znamię czasów obecnych, ale ciągle nie wiadomo, dlaczego tak się stało, choć stać się nie musiało.
Dlaczego pokojowe przekształcanie socjalizmu zdołało się przebić przez rewolucyjne tradycje europejskie i chińskie. Warto badać te sprawy, a bilans kosztów
i korzyści pokojowych transformacji powinien być ciągle obecny w dyskusjach na
temat historycznej roli wojen, insurekcji i rewolucyjnych zrywów w kształtowaniu ludzkich dziejów.
Dziś z perspektywy minionych kilku dekad możemy jednoznacznie stwierdzić,
że w posocjalistycznej transformacji ukształtowały się dwie trajektorie: europejska i chińska. Każda z nich ma swoją wewnętrzną specyfikę, inaczej transformacja przebiega w Polsce niż w Rosji. Inaczej we wschodnich prowincjach Chin niż
w środkowych. Ale w sumie to, co europejskie jest zdecydowanie odmienne od
tego, co chińskie. Z punktu widzenia paradygmatów te generalne różnice są najistotniejsze. Główna idea europejskiej transformacji polegała na obaleniu ustroju socjalistycznego i relatywnie szybkiej likwidacji wszelkich pozostałości tego
ustroju. Symbolizowała ją amerykańska polityka: rozbić imperium zła oraz szybko, w sposób szokowy wprowadzić neoliberalne porządki polityczne i gospodarcze. Taki zamysł skierowany był w stronę ZSRR – głównego reprezentanta tego
imperium, ale obejmował także inne europejskie kraje socjalistyczne. Nie był
natomiast adresowany do Chin, gdyż Stany Zjednoczone i Chiny od początku lat
70. XX w. szukały zbliżenia wobec utrzymującego się ciągle zagrożenia ze strony
ZSRR [Fenby 2009]. W posocjalistycznych krajach europejskich koncepcja szyb-
Paradygmaty i główny nurt w ekonomii
171
kiego przewrotu ustrojowego napotykała na liczne przeszkody. Nawet najsilniejsza organizacja opozycyjna – polska „Solidarność” – nie była gotowa do szybkich
zmian ustrojowych, ale zewnętrzne naciski okazały się dostatecznie silne [Modzelewski 2008]. W wyniku tego ukształtował się specyficznie europejski sposób
transformacji, odmienny od chińskiego.
Podstawowe, charakterystyczne cechy europejskiego sposobu transformacji
były następujące:
1. System wartości rozpadł się w większości europejskich krajów socjalistycznych
na długo przed innymi zmianami. Liczne grupy ludzi zwątpiły w ideały socjalistyczne, a z czasem również przedstawiciele władz zdali sobie sprawę, że są
one nieosiągalne.
2. W latach 1989–1991 we wszystkich krajach socjalistycznych wystąpiła powszechna zmiana władz politycznych, która odbyła się na zasadzie domina.
Nowi ludzie władzy najczęściej wywodzili się z tzw. wewnątrzpartyjnej opozycji w partiach rządzących, choć w niektórych krajach do nowych władz wchodzili przedstawiciele innych kręgów społecznych.
3. Nowe władze w sposób zorganizowany, docelowy, odgórnie sterowany odrzucały podstawy prawne poprzedniego ustroju i wprowadzały nowe. W sferze
gospodarczej zainicjowano w tym trybie trzy ważne działania: deregulację,
liberalizację i prywatyzację. Dwa pierwsze zadania zrealizowano relatywnie
szybko, a trzecie, o wiele trudniejsze, realizowano ze zrozumiałych względów
w dłuższym okresie. W tych działaniach właśnie konstruktywizm przejawiał
się najwyraźniej. Postępowano zgodnie z zasadą prosocjalistycznych rewolucjonistów: najpierw zdobyć władzę, a później przekształcać gospodarkę i inne
elementy całego układu społecznego. Działano zatem całkiem odmiennie niż
czyniła to zachodnioeuropejska młoda burżuazja w XVIII w., która po raz
pierwszy tworzyła kapitalizm.
Stare nawyki i jakieś elementy starych instytucji utrzymują się nawet po najbardziej radykalnych rewolucjach. Utrzymywały się one i występują nadal w posocjalistycznych krajach europejskich, ale oficjalnie nie deklarowano kontynuacji.
Odgradzano się raczej grubą linią od przeszłości. Oficjalnie odcinano się także
od poszukiwania tzw. trzecich dróg, choć naukowcy wysuwali takie propozycje
[Kowalik 2009]. Posocjalistyczna transformacja ustrojowa w Europie Środkowej
i Wschodniej bliższa jest naśladownictwu niż nowatorstwu. Główny wysiłek koncentruje się na implantacji zapożyczonych rozwiązań, a nie na poszukiwaniu nowych. Taka zasada obowiązuje zarówno w sferze idei (łącznie z ideami naukowymi), jak i w sferze praktyki. Na początku transformacji przejęto z Zachodu neoliberalną ideologię, wielopartyjny system polityczny oraz rynkowy system
gospodarczy. W Rosji po 10 latach niezbyt owocnego eksperymentowania odrzucono neoliberalną ideologię i ograniczono leseferyzm gospodarczy, zwiększając
aktywność gospodarczą państwa. Zmodyfikowano także system polityczny, wprowadzając tzw. demokrację autonomiczną, nazywaną przez zewnętrznych obserwatorów demokracją sterowaną. Po kryzysie globalnym z lat 2008–2009 od ideologii neoliberalnej i od nadmiernej swobody przedsiębiorstw, a zwłaszcza ban-
172
Zbigniew Madej
ków, odstępują także inne kraje Europy Środkowej i Wschodniej, podobnie
zresztą jak pozostała część świata. Jednak podstawowe pryncypia demokratyczne
i gospodarka rynkowa w Europie Środkowej i Wschodniej nie są zachwiane.
Ekonomiści z europejskich krajów posocjalistycznych postąpili podobnie jak politycy. Przejęli z Zachodu ideologiczną i instrumentalną warstwę wiedzy ekonomicznej i posługują się nimi w dydaktyce oraz w analizie zjawisk gospodarczych. Dla
uściślenia należy dodać, że w polskich ośrodkach naukowych, a także w węgierskich,
jugosłowiańskich, a w pewnym okresie (Praska Wiosna) także w czechosłowackich,
znano je na długo przed rozpoczęciem transformacji. W innych krajach przyjmowano je później, ale cały analizowany tu obszar pożegnał się już definitywnie z ekonomią polityczną socjalizmu, która przez kilka dziesięcioleci była ważnym symbolem
odróżniającym socjalistyczny Wschód od kapitalistycznego Zachodu. Dziś ekonomiści z Europy Środkowej i Wschodniej posługują się taką samą wiedzą ekonomiczną,
jak ekonomiści w krajach zachodnich. Żyją i działają w takich warunkach ustrojowych, które są już porównywalne z warunkami ustrojowymi krajów zachodnich.
Część posocjalistycznych krajów europejskich należy do Unii Europejskiej. Można
zatem bronić hipotezy, że posocjalistyczna Europa jest gotowa do współtworzenia
jednej ekonomii i poszukiwania wspólnego paradygmatu. Dojrzała do tego zarówno
sfera realna jako przedmiot badań, jak i sfera idei – łącznie z ideologią i zasobem
wiedzy ekonomicznej, dostarczająca inspiracji i narzędzi badawczych. Wydaje się
wprawdzie, że do analizy samego przełomu ustrojowego między socjalizmem a kapitalizmem marksizm nadaje się lepiej niż jakakolwiek inna szkoła ekonomiczna,
ale mało prawdopodobna jest zgoda międzynarodowej społeczności ekonomistów
na włączenie marksizmu do głównego nurtu. Pozostaje zatem korzystanie z jego
dorobku bez włączania go do tego nurtu lub poszukiwanie jakichś innych rozwiązań. Dotyczy to z resztą nie tylko marksizmu i wymaga dodatkowych badań na temat wzajemnych relacji między głównym nurtem a wiedzą ekonomiczną spoza tego
nurtu oraz pogłębionej analizy kryteriów, które posłużyły do zaliczania bądź nie
zaliczania poszczególnych szkół do głównego nurtu ekonomii.
4. Chiny nie mieszczą się w zachodnim paradygmacie
W Chinach powstaje jakaś nowa struktura polityczno-gospodarcza, dla której
nauka nie znalazła jeszcze odpowiedniej nazwy i nie potrafi jej adekwatnie opisać. Tworzą ją kreatywni pragmatycy bez przygotowanej ex ante zwartej doktryny
i bez skłonności do monistycznego traktowanie swego dzieła. To, co już stworzono, nie mieści się w metafizyce i w zespole instrumentów szkoły neoklasycznej,
nawet tej wzbogaconej przez instytucjonalizm, nową ekonomię polityczną, ekonomię behawioralną i inne szkoły, które włącza się do głównego nurtu. Nie mieści się także w keynesizmie i marksizmie oraz w szkole austriackiej. Nie mieści
się, a jednocześnie w jakimś stopniu korzysta z dorobku wszystkich szkół ekonomicznych. Na tym m.in. polega specyfika tego fenomenu. Jest on symbolem kuh-
Paradygmaty i główny nurt w ekonomii
173
nowskiej anomalii, świadczącym o tym, że dotychczasowa wiedza nie potrafi odpowiedzieć na rodzące się pytania, a nowej jeszcze nie ma. W takich przełomowych okresach powstają nowe paradygmaty i przesłanki nowych wzorców
cywilizacyjnych [Mączyńska 2009]. W chińskim ustroju, używając określeń marksistowskich, można wyróżnić socjalistyczną lub wręcz komunistyczną nadbudowę
i kapitalistyczną bazę. W tradycji europejskiej taka konfiguracja jest niemożliwa,
w Chinach nie budzi większego zdziwienia. Znawcy problemu twierdzą, że w kulturze chińskiej nie ma dychotomii i ostrych rozgraniczeń. Niemal wszyscy odwołują się przy takiej okazji do pierwiastków yin i yang, które oznaczają przeciwieństwa, ale bywają nazywane także dualizmem komplementarnym [Góralczyk
2010]. W ramach nadbudowy występują trzy charakterystyczne elementy:
1. Oficjalną ideologią w Chinach jest nadal marksizm–leninizm oraz myśli Mao,
podniesione razem do tej rangi w okresie komunistycznej państwowości z lat
1949–1978 i podtrzymywane do czasów obecnych. W systemie wartości wielu
grup społecznych krzewi się wprawdzie kult bogactwa, ale nie jest on traktowany jako dysonans. Przeciwnie, znajduje uznanie i poparcie czynników oficjalnych, choć ostatnio władze już dostrzegają nadmierne rozwarstwienie dochodowe i majątkowe, zagrażające pokojowi społecznemu. Przywołują przeto
konfucjonizm, który ma łagodzić relacje międzyludzkie i konsolidować społeczeństwo [Wang 2008].
2. W Chinach panuje autorytarny system polityczny nazywany oficjalnie dyktaturą
proletariatu. Traktuje się go jako autentyczny element chińskiej tradycji, do
której zachodnia demokracja, co się często podkreśla, po prostu nie pasuje.
3. W Chinach zachowano poprzednią strukturę władzy. Polityczną władzą jest
nadal ta sama, działająca od 1921 r. partia komunistyczna, która organizowała walkę o niepodległość kraju, utworzyła w 1949 r. nową formę chińskiej
państwowości, a od końca lat 70. XX w. kieruje reformami prorynkowymi
i całym współczesnym etapem modernizacji kraju [Dickson 2008]. Zachowano
tę samą nazwę państwa, którą przyjęto w 1949 r. – Chińska Republika Ludowa. Utrzymano podstawowe ogniwa państwowej władzy ustawodawczej i wykonawczej oraz zachowano nadrzędność władz partyjnych nad ogniwami władzy państwowej.
Opinię o kapitalistycznej bazie chińskiego ustroju opieram na tym, że prywatna własność czynników produkcji dominuje w chińskiej gospodarce, choć de facto jest ona gospodarką mieszaną. Według raportu OECD [OECD 2010, s. 105–
–106] w chińskim sektorze przemysłowym udział przedsiębiorstw prywatnych
(krajowych i zagranicznych) w 2007 r. wynosił:
11 w ogólnej liczbie firm – 90%,
11 w ogólnej liczbie zatrudnionych – 74%,
11 w wartości majątku trwałego – 55%,
11 w wartości dodanej – 68%.
Reszta należała do przedsiębiorstw bezpośrednio i pośrednio państwowych
oraz kolektywnych.
174
Zbigniew Madej
Chińska gospodarka z taką strukturą własnościową przemysłu jak przedstawiono wyżej oraz z dominacją sektora prywatnego w handlu i rolnictwie nazywana jest oficjalnie socjalistyczną gospodarką rynkową. Nazwę tę wprowadzono do
konstytucji w 1993 r., gdy dominował jeszcze sektor publiczny, i utrzymuje się ją
nadal, choć występuje już zdecydowana przewaga sektora prywatnego. W Chinach stosuje się nadal państwowe planowanie gospodarcze, zachowując ciągłość
w numeracji kolejnych planów pięcioletnich, które zaczęto realizować w odległych latach 50. XX w. W Chinach nikt oficjalnie nie odcina się od przeszłości.
Żadna ekipa nie obalała socjalizmu i nie budowała od nowa chińskiej tożsamości,
choć wprowadzano bardzo poważne innowacje, sięgające w bazie ekonomicznej
do fundamentów ustrojowych. Sektor prywatny w Chinach wytwarza w przybliżeniu podobną część PKB jak prywatne sektory w posocjalistycznych krajach europejskich, ale dochodzono do tych wielkości pod dachem innej ideologii i w zupełnie innym systemie politycznym.
Na tle tego, co wyżej napisano o Chinach, nasuwa się pytanie, czy na podstawie wiedzy niezbędnej do badania i opisu chińskiego fenomenu ustrojowego
można zbudować spójny paradygmat ekonomiczny. Twórcy paradygmatów w naukach ścisłych i przyrodniczych nie zajmowali się odrębnościami kulturowymi.
Matematyka, astronomia, chemia i inne nauki z tego obszaru są naukami uniwersalnymi. Ekonomia podtrzymuje podobne ambicje, ale liczni autorzy piszą o wielokulturowym kapitalizmie [Hampden-Turner, Trompenaars 2000]. Chiński kapitalizm ma swoje specyficzne zabarwienie i wiedza o nim ma także swoją specyfikę
[Huang 2008]. Najlepszym, jak już stwierdzono, niemal naturalnym środowiskiem
dla paradygmatów jest środowisko monistyczne, zbudowane z jednorodnych, a co
najmniej przylegających do siebie, pokrewnych idei. Tymczasem w Chinach występuje przedziwna różnorodność w sferze realnej i równie dziwna mieszanina
pojęć i schematów myślowych opisujących tę sferę. Dotyczy to zarówno
ideologiczno­‑politycznej nadbudowy, jak gospodarczej bazy. Chińscy reformatorzy wychodzą bowiem z założenia, że nieważne jest, iż jakieś elementy ich ustroju wywodzą się z socjalizmu, a inne z kapitalizmu, natomiast ważne jest, aby przynosiły zamierzone efekty. Chińscy naukowcy postępują podobnie. W opisywaniu
nadbudowy korzystają z zasobu wiedzy marksistowskiej, tradycyjnej wiedzy rodzimej oraz z najnowszych zachodnich zasobów wiedzy politologicznej. Do opisu
kapitalistycznej bazy wykorzystują wiedzę pochodzącą z różnych szkół ekonomicznych. Sięgają po modele wzrostu gospodarczego wywodzące się z tradycyjnej
szkoły neoklasycznej, korzystają z keynesizmu, znają dorobek szkoły chicagowskiej i traktują go równie poważnie jak dorobek postkeynesistów i neokeynesistów. W dalekosiężnych projekcjach przyszłościowych wykorzystują teoretyczny
dorobek socjalistycznej myśli ekonomicznej i socjalistycznej praktyki planistycznej. Analitycy zewnętrzni wywodzący się ze Stanów Zjednoczonych, z Europy
i innych części świata, badają chiński fenomen za pomocą takiego zasobu wiedzy,
jaki posiadają. Reprezentują różne szkoły ekonomiczne, przeto posługują się różnymi przesłankami ideologicznymi i różnym instrumentarium badawczym. Inaczej zatem postrzegają i inaczej oceniają chińską rzeczywistość leseferyści, a ina-
Paradygmaty i główny nurt w ekonomii
175
czej etatyści i interwencjoniści. Jedno ich łączy: wszyscy mają ogromne trudności
w zrozumieniu chińskiego fenomenu.
Przy takim rozproszeniu myśli trudno o jakąś wspólną ideę prowadzącą do
paradygmatu. W Chinach nie ma nawet czegoś takiego jak główny nurt myśli
ekonomicznej. Sami Chińczycy nie przywiązują większej wagi do takich mankamentów. Są pragmatyczni, mniej zajmują ich dyskusje o wielkich ideach, a więcej uwagi poświęcają konkretnym problemom. Analitycy zewnętrzni, na których
można by liczyć w sprawie paradygmatów, też nie proponują konstruktywnych
rozwiązań. Są już wprawdzie interesujące rozważania na temat paradygmatów
wśród rozstrzelonych poglądów i w zbiorach eklektycznych [Dunning 1988, Fiedor 2009], ale warto podjąć również inną próbę. W Chinach czynnikiem łączącym różnorodne poglądy na tematy gospodarcze nie jest jakaś dominująca
szkoła lub ważny nurt myśli ekonomicznej. Istnieje tam inna klamra spinająca:
polityczna koncepcja chińskich reformatorów, a zwłaszcza Deng Xsiao Pinga,
który w końcu lat 70. XX w. postanowił wprowadzić elementy rynkowe do socjalistycznej struktury ustrojowej. W ślad za tym poszły działania reformatorskie, które zmusiły Chińczyków do poszukiwania wiedzy o gospodarce rynkowej
w krajach kapitalistycznych. Mamy tu zatem do czynienia z odgórną inspiracją
polityczną, a nie z procesami spontanicznymi. Znów pojawia się konstruktywizm, choć sama przebudowa ustroju przebiega inaczej niż w Europie. Menedżerowie i teoretycy chińscy nie są związani z określonymi szkołami ekonomicznymi, a jeśli nawet, to inaczej niż Europejczycy i Amerykanie, przeto sięgają po wszelką wiedzę dotyczącą rynkowej gospodarki i dostosowują ją do
swojej gospodarki rynkowej sterowanej przez państwo. Torują zatem drogę do
zupełnie innego traktowania wiedzy ekonomicznej niż na Zachodzie. Przekraczają bez oporów ideologiczne granice poszczególnych szkół i korzystają z całego zasobu wiedzy o gospodarce rynkowej. Można zatem powiedzieć, że w sposób niezamierzony, z pobudek praktycznych dokonują czegoś bardzo ważnego
na gruncie teoretycznym. Pokazują, że w określonych warunkach kulturowych
budowane przez wieki granice między poszczególnymi szkołami ekonomicznymi stają się kruche jak szkło. To, co w kulturze zachodniej przez długi czas
traktowano jako nieprzekraczalne lub trudno przekraczalne, rozbijają niemal
w mgnieniu oka. Nie stworzyli jeszcze jednej zwartej ekonomii, ale pokazali, że
jest to prawdopodobne. Odpowiedzi oczekuje natomiast pytanie, kto dokona
tego wielkiego dzieła: Chińczycy nie obarczeni tradycją europejską, czy zawstydzony przez Chińczyków Zachód. Jest rzeczą zadziwiającą, że ekonomia głównego nurtu z wielką determinacją, porównywaną do imperialistycznych podbojów, wchodzi na teren socjologii, psychologii, pedagogiki i innych nauk społecznych [Stigler 1984, Fine 2002], a jednocześnie jest zupełnie obojętna wobec
chińskiego fenomenu, który od trzydziestu lat czeka na poważną naukową ocenę. Zajmuje się nim ekonomia porównawcza i inne nauki społeczne, ale nie
ekonomia głównego nurtu.
Równocześnie z przedstawionymi wyżej uwagami warto podkreślić, że przekraczanie granic doktrynalnych występuje również na Zachodzie. Globalny kry-
176
Zbigniew Madej
zys z lat 2008–2009 pokazał to w sposób wyraźny. Liberalni politycy zachowywali
się wówczas jak typowi interwencjoniści. Bez oporów sięgali do kiesy państwowej,
by wspierać upadające banki i wielkie firmy przemysłowe, mimo że deficyty budżetowe powiększali nawet w dwójnasób w ciągu jednego roku. Interwencjonistyczne zachowania wśród liberałów i liberalne wśród interwencjonistów występowały zresztą już wiele razy, także poza kryzysami. Polityka gospodarcza rzadko
bywa monistyczna. Luksus czystości ideowej zapewniają tylko świątynie dumania.
Wypróbowano to w strukturach religijnych oraz w świeckich „wytwórniach” ideologii, a stamtąd przeniesiono do nauki. Nie jest wykluczone, że do budowy jednej ekonomii praktycy dojrzeją wcześniej niż teoretycy. Nie są bowiem zbyt silnie
związani ze szkołami ekonomicznymi i z różnych względów nie mogą sobie pozwolić na monistyczny luksus.
W podsumowaniu tej części rozważań można stwierdzić, że w Chinach są
szanse na zbudowanie jednego, ogólnodyscyplinarnego paradygmatu lub quasi-paradygmatu w ekonomii. W jego warstwie instrumentalnej ideą łączącą różnorodną wiedzę ekonomiczną może stać się idea socjalistycznej gospodarki rynkowej lub idea sterowanej gospodarki rynkowej, gdyby Chiny kiedyś chciały zrezygnować z przymiotnika „socjalistyczna”. Jedna bądź druga idea ma już w każdym
bądź razie silne oparcie w sferze realnej chińskiej gospodarki i w oficjalnym stanowisku władz. Warstwa metafizyczna tego paradygmatu może być zbudowana
na bazie oficjalnej ideologii lub dosłownie utkana z elementów tej ideologii. Byłby to oczywiście paradygmat lub quasi-paradygmat specyficznie chiński, odpowiadający tamtej tradycji kulturowej i obecnym realiom w sferze politycznej i gospodarce.
Postawmy teraz pytanie, czy tak pojmowany chiński paradygmat ma szanse na
połączenie się z paradygmatem budowanym na ekonomii głównego nurtu. Warstwy instrumentalne tych paradygmatów mogłyby się łączyć po przezwyciężeniu
pewnych przeszkód, gdyż będą zawierały wiele wspólnych elementów. Po pierwsze, mogą stosować identyczne narzędzia liczenia i kalkulacji zbudowane według dziesiętnego systemu liczb indoarabskich [Bernstein 1997]. Po drugie, mogą
korzystać z takiej samej logiki rachunku ekonomicznego, pozwalającej stwierdzić,
że działania gospodarcze są efektywne, jeśli rezultaty tych działań są większe od
poniesionego wysiłku. Po trzecie, mogą sięgać do podobnych lub identycznych
zasobów najnowszej wiedzy ekonomicznej, takich jak: współczesne koncepcje
i modele wzrostu gospodarczego, inżynieria finansowa, behawioralna wiedza
ekonomiczna, ekonomia złożoności itp.
Wymienione wyżej narzędzia i metody badawcze są najbardziej mobilną częścią wiedzy ekonomicznej. Przenikają doktrynalne bariery poszczególnych szkół
i granice państw narodowych. Już zdołały zadomowić się we wszystkich kulturach
na globie ziemskim i służą ludziom żyjącym w różnych ustrojach. Jest to wielka
zdobycz ludzkiej cywilizacji, bez której koszty transakcyjne w gospodarce byłyby
o wiele większe, a przeszkody w kontaktach pozagospodarczych o wiele trudniejsze. Jednak z całą mocą trzeba podkreślić, że nie te elementy decydują o indywidualnych właściwościach i o specyfice paradygmatów. Przeciwnie, one łączą pa-
Paradygmaty i główny nurt w ekonomii
177
radygmaty. Tym, co je dzieli, są: kultura i systemy wartości, z których wyrastają
metafizyczne warstwy paradygmatów i dlatego są zdecydowanie różne w świecie
zachodnim i w Chinach. Niemożliwe jest połączenie paradygmatu chińskiego
i zachodniego, wyrastającego z głównego nurtu ekonomii. Można wprawdzie
twierdzić, że w chińskim socjalizmie nie ma autentycznych wartości socjalistycznych, że stosuje się tam kamuflaż słowny do przykrycia brutalnego kapitalizmu,
ale w rozważaniach o metafizycznej warstwie paradygmatu nie ma to większego
znaczenia. Nie oceniamy bowiem chińskiej ideologii, lecz staramy się ją opisać.
Można ją akceptować, lub odrzucać, ale każda z tych postaw będzie bliższa fideizmowi albo agnostycyzmowi, gdyż ideologii nie można zweryfikować lub sfalsyfikować. Cała nadbudowa ustrojowa w każdym kraju utkana jest z idei świeckich
i religijnych, z historycznych symboli i mitów. Jeśli ludzie je przyjmują i traktują
jak swoje, to będą ich bronić i cenić wyżej niż inne.
Z cytowanego już raportu OECD wynika, że wśród 29 krajów świata najostrzejszy rygor gospodarczy występuje w Chinach, a najłagodniejszy w Stanach
Zjednoczonych. W ramach przyjętej skali od 0 do 6, Chiny otrzymały notę 3,3,
Stany Zjednoczone 0,8. Polsce przypisano ocenę 2,4, co stawia ją na trzecim
miejscu po Chinach i Rosji, wypada zatem gorzej od Turcji i Meksyku, nie mówiąc już o krajach zachodnioeuropejskich, a nawet posocjalistycznych Węgrach.
Gdyby jednak zapytać Polaków, czy bliżej im do Chin i Rosji niż do krajów zachodnich, to bez wahania przypiszą się do Zachodu. Subiektywne poczucie przynależności i indywidualna ocena swobód odgrywają ogromną rolę i one decydują
o tym, jak się ludzie czują w danych warunkach ustrojowych i w danej kulturze.
5. Trzy scenariusze końcowe
Hipoteza wspólnego paradygmatu i jednej ekonomii dla całego świata mogłaby
się ziścić (akcentuję tryb warunkowy), gdyby mógł się spełnić jeden z następujących warunków:
1. Chiny przyjmą zachodni system wartości i zachodni system polityczny.
2. Świat przyjmie chiński system wartości i chiński system polityczny.
3. Ekonomia uniezależni się od systemów wartości i systemów politycznych, stanie się nauką stechnicyzowaną, zbliżoną do prakseologii.
Czym innym są jednak logiczne następstwa takiej hipotezy, a czym innym realne możliwości.
Te trzy warunki można potraktować jako trzy odrębne opcje, stanowiące podstawę do trzech scenariuszy. Każdy z nich wywodzi się z czasów obecnych lub
dawniejszych, do każdego życie napisało już wstępne rozdziały, ale zakończenie,
jeśli w ogóle wystąpi, znajduje się gdzieś w dalekiej przyszłości. Za pierwszym scenariuszem do niedawna opowiadano się niemal powszechnie, gdyż zimna wojna
utrwaliła przekonanie, że losy świata zależą od zmagań między zachodnią demokracją a wschodnią dyktaturą. Skoro dyktatura upadła, to zwycięstwo należy do
178
Zbigniew Madej
demokracji. Na tej fali właśnie znalazł się Fukuyama i ogłosił dla demokracji
wiecznotrwałą przyszłość. Demokrację i rynek dla Wschodu traktowano wówczas
jako dar Zachodu. Nikt nie pytał, czy w każdym kraju wschodnim są dla nich odpowiednie warunki. Dziś już jest inaczej. Ci, którzy mimo przeszkód oczekują
demokracji w Chinach, liczą na miejscowe przesłanki. Głównym sprawcą prodemokratycznych przemian ma być najsilniejszy atut autorytarnych Chin – szybki
rozwój gospodarczy. Powinien on doprowadzić do okrzepnięcia klasy średniej,
która upomni się o swoje prawa i zdemokratyzuje Chiny [Pei 2006]. Ten schemat
sprawdzał się wielokrotnie, ale nie ma pewności, czy sprawdzi się w Chinach, a jeśli tak się kiedyś stanie, to i tak zachodni system wartości i zachodni system polityczny (wielopartyjna demokracja) otrzyma prawdopodobnie miejscowe, chińskie
zabarwienie.
Drugi scenariusz nabiera rozpędu i staje się coraz głośniejszy. Gospodarcza
dominacja Chin w świecie jest już niemal pewna [Jacques 2009]. Nie oznacza to
jednak dominacji chińskiej kultury. W roku 2008 udział Chin w światowym produkcie brutto liczonym według parytetu siły nabywczej walut wynosił 11,3%.
Pozwala to umieścić Chiny na drugim miejscu na świecie, które przez długi czas
zajmowała Japonia. Pod względem wartości eksportu Chiny wyszły już na
pierwsze miejsce, dystansując Niemcy. Jeśli brać pod uwagę nie cały PKB, lecz
wartość dodaną wytworzoną w przetwórstwie, które jest silniej powiązane z rynkiem światowym niż reszta gospodarki, to wyniki będą bardziej wiarygodne
i korzystniejsze dla Chin. W roku 2008 udział ten wynosił 15%, czyli był niemal
o 1/2 większy niż udział PKB liczony według oficjalnego kursu walutowego.
W roku 2017 ma on wynieść około 22% i zrówna się z udziałem Stanów Zjednoczonych. Udział Europy ma wynieść wtedy 18%, a udział Japonii 14%. Warto dodać, że w prestiżowej do niedawna produkcji samochodów osobowych
Chiny wyprzedziły Stany Zjednoczone już w 2005 r. [OECD 2010, s. 23–24]. Na
tej podstawie niektórzy twierdzą, że Chiny stanowią zagrożenie dla Zachodu
i wzorzec dla reszty świata [Peerenboom 2007], a inni już ogłaszają wyższość
modelu chińskiego nad modelem zachodnim [Sorman 2010]. Przyszłość może
potwierdzić te opinie, ale na razie są one tylko zapowiedzią sukcesu. Chiny już
niejednokrotnie w swej długiej historii (3700 lat) były największą potęgą gospodarczą świata. Ostatni raz w drugiej połowie XVIII w., ale ani wówczas, ani
wcześniej nie dążyły do panowania nad światem [Polit 2004]. Natomiast niewielka Anglia rozbudowywała wtedy swoje rozległe imperium, a Adam Smith
pisał wiekopomne dzieło, które stworzyło podwaliny nauki o zasięgu światowym. Dziś jednak Chiny zachowują się inaczej. Są otwarte na świat i wszelkimi
sposobami włączają się w globalne układy [Kurlantzick 2007]. Nie osiągnęły
jeszcze wiodącej pozycji w tworzeniu innowacji technicznych i w budowaniu
wielkich idei. Są natomiast bardzo dobre w naśladowaniu. Taki stan może trwać
jeszcze długo. Mogą zdobyć pierwszą pozycję gospodarczą, a Zachód nadal będzie duchowym przywódcą świata. Ale i tę pozycję może kiedyś utracić na rzecz
Chin. Wątpliwe jest jednak, aby duchowe przywództwo Chin w świecie polegało na dosłownym przeniesieniu dzisiejszego systemu wartości i dzisiejszego sys-
Paradygmaty i główny nurt w ekonomii
179
temu politycznego Chin na obszar całego świata. Musiałby on najpierw ulec
daleko idącej westernizacji.
Trzeci scenariusz sięga głębiej w przeszłość niż dwa poprzednie, gdyż ideologia i polityka od wieków przeszkadzają ekonomistom w czysto naukowym rozumowaniu. W latach 30. XX w. angielski ekonomista L. Robbins proponował cele
ludzkiej działalności zostawić w gestii polityków, a ekonomistom powierzał wyłącznie dobór środków służących tym celom [Robbins 1984]. Na gruncie polskim
podjęli ten problem T. Kotarbiński i O. Lange, którzy dostrzegali pokrewieństwo
między ekonomią a prakseologią [Kotarbiński 1955, Lange 1959]. Ostatnio od
innej strony podjął te kwestie A. Koźmiński stwierdzając, że ekonomia staje się
w coraz większym stopniu nauką empiryczną. Dzięki temu rosną szanse na jej
odideologizowanie [Koźmiński 2009]. Wcześniej w podobny sposób zmiany
w ekonomii ocenił Solow, eksponując jej stechnicyzowanie uzyskane przez szerokie stosowanie modeli matematycznych [Solow 1997].
Każde pokolenie ekonomistów wraca do tych spraw. Jednak ideologizacja i regionalizacja wiedzy ekonomicznej wynika nie tylko z tradycji kulturowych. Ogromną rolę grają bieżące interesy różnych grup społecznych: pracowników i pracodawców, partii opozycyjnych walczących o władzę i partii rządzących, które chcą ją
utrzymać. Każda grupa społeczna i każda partia polityczna uczestnicząca w tych
rozgrywkach przedstawia swoje partykularne interesy jako interesy państwa i całego społeczeństwa. Każda szuka wsparcia w ekonomii i wybiera tę szkołę, która głosi bliskie jej poglądy. Wygrane wybory przez taką lub inną partię zawsze oznaczają
triumf jakiejś szkoły ekonomicznej. Z takich sojuszy trudno będzie zrezygnować
zarówno politykom, jak i ekonomistom. Niewykluczone zatem, że trzeci scenariusz
ma mniejsze szanse niż pierwszy lub drugi. Gdyby się jednak sprawdził, gdyby ekonomia rzeczywiście uwolniła się od ideologii i polityki, to mogłaby się stać nauką
uniwersalną, stosowaną w zbliżonym wydaniu we wszystkich kulturach i wszelkich
ustrojach podobnie jak nauki ścisłe i przyrodnicze. Paradygmat ekonomii miałby
wtedy silnie rozbudowaną i bardzo mobilną warstwę instrumentalną oraz relatywnie skromną warstwę metafizyczną, zawierającą system wartości samych naukowców, dotyczący wyborów ściśle naukowych, takich jak wartościowanie i wybór
przedmiotów badań, metod i technik badawczych, ocena przydatności rezultatów
badań itp. Nie byłaby to już jednak ekonomia w dzisiejszym rozumieniu.
W odpowiedzi na dwa pytania postawione na początku artykułu można stwierdzić co następuje:
11 są szanse na zbudowanie paradygmatu opartego na głównym nurcie ekonomii, choć jest on, jak próbowano wykazać, jedynie namiastką i zapowiedzią
zwartej dyscypliny,
11 zasięg takiego paradygmatu byłby ograniczony z powodów ideologicznych
i politycznych do tych części świata, w których podstawę ładu społecznego
stanowią swobody obywatelskie i demokracja; nie objąłby zatem Chin i innych
krajów o podobnych ustrojach.
Tekst wpłynął 3 lutego 2011 r.
180
Zbigniew Madej
Bibliografia
Amsterdamski S., Posłowie, w: Dwa bieguny. Tradycja i nowatorstwo w badaniach naukowych, red. T.S. Kuhn, PIW, Warszawa 1985.
Bernstein P.L., Przeciw bogom. Niezwykłe dzieje ryzyka, WIG-Press, Warszawa 1997.
Blaug M., Metodologia ekonomii, WN PWN, Warszawa 1995.
Brzeziński M., Gorynia M., Hockuba Z., Między imperializmem, a kooperacją. Ekonomia
a inne nauki społeczne, w: Nauki ekonomiczne wobec wyzwań współczesności, red.
B. Fiedor, Z. Hockuba, VIII Kongres Ekonomistów Polskich, PTE, Warszawa 2009.
Dickson B.J., Wealth into Power, The Communist Party’s Embrace of China’s Private Sector, Cambridge University Press, Cambridge 2008.
Dunning J.H., The Eclectic Paradigm of International Production: A Restatement and
Possible Extentions, „Journal of International Business Studies” 1988, nr 1.
Fenby J., Chiny. Upadek i narodziny wielkiej potęgi, Wydawnictwo Znak, Kraków 2009.
Fiedor B., Nowa ekonomia instytucjonalna vs ekonomia głównego nurtu, a proces transformacji od gospodarki centralnie sterowanej do rynkowej, w: Nauki ekonomiczne wobec
wyzwań współczesności, red. B. Fiedor, Z. Hockuba, VIII Kongres Ekonomistów Polskich, PTE, Warszawa 2009.
Fiedor B., Państwo, jako podmiot gospodarujący: ujęcie neoklasyczne i rozwinięcie w kierunku eklektycznym, w: Co ekonomiści myślą o przyszłości, red. J. Kleer, E. Mączyńska, A. Wierzbicki, PAN, PTE, TWzKRz, Warszawa 2009.
Fine B., A View from Periphery, „Review of Radical Political Economics” 2002, t. 34.
Góralczyk B., Chiński Feniks. Paradoksy wschodzącego mocarstwa, Wydawnictwo Sprawy
Polityczne, Warszawa 2010.
Hampden-Turner Ch., Trompenaars A., Siedem kultur kapitalizmu, Dom Wydawniczy
ABC, Kraków 2000.
Hardt Ł., Rozwój ekonomii kosztów transakcyjnych a wzrost różnorodności współczesnej
ekonomii, „Ekonomista” 2010, nr 1.
Hodgson G.H., Institutions, Recessions and Recovery in the Traditional Economies, „Journal and Economic Issues” 2006, nr 40(4).
Huang Y., Capitalism with Chinese Characteristics. Enterpreneur and State, Cambridge
University Press, Cambridge 2008.
Jacques M., When China Rules the World. The End of Western World and the Birth of the
New Global Order, The Penguin Books, New York 2009.
Konstruktywizm i spontaniczność w rozwoju społecznym, red. Z. Madej, Polskie Towarzystwo Współpracy z Klubem Rzymskim, Warszawa 1993.
Kotarbiński T., Traktat o dobrej robocie, PWN, Warszawa 1955.
Kowalik T., www.polskatransformacja.pl, Warszawskie Wydawnictwo Literackie Muza
S.A., Warszawa 2009.
Kozłowski P., W oczekiwaniu na rewolucję, w: Co ekonomiści myślą o przyszłości, red.
J. Kleer, E. Mączyńska, A. Wierzbicki, PAN, PTE, TWzKRz, Warszawa 2009.
Koźmiński K.A., Ekonomia, a inne nauki społeczne, w: Nauki ekonomiczne wobec wyzwań
współczesności, red. B. Fiedor, Z. Hockuba, VIII Kongres Ekonomistów Polskich,
PTE, Warszawa 2009.
Kuhn T.S., Struktura rewolucji naukowych, Fundacja Aletheia, Warszawa 2001.
Kurlantzick J., Charm Offensive. How China’s Soft Power is Transforming the World, New
Public Book, Yale University Press, New Haven–London 2007.
Paradygmaty i główny nurt w ekonomii
181
Lakatos I., The Methodology of Scientific Research Programmes, w: Philosophical Papers,
red. J. Warraby, G. Currie, Cambridge University Press, Cambridge 1978.
Lange O., Ekonomia polityczna, t. 1, PWN, Warszawa 1959.
Lewandowski J., Jak budowaliśmy kapitalizm, „Gazeta Wyborcza”, 9 maja 1996.
Lewandowski J., Nie było czasu na trzecią drogę, „Gazeta Wyborcza”, 23–24 stycznia
2010.
Lissowska M., Ewolucja instytucji. Znaczenie analizy procesu transformacji do gospodarki
rynkowej, w: Nauki ekonomiczne wobec wyzwań współczesności, red. B. Fiedor,
Z. Hockuba, VIII Kongres Ekonomistów Polskich, PTE, Warszawa 2009.
Madej Z., Idee rządzą światem, „Ekonomista” 2009, nr 5.
Masterman M., The Nature of Paradigm, w: Criticism and Growth of Knowledge, red.
I. Lakatos, A. Musgrave, Cambridge University Press, Cambridge 1970.
Mączyńska E., Ekonomia a przełom cywilizacyjny, „Studia Ekonomiczne” 2009, nr 3–4.
Modzelewski K., Pęknięta Polska, „Gazeta Wyborcza”, 1–2 marca 2008.
New Directions in Economic Methodology, red. R.E. Blachouse, Routlege, London
1994.
OECD, Economic Survey: China, Paris 2010.
Peerenboom R., China Modernizes. Threat to the West or Model for the Rest?, Oxford
University Press, Oxford 2007.
Pei M., China’s Trapped Transitions. The Limits of Developmental Autokracy, Harvard
University Pres, Cambridge Mass., 2006.
Polit J., Chiny, Trio, Warszawa 2004.
Popper K., Logika odkrycia naukowego, WN PWN, Warszawa 2002.
Pysz P., Ekonomia przed kryzysem gospodarczym świata i po nim, INE PAN, „Studia Ekonomiczne” 2009, nr 3–4.
Ramo J.C., The Beijing Consensus, The Foreign Policy Center, London 2004.
Robbins L., Essay on the Nature and Significance of Economic Science, New York
1984.
Solow R.M., How Did Economics Get That Way and What Way Did It Get, „Daedalus”,
Winter 1997.
Sorman G., Euro przetrwa tylko w teorii (rozmawiał M. Nowicki), Magazyn Idei Newsweeka „Europa” 2010, nr 3, marzec.
Stigler G., Economics – The Imperial Science? „Scandinavian Journal of Economics”
1984, t. 86, nr 3.
Wang D., Społeczna wartość konfucjonizmu w XXI wieku, w: Chiny w globalnym świecie,
red. W. Pomykało, Fundacja Innowacja, Wyższa Szkoła Społeczno-Ekonomiczna,
Warszawa 2008.
Watkins J., Against Normal Science, w: Criticism and Growth of Knowledge, red. I. Lakatos, A. Musgrawe, Cambridge Uniwersity Press, Cambridge 1970.
Wojtyna A., Ewolucja keynesizmu a główny nurt ekonomii, WN PWN, Warszawa 2000.
Wojtyna A., Współczesna ekonomia – kontynuacja, czy poszukiwanie nowego paradygmatu? w: Nauki ekonomiczne wobec wyzwań współczesności, red. B. Fiedor, Z. Hockuba, VIII Kongres Ekonomistów Polskich, PTE, Warszawa 2009.
Ząbkowicz A., Instytucjonalne uwarunkowania w gospodarce: przypadek korporacji,
w: Nauki ekonomiczne wobec wyzwań współczesności, red. B. Fiedor, Z. Hockuba,
VIII Kongres Ekonomistów Polskich, PTE, Warszawa 2009.
182
Zbigniew Madej
Paradigms
and the Mainstream of Economics
Summary
In the author’s view, there is still no common, uniform paradigm in economics. The
current mainstream of economic theory could be the framework for the creation of the
common paradigm, but its geographic coverage would be limited to the West, including
post-socialist countries of Central and Eastern Europe, which transform their economic
systems according to the western model of capitalism. The common paradigm would not
include China, which has chosen another way of development, marked by a capitalist
economic base coupled with communist superstructure and one-party political system.
The Chinese model includes similar instruments to those used in the developed countries
because western economic knowledge is adapted there without hesitation, but
metaphysically it is entirely different since it includes elements of communist ideology.
In the Chinese culture such a merger is possible, unlike in the western culture. Therefore,
the unification of the western and the Chinese economic models and economic paradigms
and the emergence of a uniform economics would require westernization of China or
sinoization of the rest of the world, or, alternatively, full liberation of economics from
ideology and politics. In the foreseeable future, none of these options is probable.
Key words: economic paradigms 1 economic models 1 mainstream of economics
парадигмы и главное течение
в экономической науке
Резюме
По мнению автора, в экономии еще нет одной, общей парадигмы для всей дисциплины.
Возникающее в настоящее время главное течение экономической теории могло бы стать
основой для общей парадигмы, но ее географический диапазон будет ограниченным. Он
охватит только так называемый западный мир и бывшие социалистические страны
Центральной и Восточной Европы, которые трансформируют свою экономическую
систему по образцу западного капитализма. Общая парадигма не затронет Китая, который
избрал другой путь развития, создавая капиталистическую экономическую базу в соединении с коммунистической надстройкой и однопартийной политической системой.
Китайская экономическая модель содержит инструменты схожие с теми, которые применяются в высокоразвитых странах, так как западные экономические знания воспринимаются там без ограничений, но в метафизическом плане китайская модель полностью
отличается от западной, так как содержит элементы коммунистической идеологии.
В китайской культуре такая конфигурация допускается, но в западной нет. Поэтому соединение китайской и западной парадигмы, а также создание единой экономической теории
бы наступить или после вестернизации Китая или синизации остального мира, либо после
освобождения экономики от идеологии и политики. В обозримом будущем ни одна из этих
опций не состоится.
Ключевые слова: экономические парадигмы 1 экономическая модель 1 главное
течение экономической науки
Piotr Misztal*
Współzależności między deficytem budżetowym i deficytem
bilansu obrotów bieżących w Polsce w latach 1999–2009
Wprowadzenie
Domniemany związek między deficytem budżetowym i deficytem bilansu obrotów bieżących wywoływał intensywną debatę akademicką w krajach rozwiniętych
gospodarczo i rozwijających się, w szczególności w latach 80. i 90. XX w. [Pahlavani, Saleh 2009]. Problematyka dotycząca związków między deficytem budżetowym i deficytem bilansu obrotów bieżących staje się aktualna również obecnie,
głównie za sprawą pogłębiających się problemów gospodarczych w wielu krajach
członkowskich Unii Europejskiej, związanych z nasilającą się nierównowagą wewnętrzną i zewnętrzną tych gospodarek.
Zgodnie z hipotezą tzw. deficytów bliźniaczych deficyt budżetowy prowadzi do
pojawienia się deficytu bilansu obrotów bieżących [Kumhof, Laxton 2009; Misala
2007; Marinheiro 2006; Hallwood, MacDonnald 2003; Makin 2002]. Zgodnie z odwrotną hipotezą deficytów bliźniaczych to deficyt na rachunku obrotów bieżących
przyczynia się do deficytu budżetu państwa [Kumhof, Laxton 2009; Pahlavani, Saleh 2009; Siddiqui 2007; Tumpel-Gugerell, Mooslechner 2003]. Z kolei, zgodnie
z hipotezą tzw. równoważności ricardiańskiej, deficyt budżetowy nie wpływa na
saldo bilansu obrotów bieżących, a zgodnie z hipotezą Feldsteina-Horioki [1980]
deficyty budżetu i bilansu obrotów bieżących oddziałują na siebie.
1. Związek między deficytem budżetowym
i deficytem bilansu obrotów bieżących w świetle teorii
Punktem wyjścia do wyjaśnienia związku między deficytem budżetowym i deficytem bilansu obrotów bieżących jest dobrze znane równanie dochodu narodowego, wyrażone wzorem:
* Dr Piotr Misztal – Katedra Międzynarodowych Stosunków Gospodarczych i Integracji
Regionalnej, Politechnika Radomska; e-mail: [email protected]
184
Piotr Misztal
(1)
Y = C + I + G + ]X - Mg ,
CA = ]X - Mg
gdzie:
Y – dochód narodowy, S = Y - C - G + CA
C – prywatna konsumpcja,S = I + CA
I – prywatne inwestycje,
I = Y-C-G
G – wydatki państwa na zakup towarów i usług,
S = S p + Sg
X – eksport towarów i usług,
M – import towarów i usług.
S p = Yd - C = (Y - T) - C
= T - (G procentów
+ R) = T -i dywidend
G-R
Z kolei, pomijając bilansS gprzepływu
oraz bilans trans+ Sg =
- G - R) określa
= I + CA
S = S psaldo
(Y - T -obrotów
C) + (Tbieżących
ferów prywatnych i publicznych,
rachunku
się
następującym wyrażeniem: CA = S - I - (G + R - T)
p
+ –B M).
CA =CA
Sp = I(X
(2)
= f (ER, IR,wówczas
CAD
BD) na rachunku obrotów bieżąJeśli kraj importuje więcej
niż eksportuje,
= afinansowany
+ b1t + mEt -przez
DYtjest
... + c p DYt -które
cych pojawia się deficyt, który
p + d0 DXt + ... +
1 + cpożyczki
1 DYt - 1 +zagraniczne,
mogą być zaciągane przez państwo
przez sektor prywatny. Stąd kraj posiadają+ d p DXlub
t - p + ft,
cy deficyt obrotów bieżących
musi
zwiększyć
zagraniczny
o wiel+ c1 D
DYt = a1 + b1t + mswój
Et - 1 dług
Y 1 + ... +netto
c1p DY
t - p + d1 DXt + ..
kość deficytu na rachunku obrotów
bieżących. Tym
samymt -kraj
charakteryzujący
+ d1p„importuje”
+ i1p DZt - p i/lub
+ }1inwestycje,
DXt - p + i1 Dbieżącą
Zt + ... konsumpcję
DVt + ... + }1p DVt - p
się deficytem obrotów bieżących
+ b2wydatki
DXt = a2i/lub
a „eksportuje” przyszłą konsumpcję
t + mEt -inwestycyjne.
1 + c2 DYt + ... + c2p DYt - p + d2 DXt - 1 + ..
Nawiązując do równania+dochodu
narodowego,
krajowe
w goCt +
+iG
+Z]tX
++gi2p DZoszczędności
dY2p=DX
...M
- pI+
t - p + }2 DVt + ... + }2p DVt - p
2D
spodarce otwartej można wyrazić
wzorem:
g
+DZCA
a3]X
b3M
t ==
t + mEt - 1 + c3 DYt + ... + c3p DYt - p + d3 DXt + ... +
,]X
+
+ dS3p=DY
+-+
+M
iG
i3gp DZt - p + }3 DVt +(3)
X
ZG
...... + }3p DVt
Yt=pCC
- 1++
tCA
3ID+
gdzie S– oszczędności.
ICA
+
CA
+-mEM-g 1 + c4 DYt + ... + c4p DYt - p + d4 DXt + ... +
DVSt = a
b ]X
=
4+
]X - Mg
Y=
C +4tI + Gt+
Powyższe równanie można
=
+ dI4zapisać
+--iG
++
+ i4p DZt - p + }4 DVt - 1 + ... + }4p DVt
X
DZjako:
...CA
S=C
Y
p DY
tpinaczej
tG
4C
CA = ]X - Mg
= IR
SSp=
+ IS
BDS &
&
ER
& CAD
g CA
+
(4)
-+
S Y==Y C
C I-+,GG++CA
])X--CMg
S
=
Y
C
=
(
Y
T
CAD
&
ER
&
IR
&
BD
p
d Y-C
Iwyrazić
=
-G
gdzie I to inwestycje, które można
wzorem:
+]CA
S=
Ik=
g
X+-RM
S g =CA
T
(
G
S = SD
+ S g) = T - G - R
-pI S==Y!Y
CDC
G
. + CA
(5)
t -i G
S = SSp +
YT - G - R) = I + CA
=S
i=
1Y
g d=
-(C
=T
(Y--CT))+-(C
p
D (Z)St =
==Snależy
+ CA
S]g rozróżnić
kIpG
Analizując krajowe oszczędności,
oszczędności generowane
+
+
Y =CA
C+
=SSIS
-(X
I+
(GGp=
T
++M
RRg) = TT)- G - R
g
!
D
Z
=
=
- publiczny
S
Y
C
(
Y
T
)
C
przez sektor prywatny (Sp)CA
oraz
generowane
przez
sektor
(Sg):
t
i
d- C - G
Y= ]=
XpIS=
M
CA
S=
i p=
S1gpI++SBg = (Y - T - C) + (T - G - R) = I + CA
+ R) = T - G - R
S =
TS-+(G
SIR
S =CAD
Y -gSCA
C
CA
., (6)
pS+
gI
==f=
(G
ER
,BD
) + R - T)
(G
p
+S
==
--)C
+ (T - G - R) = I + CA
S S= S
(Y(Y
TT
)C
pY
gC
=
=
+
S
I
CA
patę
d1t +
DYt =CA
+
bS
mI E
+ dyspozycji
c p DYt - p + d0 DXt +
Oszczędności prywatne stanowią
dochodu
1 DYt - 1 + ...do
=część
+t -B1 + cosobistego
p=
+=RT--TG
CA
STpIG-+(G
) -R
=
S
(
R
)
I
=
Y
C
G
(dochodu po opodatkowaniu),+która
jest
gXnie
+ff(konsumowana.
, , IR, BD) Dlatego też oszczęddpD
t - p=
tER
CAD
= SS p+
-SI +postaci:
CA
B(Y - T - C) + (T - G - R) = I + CA
ności prywatne można zapisać
w następującej
=
S
+
S =DS
S
gb=
Ypt =Da
+p a
+...
b1+
mE+
c DY D1Y+ ...+
c1+
d1 DdXtD+
-Y
t+
t -m1E+
p DcYpt D
p+
Ygt1 =
t
t )- 11+ ct1t-1
t-p +
1
0
= Sf (ER
CAD
,IR(, G
BD
CA
=
I
+
R
T
)
S
=
Y
C
=
(
Y
T
)
C
p i1+
+ ..., + i1p DZt - p + }1 DVt +(7)
DX
DZ
... + }1p DVt
p + d1dp+
t
,
d pt -DpX+
f
tE
+ c1 DYt - 1 + ... + c p DYt - p + d0 DXt
DCA
bp1It +
mB
Yt ==aS+t -t -gdzie:
+ab
=bm+
Sg =
Rp2)t++
TEG
=
+1 cR2 +
+ c2p...
DXTt aG2=
DYct +D...
DY
t -m
1E
+
+t -cp1p+Dd
Y2t -DpX+t -d11+
D(Y
D
t
t
t
1
1
1 Yt - 1 +
+CAD
d p DX=t -fp(+
f,t,IR, BD) 1
Yd – dochód osobisty do Sdyspozycji,
ER
=+Sdp2p+
=
+
=
+
S
(
Y
T
C
)
(
T
G
R
)
I
CA
DX
+ i2 D
Zit +D...
DZ
+ }2 +
DV}t +D...
Vt
+
Z+
+ i...2p+
Vt +
+}
...2p+D}
dgt p-Dp X
i t -Dp Z
t -bp +
t1
T – podatki.
+
DD
a1a+
m1mEEt -t1 +
cc1 DDYY1t p- 1 +
cc11p D
d
YtY=1=
......p+
Y
t-p +
1t R
1D
+
+
+
+
+
+
b
D
Y
d
D..X
X
+
CAD=ZS
I
(
G
T
)
- 1c3 D
-+
-3pD
t+
tY
pD
td
1+ c
0D
+a
+1bmt E+
Y1ct +D...
+
Xdt +
at 3 =
b3t+
DY
pDX
t=
t
p
t
p
1
3
m
E
+
...
+
c
Y
+
X
t -...
t
pV +
t - ...
p +}
1 + i2 DZ
2D
2 D
++d1dp tDDXXt -2p ++i2f1t D
+
+
}
Z
t
p
t
p
t
p
1
1
1
CA+=dS
Bt -ip 3 D
+
Zt, -D1 Z
+ ... +
Z Zp + }
++
... +
D-X
DVDt V
pD
3pp+
dp2It p-+
Dp X
... i
+3piD
+3}
... }
+3}
-bp ++it m
p Dt tt
2E t +
DD
==aa2 +t+
+p...c2+p Dc2Yt DdXt2D
XY
Y2Y
t
t
t - 1 ++cc
t + ...+
pY+ d2+
2
2 DD
b
+
m
E
D
CAD
=
f
(
ER
,
IR
,
BD
)
1pp+
+b
+ bm1tE+
+t -c14 D
DVt =DZ
at 4 =
DY
dt4-D
t - 1mE
+Yct1+
Yt t-+
+1 c...4p+
Yt +pXdt 3+D1..X
a143t+
D...
ct3-p D
t
t
t
p
3
1
3
+ d2dp DD
+ i2iDD
DVt ++......++}}
D
XX
Zt ++......++i2ip DD
Zt - p ++}}
t -mpE
+Xb
DY+=d a+
Yi +
...1p+ Z
c+t -D
t+
p
1p +
1+
...D
D
+t -ip +
DZ+1+cZ
DZ
}pYDV2 1+DdV
+t D...X++}...2pD
Y = C + I + G + ]X - Mg
CA = ]X - Mg
=
-M
Gg+budżetowym
CA
]XCY = C + I S+
GY+-deficytem
185
Współzależności
między
i deficytem bilansu…
S
=
I
+
CA
]
g
CA = X - M
C stanowią
-G
Z kolei oszczędności
różnicę między dochodami budżetoS = Y - CIpubliczne
-=GY+-CA
]X - Mg obejmującymi zakupy pań=
+
+
+
Y
C
I
G
wymi (podatkowymi) oraz
wydatkami
budżetowymi,
S = S p + Sg
S = I + CA
]X - co
g
CA
stwowe (G) i transfery publiczne
= Y=d -(R),
- T) -zapisać:
C =M(Ymożna
C
I = Y - C S-p G
S
=
Y
C
G
+
CA
(8)
S = S p + SSgg = T - (G + R) = T - G - R .
=
+
S
I
CA
==S(pY+-STg(6),
Y - T -oszczędności
C) + (T - G można
- R) =przedstawić
I + CA
S p = Yd )=-(krajowe
C
Zatem, nawiązując
doSCrównania
I
=
Y
C
G
-G
(G-+RR - T)
w postaci wyrażenia:
S g = T - (CA
G +=RS) p=-TI =
+
S
S
S
p
g
= Sp - I + B
S = S p + SCA
(9)
g = (Y - T - C) + (T - G - R) = I + CA.
=
- C, IR
= ,(BD
S
Yf d(ER
Y -) T) - C
p
=
CAD
CA = S p - I - (G + R - T)
S g==aT+-b(obrotów
G + R) =
T - G -można
R
Stąd ostatecznie, saldo
rachunku
bieżących
przedstawić w pot B
1t + mEt - 1 + c1 DYt - 1 + ... + c p DYt - p + d0 DXt + ... +
CA = S p -DIY+
niższej postaci:
=
+
=
+
- R) = I + CA
S
S
S
(
Y
T
C
)
(
T
G
p
g
+ d,pIR
DX, tBD
- p )+ ft,
CAD = f (ER
- m(G
+ R+-c TD)Y
CA
Sp . t - + ... + c p DYt - p +
(10)
==
Et b1It +
d1 DXt + ... +
1
1
1
1
DYt = a +DbY1tt +
maE1 t+
- 1 + c1 DYt - 1 + ... + c p DYt - p + d0 DXt + ... +
=
+
CA
S
I
B
p + i założy
d1p DXtże
i1p Dróżnicę
Zt - p + }
... + }1p DVt - p + f
Z powyższego
wynika,
się+stałą
między
- p jeśli
1 DZt + ...
1 DVt +prywat+ d pwzoru
DX t - +
p + ft,
=
CAD
f
(
ER
,
IR
,
BD
)
nymi oszczędnościami i inwestycjami,
wówczas
salda
+ d2 DXt - 1 + ... +
Xt =
a2 + b2t +
mEt - 1 +zmiany
c2 DYt +
... +budżetu
c2p DYt - ppaństwa
DYt = a1 +Db
1t + mEt - 1 + c1 DYt - 1 + ... + c1p DYt - p + d1 DXt + ... +
znajdują swoje odzwierciedlenie
w zmianie
salda
bilansu
obrotów
bieżących,
=
+
+
+
+
+
+co
D
Y
a
b
m
E
c
D
Y
...
c
D
Y
... +
- 1 + } DpV +t t - ...
1t D Z +
1 + i1 DtZ
+ d2p tDXt - p +...i
...p+
}d20pDDXVt t+
- p+ ... +
-p + f
2 i t DZ
2p DtV
2 } t DV
+ d1p DX
+
t - p + i1 DZt +
t - p + }bliźniaczych.
t
t - p + f1t
1pdeficytów
1
1p
w rezultacie oznacza
występowanie
hipotezy
+dpD
X+
ft, E + c DY + ... + c DY + d DX + ... +
t -b
p ++
DZ
t
t - p + 3... + t
3trelacja
1 ... +
3 c
3p
+
+ am3Estała
+
Xt =nie
Yt -między
a2występuje
b2t t=
c2mD
Natomiast,Djeśli
oszczędnościami
t-1 +
t-1
2p DYt - p + d2 DXi inwesty+ZmEt t -+1 +
YtD
+}c1D
Xt + ...
DYtD=
a1 +
bi1t D
c+1 D
-Z
p DY+
t -...
p+
1 + ...+
+
+
+d}1 D
d
X
...
i
cjami, wówczas
salda
budżetowego
jest
pełni
t - p+ ... +
t - ...
p +}
t przez
3pi D
3 i t1Z w +
3pDzrównoważona
3 V
3p DVt - p
+ dzmiana
X
+
Z
V
+
D
D
}
t-p
t
t-p
t
2p
2
2p
2
2p DVt - p + f2t
+ d1p DXSytuacja
DZwynika
i1p DZt -że
}1 DVdeficytu
tt + ... +z faktu,
p+
t + ... + }1p DVt - p +
zmiany rozmiarów
ta
wzrost
DV
bp4t++im1E
t - 1 + c4 DYt + ... + c4p DYt - p + d4 DXt + ... +
DZt =oszczędności.
a3 +
bt3t=+am4E+
t - 1 + c3 DYt + ... + c3p DYt - p + d3 DXt + ... +
+ b2t +ZmE
+ c2 DYZt +ze...+względu
+}c2Dp V
+...d+
Xt =
DYna
...
budżetowego prowadzi do
oszczędności
t - 1+
t - p ocze2krajowych
2D
Xt a
dDwzrostu
}X4pt -D1V+
- p + i4 D+
-1 +
ti+ ...
t-p +
t-p
4piDD
4 + t}
Zt -ip4p+D}
...
d3p DXt -+
p+
3 Zt - 1 + ...
3p Dzmniejszenia
3 DVtdeficytu
3p DVt - p + f3t
kiwany wzrost+podatków
w przyszłości
(w celu
budżetu
+ d2pIR
DXt -ER
i2CAD
DZt + ... + i2p DZt - p + }2 DVt + ... + }2p DVt - p +
p +&
... + c4p D
Yt - p + d4konsumpcyjDVt = a4 +BD
b4t&+nie
mE&
DXt + ... +
państwa), co w konsekwencji
do
wydatków
- 1 + c4 DY
tprowadzi
t +wzrostu
DZt&=ER
a3 +
bIR
mBD
E
t - 1 + c3 DYt + ... + c3p DYt - p + d3 DXt + ... +
3t +
CAD
&
&
nych i deficytu+na
określana mia+ i4p DZt Sytuacja
+ }4 Dta
Vt -jest
d4prachunku
DXt - p + iobrotów
DZ + ...bieżących.
1 + ... + }4p DVt - p + f4t
+ d34p DXt tkW tym
+ iwystępuje
DZt - 1-+p ...nie
}3 DVzjawi- p + i3przypadku
t + ... + }3p DVt 3p D Z t - p +
nem równoważności
ricardiańskiej.
zatem
BD & IR & ER & CAD
!
D
D
+i mEtAhmed
Vt = a4 +Zakaria,
b4tt Yt + ... + c4p DYt - p + d4 DXt + ... +
sko deficytów bliźniaczych D
[Mukhtar,
2007].
- 1 + c4 D
=1
CAD & ERD&
IR
& iBD
=
(
Z
)
t
Zgodnie z tradycyjnymk +
podejściem
(zwanym
także
... + keynesowskim
d4p DXtk- p +
i 4 D Zt +
i4p DZt - p + }4podejściem
DVt - 1 + ... + }4p DVt !
D
Z
absorpcyjnym) w przypadku
gdy
gospodarka
znajduje
się
w stanie
pełnego
zat
i
!BD
DDt&- iIR & ER & CAD
i=1
trudnienia, wzrost deficytu
i = 1 budżetowego prowadzi do deficytu bilansu obrotów
D (Z) = k CAD & ER & IR & BD
bieżących w wyniku twzrostu
zagregowanego popytu na towary i usługi, zarówno
k
!
Z
D
t-i
krajowe, jak i importowane [Charusheela
Klasyczne spojrzenie na tę pro! DD2005].
t-i
i=1
blematykę utrzymuje, że znaczny i trwały
deficyt budżetowy istotnie wpływa na
i=1
D ( Z) t = k
rozmiary oszczędności i inwestycji,
ceny czynników produkcji, dystrybucję do! Dhandlu
Zt - i zagranicznego. Alternatywnym
chodów, kurs walutowy oraz rozmiary
i=1
wyjaśnieniem hipotezy deficytów bliźniaczych
jest ilościowe podejście do omawianej problematyki, nawiązujące do modelu Mundella-Fleminga [1962]. Zgodnie z modelem Mundella-Felminga deficyt budżetowy wynikający z ekspansji
fiskalnej powoduje deficyt bilansu obrotów bieżących poprzez wzrost stóp procentowych w kraju, prowadzący do napływu kapitału zagranicznego i aprecjacji
waluty krajowej.
Inne spojrzenie na związek między deficytem budżetowym i deficytem bilansu
obrotów bieżących opiera się na założeniu, że deficyty te nie są ze sobą powiązane. Zgodnie z tym podejściem, zwanym hipotezą równoważności ricardiańskiej,
186
Piotr Misztal
deficyt budżetowy nie powoduje zmian stóp procentowych i kursu walutowego
oraz nie wpływa na oszczędności i konsumpcję, nie oddziałuje tym samym na
saldo bilansu obrotów bieżących. Stąd według hipotezy równoważności ricardiańskiej deficyt budżetowy i deficyt bilansu obrotów bieżących są wzajemnie niezależne [Makin 2002].
Ry s u n e k 1
Absorpcyjne i ilościowe wyjaśnienie hipotezy deficytów bliźniaczych
Spadek
oszczędności
Wzrost
wydatków
Wzrost popytu
importowego
Wzrost importu
Deficyt bilansu
obrotów bieżących
Deficyt budżetowy
Napływ kapitału
zagranicznego
Wzrost stóp
procentowych
Aprecjacja
waluty krajowej
Spadek eksportu
Źródło: Opracowanie własne.
Z kolei, zgodnie z jeszcze innym podejściem do związku między deficytem budżetowym i bilansem obrotów bieżących, zakłada się występowanie odwrotnej
(„przewrotnej”) zależności przyczynowo-skutkowej między tymi deficytami, niż ta,
na którą wskazuje hipoteza deficytów bliźniaczych [Enders, Lee 1990]. Mianowicie,
wzrost deficytu na rachunku obrotów bieżących, powodując wolniejsze tempo rozwoju gospodarczego, jednocześnie wywołuje deficyt budżetowy (rys. 2).
Ry s u n e k 2
Wyjaśnienie odwrotnej („przewrotnej”) hipotezy deficytów bliźniaczych
Deficyt
bilansu obrotów
bieżących
Deprecjacja
waluty krajowej
Wzrost stóp
procentowych
Spadek
tempa wzrostu
gospodarczego
Deficyt
budżetowy
Źródło: Opracowanie własne.
Wreszcie czwartą możliwą zależnością przyczynowo-skutkową miedzy deficytem budżetowym i deficytem bilansu obrotów bieżących jest dwukierunkowy
związek miedzy tymi deficytami. Wyjaśnieniu tej zależności może służyć hipoteza
Feldsteina-Horioki [1980], zgodnie z którą krajowe oszczędności oraz inwestycje
są wysoce skorelowane w długim okresie, mimo względnie wysokiej międzynarodowej mobilności kapitału [Strzała 2005]. Zgodnie z wyrażeniem (10) wysoki stopień korelacji krajowych oszczędności i inwestycji musi oznaczać równoległe
zmiany deficytu budżetowego i deficytu na rachunku obrotów bieżących, co można też przedstawić w następującym zapisie:
S p = Yd - C = (Y - T) - C
S g = T - (G + R) = T - G - R
- C) + (Tbilansu…
- G - R) = I187
+ CA
S = S p +budżetowym
S g = (Y - Ti deficytem
Współzależności między deficytem
CA = S p - I - (G + R - T)
(11)
CA = S p - I + B ,
CAD = f (ER, IR, BD)
gdzie B– saldo budżetu państwa.
DYt = a + b1t + mEt - 1 + c1 DYt - 1 + ... + c p DYt - p + d0 DXt +
Wszystkie wspomniane wyżej+zależności
deficytem budżetowym i ded p DXt - p +między
ft,
ficytem bilansu obrotów bieżących przedstawiono na rysunku 3.
DYt = a1 + b1t + mEt - 1 + c1 DYt - 1 + ... + c1p DYt - p + d1 DXt
sunek 3
+ dRy
1p DXt - p + i1 DZt + ... + i1p DZt - p + }1 DVt + ... + }1p DV
Współzależności
między
deficytem
DXt = a2 +
b2t + mEbudżetowym
t - 1 + c2 DYt + ... + c2p DYt - p + d2 DXt - 1
i deficytem bilansu obrotów bieżących
+ d2p DXt - p + i2 DZt + ... + i2p DZt - p + }2 DVt + ... + }2p DV
DZt = a3 + b3t + mEt - 1 + c3 DYt + ... + c3p DYt - p + d3 DXt +
DEFICYT BUDŻETOWY (BD) A DEFICYT OBROTÓW BIEŻĄCYCH (CAD)
+ d3p DXt - p + i3 DZt - 1 + ... + i3p DZt - p + }3 DVt + ... + }3p
DVt = a4 + b4t + mEt - 1 + c4 DYt + ... + c4p DYt - p + d4 DXt +
+ d4p DXt - p + i4 DZt + ... + i4p DZt - p + }4 DVt - 1 + ... + }4p
BD
CAD
Hipoteza
deficytów
bliźniaczych
Źródło: Chang, Hsu [2009].
BD
CAD
CAD
BD
& IR & BD
ER & CAD
CAD & ER & IR & BD
BD
CAD
k
Hipoteza
DPrzewrotna
Dt - i
równoważności
hipoteza
deficytów
i=1
=
D
(
Z
)
ricardiańskiej t
bliźniaczych
k
!
Hipoteza
Feldsteina-Horioki
! D Zt - i
i=1
2. Deficyt budżetowy a deficyt bilansu obrotów bieżących
w świetle wyników wybranych analiz empirycznych
Analizy empiryczne dotyczące związku między deficytem budżetowym i deficytem bilansu obrotów bieżących, publikowane głównie w zagranicznej literaturze
ekonomicznej, można podzielić na cztery grupy z punktu widzenia badanych
związków przyczynowo­‑skutkowych między analizowanymi zmiennymi. Pierwszą
grupę analiz stanowią prace traktujące deficyt budżetowy jako przyczynę deficytu
bilansu rachunku obrotów bieżących. Pokazują one, że deficyt budżetowy w kraju prowadzi do deficytu bilansu obrotów bieżących [Abell 1990; Bachman 1992;
Kasa 1994; Islam 1998; Piersanti 2000; Leachman, Francis 2002; Cavallo 2005,
Erceg, Guerrieri, Gust 2005; Misala 2007].
Drugą grupę prac stanowią analizy traktujące deficyt obrotów bieżących w kategoriach przyczyn deficytu budżetowego. W tym przypadku to deficyt na rachunku obrotów bieżących prowadzi do deficytu budżetowego, a nie odwrotnie [Anoruo, Ramchander 1998; Khalid, Guan 1999; Alkswani 2000; Kim, Kim 2006;
Marinheiro 2008].
188
Piotr Misztal
W trzeciej grupie analiz udowadnia się brak występowania jakiegokolwiek
związku przyczynowo-skutkowego między deficytami budżetu państwa i budżetu
obrotów bieżących [Enders, Lee 1990; Evans, Hasan 1994; Kaufmann, Scharler,
Winckler 2002].
Z kolei do czwartej grupy analiz można zaliczyć prace wskazujące na dwukierunkowe związki przyczynowo-skutkowe między bilansem budżetowym oraz bilansem obrotów bieżących. Z jednej strony deficyt budżetowy wpływa na deficyt
na rachunku obrotów bieżących, a z drugiej strony – to deficyt obrotów bieżących
oddziałuje na deficyt budżetowy [Laney 1984; Miller, Russek 1989; Boucher
1991; Evans 1993; Papaioannou, Yi 2001; Kaufmann, Scharler, Winckler 2002;
Baharumshah, Lau 2007].
Darrat [1988] przedstawił dowody empiryczne potwierdzające występowanie
dwukierunkowego związku przyczynowego między deficytem budżetu państwa
i deficytem rachunku obrotów bieżących. Wykorzystując dane kwartalne obejmujące okres 1960–1984, stwierdził on, że w przypadku Stanów Zjednoczonych występuje istotny wpływ deficytu budżetowego na saldo bilansu obrotów bieżących
oraz jeszcze większy wpływ deficytu bilansu obrotów bieżących na rozmiary deficytu budżetowego. Analogiczne wyniki badań uzyskał Islam [1998], analizując
hipotezę deficytów bliźniaczych w Brazylii w okresie 1973–1991. Potwierdził on
występowanie dwukierunkowej zależności między deficytem budżetowym i deficytem na rachunku obrotów bieżących w Brazylii.
Khalid i Guan [1999] przeprowadzili analizę związku przyczynowo-skutkowego miedzy deficytem budżetowym i deficytem obrotów bieżących w pięciu krajach
rozwiniętych gospodarczo (USA, Wielka Brytania, Francja, Kanada, Australia)
oraz pięciu krajach rozwijających się (Indie, Indonezja, Pakistan, Egipt, Meksyk)
w okresie 1950–1994, przy wykorzystaniu metody kointegracji. Wyniki badań potwierdziły występowanie związku przyczynowego między deficytem budżetowym
i deficytem bilansu obrotów bieżących w czterech z pięciu krajów rozwijających
się, podczas gdy nie zaobserwowano podobnej zależności w żadnym z badanych
krajów rozwiniętych gospodarczo.
Z kolei Piersanti [2000] za pomocą testu przyczynowości Grangera zbadał
relację między deficytem na rachunku obrotów bieżących i deficytem budżetowym w siedemnastu wybranych krajach członkowskich Organizacji Współpracy Gospodarczej i Rozwoju (OECD) w okresie 1970–1997. Rezultaty badań potwierdziły występowanie deficytów bliźniaczych w większości krajów
członkowskich OECD w analizowanym okresie. Podobne wyniki uzyskali Akbostanci i Tunc [2001], którzy za pomocą modelu wektorowej korekty błędem
weryfikowali istnienie hipotezy deficytów bliźniaczych w Turcji w okresie
1987–2001.
Natomiast Kumhof i Laxton [2009] wykazali, że trwały wzrost deficytów budżetowych występujących w dużych krajach przyczynia się do znacznego wzrostu
realnej stopy procentowej na świecie. W konsekwencji prowadzi to do krótkookresowego pogorszenia salda bilansu obrotów bieżących, sięgającego (w kategoriach odsetka PKB) około 50% deficytu budżetowego oraz do długookresowe-
Współzależności między deficytem budżetowym i deficytem bilansu…
189
go pogorszenia salda rachunku obrotów bieżących na poziomie blisko 75% deficytu budżetowego w przypadku dużej gospodarki, takiej jak Stany Zjednoczone,
i prawie 100% w małych gospodarkach otwartych.
Siddiqui [2007], analizując związek między deficytem budżetowym i deficytem
bilansu obrotów bieżących w sześciu krajach Południowej Azji (Bangladesz, Bhutan, Indie, Nepal, Pakistan, Sri Lanka) w okresie 1960–2004 za pomocą metody
wektorowej korekty błędem, uzyskał wyniki wskazujące na występowanie zjawiska deficytów bliźniaczych w czterech z sześciu analizowanych gospodarek. Rezultaty badań sugerują także, że prawdopodobieństwo wystąpienia zjawiska deficytów bliźniaczych jest większe w krajach rozwijających się niż w krajach rozwiniętych gospodarczo. Ponadto w trzech analizowanych krajach (Nepal, Pakistan,
Sri Lanka) potwierdzono również występowanie zjawiska odwrotnych deficytów
bliźniaczych.
Zbliżone wyniki badań uzyskali Lau, Baharumshah, Khalid [2006] analizując
współzależności między deficytem budżetowym i deficytem rachunku obrotów
bieżących w czterech krajach azjatyckich (Indonezja, Malezja, Filipiny i Tajlandia) w okresie 1976–2000. Wykazali oni występowanie długookresowych zależności między deficytem budżetowym i deficytem bilansu obrotów bieżących. Potwierdzili występowanie zjawiska deficytów bliźniaczych w Tajlandii, odwrotnych
deficytów bliźniaczych w Indonezji oraz hipotezy Feldsteina-Horioki w pozostałych dwóch krajach.
Z kolei Marinheiro [2006], badając związek między deficytem budżetu państwa i deficytem bilansu obrotów bieżących w Egipcie w latach 1974–2002 za pomocą modelu wektorowej autoregresji, wykazał występowanie zjawiska odwrotnych deficytów bliźniaczych, potwierdzając jednokierunkowe oddziaływanie deficytu rachunku obrotów bieżących na deficyt budżetowy.
Reasumując, zdecydowana większość analiz empirycznych dotyczących
związku między deficytem budżetowym i deficytem na rachunku obrotów bieżących wskazuje na występowanie istotnych zależności przyczynowo-skutkowych między tymi deficytami. Tym samym autorzy tych analiz odrzucają możliwość występowania w praktyce równoważności ricardiańskiej.
3. Zależność między deficytem budżetowym
i deficytem bilansu obrotów bieżących w Polsce
W literaturze przedmiotu wykorzystuje się wiele różnych modeli ekonometrycznych, za pomocą których próbuje się analizować współzależności między deficytem budżetu państwa i deficytem bilansu obrotów bieżących. W niniejszym artykule w celu zbadania zależności między tymi deficytami w Polsce w okresie 1999–
2009 wykorzystano model skonstruowany na podstawie modelu, który
opracowali Lau i Baharumshah [2007, 2004]. Ostateczna postać modelu przedstawia się następująco:
S g = T - (G + R) = T - G - R
S = S p + S g = (Y - T - C) + (T - G - R) = I + CA
CA =Piotr
S p -Misztal
I - (G + R - T)
CA = S p - I + B
190
gdzie:
CAD–
ER –
IR –
BD –
CAD = f (ER, IR, BD),
(12)
DYt = a + b1t + mEt - 1 + c1 DYt - 1 + ... + c p DYt - p + d0 DXt + .
deficyt bilansu obrotów bieżących wyrażony w % PKB,
+ d p DXt - p + ft,
kurs walutowy (nominalny,
efektywny kurs złotego względem euro),
Yt - 1 +
... + c1p DYt - p + d1 DXt +
DYt = a1 +stopa
b1t +procentowa
mEt - 1 + c1 D
stopa procentowa (nominalna
rynku
pieniężnego),
+ d1p DXtwyrażony
+ i1p DZt - p + }1 DVt + ... + }1p DVt pierwotny deficyt budżetowy
w %
PKB.
- p + i1 DZ
t + ...
= a2 + czasowe
DXt szeregi
b2t + mEt miały
- 1 + cczęstotliwość
p DYt - p + d2 DXt - 1 +
2 DYt + ... + c2kwartalną
Wszystkie wymienione wyżej
i obejmowały okres od pierwszego
do...czwartego
Vt + ... + }2p DVt + d2p kwartału
+ i2p DZt -kwartału
DXt - p + 1999
i2 DZr.t +
p + }2 D2009 r.
Dane te pochodziły z bazy statystycznej
Yt + ... + Walutowego
+ b3t + mEt - 1 + c3 DFunduszu
DZt = a3 Międzynarodowego
c3p DYt - p + d3 DXt + ..
(„International Financial Statistics”). Wszystkie analizowane zmienne poddano
+ d3p DXt - p + i3 DZt - 1 + ... + i3p DZt - p + }3 DVt + ... + }3p D
procedurze logarytmowania, co umożliwiło
uzyskanie liniowego estymatora wzglęVt = a4 + b
... + c4psezonowy
DYt - p + d4 DXt + ...
4t + mEt - 1 + ctakże
4 DYt +
dem parametrów. Z szeregu D
czasowego
wyodrębniono
czynnik
Zt - p + W tym
+ ...
+ i4p D
d4p DXtsezonowych
}4 DVt -celu
w celu wyeliminowania wpływu+wahań
badane
procesy.
- p + i4 DZt na
1 + ... + }4p D
wykorzystano procedurę X12-ARIMA.
Ostatecznie,
BD & IR &
ER & CADzmiany wskaźników wykorzystanych w modelu przedstawiały
się
w okresie
zgodnie z rysunkiem 4.
CAD & ER & IR1999–2009
& BD
k ek 4
Ry s u n
! DD
t-i
Logarytm naturalny deficytu budżetowego,
stopy procentowej,
i=1
D
(
Z
)
=
t bilansu
kursu walutowego i deficytu
obrotów bieżących w Polsce
k
w okresie 1999–2009 (dane kwartalne
! DZ z poprawką sezonową)
2
1
0
–1
–2
–3
–4
–5
–6
–7
i=1
BD
2000
4,85
4,8
4,75
4,7
4,65
4,6
4,55
4,5
4,45
4,4
2002
2004
2006
2008
2010
ER
2000 2002 2004 2006 2008 2010
3
2,8
2,6
2,4
2,2
2
1,8
1,6
1,4
1,2
1
2
1
0
–1
–2
–3
–4
–5
–6
–7
t-i
IR
2000 2002 2004 2006 2008 2010
CAD
2000
2002
2004
2006
2008
2010
Źródło: Opracowanie własne na podstawie danych „International Financial Statistics” [2009].
Obliczone na podstawie powyższych danych współczynniki korelacji między
deficytem bilansu obrotów bieżących i deficytem budżetowym w latach 1999–2009
mogłyby świadczyć o występowaniu słabej ujemnej zależności liniowej między
191
Współzależności między deficytem budżetowym i deficytem bilansu…
tymi zmiennymi. Jednocześnie najsilniejszą dodatnią zależność liniową stwierdzono między deficytem obrotów bieżących oraz wysokością stóp procentowych
w kraju, co oznacza, że wzrostowi stóp procentowych w kraju towarzyszył zazwyczaj wzrost deficytu na rachunku obrotów bieżących (tab. 1).
Ta b e l a 1
Współczynniki korelacji liniowej między zmiennymi modelu w okresie 1999–2009
BD
1,0000
IR
ER
CAD
0,2237
–0,3624
–0,1013
BD
1,0000
–0,0881
0,5547
IR
1,0000
0,1025
ER
1,0000
CAD
Źródło: Opracowanie własne na podstawie danych „International Financial Statistics” [2009].
Wnioskowanie o zależnościach przyczynowo-skutkowych na podstawie prostej
analizy korelacji jest jednak niewłaściwe, ponieważ w analizie tej nie odróżnia się
na przykład wstrząsów w polityce fiskalnej od efektów cyklu koniunkturalnego.
Na przykład, poprawa koniunktury gospodarczej w kraju prowadzi z jednej strony do spadku deficytu budżetowego (m.in. w wyniku działania automatycznych
stabilizatorów koniunktury), a z drugiej strony do deficytu bilansu obrotów bieżących w wyniku wzrostu rozmiarów importu. Stąd zbyt uproszczona i powierzchowna analiza mogłaby sugerować występowanie raczej odwrotnej zależności
niż sugerowana przez hipotezę deficytów bliźniaczych [Rybiński 2007].
Przed dokonaniem estymacji modelu niezbędne było sprawdzenie stacjonarności analizowanych szeregów czasowych. Do tego celu wykorzystano rozszerzony test Dickeya-Fullera (Augmented Dickey-Fuller – ADF). We wszystkich zmiennych modelu występował brak stacjonarności szeregów czasowych. Ponadto
w analizowanych zmiennych stwierdzono występowanie pierwiastka jednostkowego I(1). Przeprowadzony test kointegracji Engle’a-Grangera wskazywał na
występowanie kointegracji między tymi zmiennymi, gdyż zmienne objaśniające
w równaniu kointegrujacym okazały się statystycznie istotne oraz stosunkowo
wysoki był współczynnik determinacji (tab. 2).
Występowanie kointegracji potwierdziło istnienie trwałej, długookresowej relacji pomiędzy analizowanymi szeregami czasowymi. Zgodnie z twierdzeniem
Grangera o reprezentacji, jeśli zmienne Yt i Xt są zintegrowane stopnia pierwszego oraz są skointegrowane, to zależność między nimi może być przedstawiona
jako model korekty błędem [Maddala 2008]. Stąd, w celu analizy zależności między deficytem budżetowym i deficytem bilansu obrotów bieżących w Polsce
w okresie 1999–2009, wykorzystano model wektorowej korekty błędem (Vector
Error Corection Model – VECM), pokazujący długookresowe zależności przyczyno-skutkowe między analizowanymi zmiennymi. W modelu tym przyrost zmiennej objaśnianej Yt zależy nie tylko od przyrostu zmiennej objaśniającej Xt, ale
również częściowo od wielkości błędu, o jaki Yt – 1 odchyla się od stanu równowa-
192
Piotr Misztal
Ta b l e l a 2
Wyniki testu kointegracji Engle’a-Grangera
Równanie kointegrujące – Estymacja KMNK,
wykorzystane obserwacje 1999:1–2009:4 (N = 44)
Zmienna zależna: CAD
Współczynnik
Błąd standardowy
t-Studenta
ER
–0,511870
0,147680
–3,466
IR
1,59401
0,339826
4,691
BD
–0,221939
0,116142
–1,911
Średnia arytm. zm. zależnej 0,649661
Suma kwadratów reszt 65,93893
Wsp. determ. R2 0,455279
Logarytm wiarygodności –71,33316
Kryt. bayes. Schwarza 154,0189
Autokorel. reszt – rho1 0,297247
Wartość p
0,0013***
3,02e–05***
0,0630*
Odch. stand. zm. zależnej 1,543782
Błąd standardowy reszt 1,268175
Skorygowany R2 0,428708
Kryt. inform. Akaike’a 148,6663
Kryt. Hannana-Quinna 150,6513
Stat. Durbina-Watsona 1,383954
Y = C + I + G + ]X - Mg
Krok 2: test na pierwiastek jednostkowy dla zmiennej uhat
Test Dickeya-Fullera dla procesu uhat
= ]43
CApróby
X - Mg
Liczebność
Hipoteza zerowa: występuje pierwiastek jednostkowy a = 1; proces I(1)
S = Y - C - G + CA
Model: (1 – L)y = (a–1) * y(–1) + e
S = I + CA
Autokorelacja reszt rzędu pierwszego: –0,001
Estymowana
1): –0,702753
I =wartość
Y - C(a-– G
Statystyka testu: tau_nc(4) = –4,63056
= S p + Sg
S 0,009587
Wartość p:
Kointegracja
występuje,
proces jest I(1), tzn. hipoteza zerowa o pierwiastku
Sp =
Yd - Cjeżeli
= (każdy
Y - Twykorzystywany
)-C
jednostkowym nie jest odrzucana oraz proces resztowy (uhat) z równania kointegrującego nie jest
+ R) zerowa
= T -o pierwiastku
S g =I(0),
TG - R jednostkowym jest odrzucana.
zintegrowany
tzn.(G
hipoteza
S = S p + S g = (Y - T - C) + (T - G - R) = I + CA
CA = S p - I - (G + R - T)
gi długookresowej.
postać modelu VECM przedstawiono za pomocą
CA = S p - IOgólną
+B
równania.
CAD = f (ER, IR, BD)
Źródło: Opracowanie własne na podstawie danych „International Financial Statistics” [2009].
DYt = a + b1t + mEt - 1 + c1 DYt - 1 + ... + c p DYt - p + d0 DXt + ... +
(13)
+ d p DXt - p + ft,
DYt = a1 + b1t + mEt - 1 + c1 DYt - 1 + ... + c1p DYt - p + d1 DXt + ... +
gdzie:
+ d1p DXobjaśniana,
t - p + i1 DZt + ... + i1p DZt - p + }1 DVt + ... + }1p DVt - p + f1t
Yt – zmienna
Xt – zmienna
DXt = a2objaśniająca,
+ b2t + mEt - 1 + c2 DYt + ... + c2p DYt - p + d2 DXt - 1 + ... +
Et – 1– błąd
z oszacowania
regresji,
+ d2p DXt - p + i2 DZmodelu
t + ... + i2p DZt - p + }2 DVt + ... + }2p DVt - p + f2t
dp – parametry długookresowej zależności Yt – p od Xt – p (mnożnik Yt – p wzglęDZ = a + b3t + mEt - 1 + c3 DYt + ... + c3p DYt - p + d3 DXt + ... +
demt Xt – 3p, informujący
o reakcji Yt – p na jednostkową zmianę Xt – p),
+
d
D
X
+
i
D
Z
+ ...
+ i3p DZpowrotu
+ ... + }3p D(reakcję
Vt - p + fna
p
t
p
t
t - p + }3 D
3
3
1
3t
cp – parametry wskazujące na
szybkość
doVtrównowagi
DVt = amiędzy
c DYt + ... + c4p D
Yt - p + d4 DXt + ... +
różnicę
Ytm–Ept i-X
okresie),
4 + b 4t +
1+
t – p 4w poprzednim
t
– okres
analizy,
+ d4p DXt - p + i4 DZt + ... + i4p DZt - p + }4 DVt - 1 + ... + }4p DVt - p + f4t
p
– rząd
opóźnień
BD &
IR & ERzmiennych
& CAD modelu.
CAD & ER & IR & BD
k
! D Dt - i
i=1
I=
-G
+
d pYDXt C
- p + ft,
S Y=t =
S pa+1 +
S gb1t + mEt - 1 + c1 DYt - 1 + ... + c1p DYt - p + d1 DXt +
D
S pd=
Yd C = ( Y - T) - C
+
t - p + i1 DZt + ... + i1p DZt - p + }1 DVt + ... + }1p DVt 1p D X
193
Współzależności między
deficytem
i deficytem
+ R) = T S gX=
T - (Gbudżetowym
G - R bilansu…
D
t = a2 + b2t + mEt - 1 + c2 DYt + ... + c2p DYt - p + d2 DXt - 1 +
S=
=i(YD)+
- R) = I + CA
+
d pSDpX+t -Spg +
ZtT+-...C+
i (pTDZt G
- p + }2 DVt + ... + }2p DVt Kluczową kwestią w modelu2VECM
była2 analiza
tzw.2łańcucha
dystrybucji,
CA
Sap3 Ib(G +
R1-+Tc)3 Dmiędzy
D
Zt =
=(tzw.
+ogniw
Et Yt + ... którymi
+ c3p DYwystęt - p + d3 DXt + ...
3t + młańcucha),
czyli ciągu szoków ekonomicznych
CA
S -p I++iB
+
d3=
+ ...
+ i3psamym
DZt - p momencie,
+ }3 DVt + ... + }3p DV
powała relacja przyczynowo-skutkowa,
w tym
p DXpt -pojawiająca
3 DZt - 1się
w którym wystąpił szok [Blanchard
1982].
modelu łańcuch dystryCAD
f (ER,W niniejszym
IR, BD)
D
Vt ==a
4 + b4t + mEt - 1 + c4 DYt + ... + c4p DYt - p + d4 DXt + ...
bucji kształtował się następująco:
+ ...
DY
b1t +
... + c DY -1p+
d0+
DX
..
+
Xt+
...c+1 D
dt4p=Da
i4mDEZt -t +
iY
}t4+
- 1Z+
1+
-p +
t - p + }4pDVttp DV
4pt D
+
d p&DX
ft,& CAD.
BD
IRt -&p +
ER
(14)
+ m&EBD
DYt =&aER
c1 DYt - 1 + ... + c1p DYt - p + d1 DXt +
CAD
&1tIR
t - 1 +budżetu
1+b
Zgodnie z powyższym łańcuchem
dystrybucji
deficyt
państwa prowadzi
k
+
+
+
+
d
D
X
i
D
Z
...
i
D
Z
... + }1p DVt do wzrostu stóp procentowych w kraju,
skutkiem jest1aprecjacja
waluty
krat -czego
p
p
t-p + }
1p
1 DVt +
!
DD1t - i t
jowej. Z kolei umocnienie sięDwaluty
walut
+ b + mwobec
+ d2 D X t - 1 +
Xt = a2krajowej
Et - 1 +innych
c2 DYt +
... + prowadzi
c2p DYt - p do
D (Z
) t = i =k 1 2t
poprawy konkurencyjności cenowej
importu
i pogorszenia
konkurencyjności
ceno+ d2p DXt - p + i2 DZt + ... + i2p DZt - p + }2 DVt + ... + }2p DVt D Zt - i
wej krajowego eksportu i w rezultacie do!
pogorszenia
salda bilansu obrotów bieżąDZt = a3 +
i=b
1 3t + mEt - 1 + c3 DYt + ... + c3p DYt - p + d3 DXt + ...
cych. Powyższy łańcuch zdarzeń jest
zatem
zgodny z teoretyczną koncepcją deficy+ d3p Dwynikami
Xt - p + i3testu
DZt -przyczynowości
- p + }3 DVt + ... + }3p DV
1 + ... + i3p DZtGrangera.
tów bliźniaczych oraz z uzyskanymi
DVt = ałańcuch
mEt - 1 + c4odpowiadający
DYt + ... + c4p DodwrotYt - p + d4 DXt + ...
Analizowano także alternatywny
dystrybucji,
4 + b 4t +
nej koncepcji deficytów bliźniaczych,
zgodnie
z którą
deficyt
bilansu
obrotów
+ d4p DXt - p + i4 DZt + ... + i4p DZt - p + }4 DVt -bie1 + ... + }4p DV
żących oddziałuje na deficyt budżetowy:
BD & IR & ER & CAD
CAD & ER & IR & BD .
(15)
k
Zgodnie z tym łańcuchem dystrybucji
!deficyt
DDt - i bilansu obrotów bieżących proi = 1 negatywnie wpływa na poziom inflawadzi do deprecjacji waluty krajowej,
która
D ( Z) t = k
cji, co prowadzi do podwyższenia stóp procentowych.
Skutkiem rosnących stóp
! DZt -PKB,
i
procentowych jest spadek dynamiki wzrostu
czego
efektem jest spadek
i=1
wpływów podatkowych oraz wzrost wydatków rządowych, co prowadzi ostatecznie do deficytu budżetowego.
W niniejszej analizie przyjęto jeden okres opóźnień między zmiennymi objaśniającymi a zmienną objaśnianą (jeden kwartał). Wyboru rzędu opóźnień dokonano zgodnie z wynikami kryteriów informacyjnych Akaike, Hannana-Quinna
oraz bayesowskiego kryterium informacyjnego zaproponowane przez Schwarza.
Według tych kryteriów największą pojemnością informacyjną charakteryzował się
model z jednym opóźnieniem.
Kolejnym etapem analizy było oszacowanie parametrów strukturalnych modelu VECM, którego wyniki przedstawiono w tabeli 3. Obliczona statystyka Durbina-Watsona bliska 2 świadczy o braku autokorelacji między zmiennymi,
a współczynnik determinacji okazał się wystarczający, aby można było mówić
o stosunkowo dobrym dopasowaniu modelu, zważywszy, że dla szeregów czasowych współczynnik determinacji przyjmuje z reguły niewielkie wartości.
Dalszym etapem analizy był pomiar siły oddziaływania deficytu budżetowego
na rozmiary deficytu bilansu obrotów bieżących oraz deficytu bilansu obrotów
bieżących na rozmiary deficytu budżetowego. Pomiaru tego dokonano za pomocą tzw. funkcji odpowiedzi impulsowych (impulse response function), czyli funkcji
reakcji deficytu bilansu obrotów bieżących i deficytu budżetowego na impulsy
w postaci jednostkowej zmiany wyżej wymienionych zmiennych (rys. 5).
194
Piotr Misztal
Ta b l e l a 3
Wyniki oszacowania parametrów strukturalnych modelu VECM
System VECM (wektorowy model korekty błędem), rząd opóźnienia 1
Estymacja: największa wiarygodność dla obserwacji 1999:2–2009:4 (T = 43)
Rząd kointegracji = 1
Ograniczony trend, nieograniczony wyraz wolny (const)
Logarytm wiarygodności = –15,879263
Wyznacznik macierzy kowariancji = 2,4595726e–005
AIC = 1,6688
BIC = 2,4880
HQC = 1,9709
Równanie 1: CAD
Współczynnik
Błąd standardowy
t–Studenta
const
–36,3733
9,07176
–4,0095
EC1
–0,653897
0,163523
–3,9988
Średnia arytm. zm. zależnej
–0,105415
Odch. stand. zm. zależnej
Suma kwadratów reszt
64,60709
Błąd standardowy reszt
Wsp. determ. R2
0,285592
Skorygowany R2
Autokorel. reszt – rho1
–0,002032
Stat. Durbina-Watsona
Równanie 2: ER
Współczynnik
Błąd standardowy
t–Studenta
const
0,320223
0,32529
0,9844
EC1
0,00574287
0,00586353
0,9794
Średnia arytm. zm. zależnej
0,001700
Odch. stand. zm. zależnej
Suma kwadratów reszt
0,083069
Błąd standardowy reszt
Wsp. determ. R2
0,023420
Skorygowany R2
Autokorel. reszt – rho1
0,228924
Stat. Durbina-Watsona
Równanie 3: IR
Współczynnik
Błąd standardowy
t–Studenta
const
2,36432
0,670966
3,5238
EC1
0,043298
0,0120945
3,5800
Średnia arytm. zm. zależnej
–0,037166
Odch. stand. zm. zależnej
Suma kwadratów reszt
0,353426
Błąd standardowy reszt
Wsp. determ. R2 0,242656
Skorygowany R2 Autokorel. reszt – rho1
0,254028
Stat. Durbina-Watsona Równanie 4: BD
Współczynnik
Błąd standardowy
t–Studenta
const
23,0898
12,4467
1,8551
EC1
0,41631
0,224359
1,8556
Średnia arytm. zm. zależnej
–0,000444
Odch. stand. zm. zależnej
Suma kwadratów reszt
121,6203
Błąd standardowy reszt Wsp. determ. R2 0,279255
Skorygowany R2 Autokorel. reszt – rho1 –0,296727
Stat. Durbina-Watsona Wartość p
0,00026***
0,00027 ***
1,467379
1,270896
0,249872
1,973180
Wartość p
0,33082
0,33326
0,045003
0,045571
–0,025409
1,540157
Wartość p
0,00108***
0,00092***
0,105409
0,093998
0,204789
1,481545
Wartość p
0,07096*
0,07090*
1,773408
1,743705
0,233218
2,589320
Macierz kowariancji wzajemnej dla równań:
CAD
ER
IR
BD
CAD
ER
IR
BD
1,5025
0,028120
0,074523
0,25514
0,028120
0,0019318
0,0019863
0,00058385
0,074523
0,0019863
0,0082192
–0,0033561
0,25514
0,00058385
–0,0033561
2,8284
Wyznacznik = 2,45957e–005
Źródło: Opracowanie własne na podstawie danych „International Financial Statistics” [2009].
Współzależności między deficytem budżetowym i deficytem bilansu…
195
Ry s u n e k 5
Wykresy funkcji odpowiedzi impulsowych deficytu bilansu obrotów bieżących
i deficytu budżetowego w Polsce w okresie 1999–2009
1,4
1,3
1,2
1,1
1
0,9
0,8
0,7
0,6
0,5
0,4
1,7
1,65
1,6
1,55
1,5
1,45
1,4
1,35
1,3
1,25
0,45
0,4
0,35
0,3
0,25
0,2
0,15
0,1
0,05
0
odpowiedz CAD na impuls z CAD
0,03
0,025
0,02
0,015
0,01
0,005
0
2
4
6
8 10 12 14 16 18 20
okresy
odpowiedz BD na impuls z BD
0
0
2
4
6
8 10 12 14 16 18 20
okresy
odpowiedz CAD na impuls z IR
0
–0,0005
–0,001
–0,0015
–0,002
0
2
4
6
8 10 12 14 16 18 20
okresy
odpowiedz CAD na impuls z BD
–0,0025
0
2
4
6
8 10 12 14 16 18 20
okresy
odpowiedz BD na impuls z IR
–0,178
–0,1785
–0,179
–0,1795
–0,18
0
2
4
6
8 10 12 14 16 18 20
okresy
odpowiedz BD na impuls z ER
0,065
0,06
0,055
0,05
0,045
0,04
0,035
0,03
odpowiedz CAD na impuls z ER
0,035
0
2
4
6
8 10 12 14 16 18 20
okresy
–0,1805
1
0,9
0,8
0,7
0,6
0,5
0,4
0,3
0,2
0,1
0
0
2
4
6
8 10 12 14 16 18 20
okresy
odpowiedz BD na impuls z CAD
0
2
4
6
8 10 12 14 16 18 20
okresy
Źródło: Opracowanie własne na podstawie danych „International Financial Statistics” [2009].
196
CA = X - M
S = Y - C - G + CA
S = I + CA
I = YPiotr
- CMisztal
-G
S = S p + Sg
Na podstawie tych wykresów
szokowy
S p stwierdzono,
= Yd - C = (iż
YT) - C wzrost deficytu bilansu
obrotów bieżących o jednostkę prowadził
do natychmiastowego wzrostu tego deS g = Tod
- momentu
(G + R) =wystąpienia
T - G - R szoku, a w dalszej
ficytu w ciągu pierwszego kwartału
S = Spo
S g = (Y dwunastu
- T - C) +
(T - G - R
) = I + CA
kolejności do jego ustabilizowania
kwartałów.
Natomiast
p +upływie
wzrost deficytu budżetowego prowadził
doI stopniowego
deficytu bilansu
CA = S p (G + R - Twzrostu
)
obrotów bieżących w ciągu dwunastu
kolejnych
kwartałów,
a następnie
do jego
CA = S p - I + B
ustabilizowania. Z kolei szokowy wzrost deficytu budżetowego o jednostkę proCAD = f (ER, IR, BD)
wadził do natychmiastowego wzrostu deficytu budżetu państwa w ciągu pierwsze+b
Yt - p + d0 DXt +
DYt = asię
cpD
go kwartału od momentu pojawienia
szoku,
a w dalszej
kolejności
ustabit - 1 + c1 DY
t - 1 + ... + do
1t + mE
lizowania się tego deficytu po +
upływie
kwartału. Wzrost deficytu na
d p DXt -dwunastego
p + ft,
rachunku obrotów bieżących prowadził
zaś
do
stopniowego
wzrostu
deficytu buDYt = a1 + b1t + mEt - 1 + c1 DY
t - 1 + ... + c1p DYt - p + d1 DXt +
dżetowego w trakcie jedenastu kwartałów od momentu wystąpienia szoku, a na+ d1p DXt - p + i1 DZt + ... + i1p DZt - p + }1 DVt + ... + }1p DV
stępnie do jego stabilizacji.
Xt = a2 +
Et - 1 + cbieżących
b2t + mobrotów
c2p DYt -odp + d2 D X t - 1
2 DYt + ... +
Jednakże całkowite zmianyDdeficytu
bilansu
w wyniku
+ d2poraz
+ ... + ideficytu
+ }2 DVt + ... + }2p DV
DXt -całkowite
działywania deficytu budżetowego
p + i2 DZtzmiany
2p DZt - pbudżetowego
w wyniku oddziaływania deficytu
naarachunku
obrotów bieżących były równe
D Zt =
3 + b3t + mEt - 1 + c3 DYt + ... + c3p DYt - p + d3 DXt + .
wartościom funkcji dopowiedzi impulsowej tych deficytów na szok w postaci
+ d3p DXt - p + i3 DZt - 1 + ... + i3p DZt - p + }3 DVt + ... + }3p D
zmiany odpowiednio deficytu budżetowego
i deficytu bilansu obrotów bieżących.
... + c4pobrotów
DVt = a4 + bwrażliwości
c4 DYt +bilansu
DYt - p + d4 DXt + .
4t + mEt - 1 +deficytu
Z tego powodu obliczono współczynniki
+ d4na
Xt - p + iposzczególnych
DZt - p + }determibieżących i deficytu budżetowego
p Dzmiany
4 DZt + ... + i4pczynników
4 DVt - 1 + ... + }4p D
nujących po upływie okresu tBD
zgodnie
z poniższym
ER & CADwzorem, a wyniki obliczeń
& IR &
przedstawiono w tabeli 4.
CAD & ER & IR & BD
k
D ( Z) t =
! D Dt - i
i=1
k
! D Zt - i
,
(16)
i=1
gdzie:
DDt – i – zmiana deficytu bilansu obrotów bieżących (deficytu budżetowego)
w okresie od t – i do k,
DZt – i – zmiana danego czynnika determinującego deficyt bilansu obrotów bieżących (deficyt budżetowy) w Polsce, w okresie od t – i do k.
Na podstawie danych przedstawionych w tabeli 4 stwierdzono, iż wzrost deficytu budżetowego prowadził do wzrostu deficytu bilansu obrotów bieżących
w Polsce zgodnie z hipotezą deficytów bliźniaczych. Również wzrost deficytu bilansu obrotów bieżących prowadził do wzrostu deficytu budżetowego, co było
zgodne z przewrotną hipotezą deficytów bliźniaczych. Jednakże współczynnik
oddziaływania deficytu bilansu obrotów bieżących na deficyt budżetowy był średnio czterokrotnie większy niż wskaźnik oddziaływania deficytu budżetu państwa
na deficyt rachunku obrotów bieżących. Tym samym całkowicie odrzucono występowanie w Polsce zjawiska równoważności ricardiańskiej, potwierdzając jednocześnie istnienie zależności zgodnej z hipotezą Feldsteina-Horioki.
Współzależności między deficytem budżetowym i deficytem bilansu…
Ta b e l a 4
Współczynniki wrażliwości deficytu
bilansu obrotów bieżących i deficytu budżetowego
na impuls w postaci wzrostu danego czynnika
Współczynniki wrażliwości deficytu bilansu obrotów bieżących
Liczba kwartałów
po wystąpieniu szoku
ER
IR
BD
2
0,17
–0,01
0,06
4
0,38
–0,01
0,13
6
0,50
–0,02
0,18
8
0,57
–0,02
0,21
10
0,62
–0,02
0,23
12
0,65
–0,02
0,25
14
0,67
–0,03
0,26
16
0,69
–0,03
0,27
18
0,70
–0,03
0,27
20
0,71
–0,03
0,28
0,54
–0,02
0,21
Średnia
Współczynniki wrażliwości deficytu budżetowego
Liczba kwartałów
po wystąpieniu szoku
Średnia
IR
ER
CAD
2
–2,58
1,36
0,22
4
–2,57
1,16
0,51
6
–2,57
1,04
0,75
8
–2,56
0,97
0,93
10
–2,56
0,93
1,06
12
–2,56
0,90
1,17
14
–2,56
0,88
1,25
16
–2,56
0,86
1,32
18
–2,56
0,85
1,37
20
–2,56
0,84
1,42
–2,57
1,00
0,96
Źródło: Opracowanie własne na podstawie danych „International Financial Statistics” [2009].
197
198
Piotr Misztal
Ostatnim etapem analizy była dekompozycja wariancji składnika resztowego deficytu bilansu obrotów bieżących i deficytu budżetowego w celu oszacowania wpływu zmian deficytu budżetowego i deficytu na rachunku obrotów
bieżących na kształtowanie się zmienności odpowiednio deficytu na rachunku
obrotów bieżących i deficytu budżetu państwa. Wyniki obliczeń przedstawiono
w tabeli 5.
Ta b e l a 5
Dekompozycja wariancji składnika resztowego deficytu bilansu obrotów bieżących
i wariancji składnika resztowego deficytu budżetowego
Dekompozycja deficytu bilansu obrotów bieżących
Liczba kwartałów
po wystąpieniu szoku
CAD
ER
IR
BD
2
98,9
0,0
0,0
1,1
4
94,6
0,0
0,0
5,3
6
89,9
0,1
0,0
10,0
8
85,8
0,1
0,0
14,1
10
82,6
0,1
0,0
17,3
12
79,9
0,1
0,0
19,9
14
77,8
0,1
0,0
22,1
16
76,0
0,2
0,0
23,8
18
74,5
0,2
0,0
25,3
20
73,3
0,2
0,0
26,5
Dekompozycja deficytu budżetowego
Liczba kwartałów
po wystąpieniu szoku
BD
IR
ER
CAD
2
94,9
1,2
0,1
3,8
4
86,6
1,3
0,1
12,1
6
80,6
1,3
0,1
18,0
8
76,8
1,3
0,1
21,9
10
74,3
1,3
0,1
24,4
12
72,5
1,3
0,1
26,2
14
71,2
1,3
0,1
27,4
16
70,3
1,3
0,1
28,4
18
69,5
1,3
0,1
29,1
20
69,0
1,3
0,0
29,7
Źródło: Opracowanie własne na podstawie danych „International Financial Statistics” [2009].
Współzależności między deficytem budżetowym i deficytem bilansu…
199
Z danych zamieszczonych w tabeli 5 wynika, że zmienność deficytu bilansu
obrotów bieżących można wyjaśnić zmianą deficytu budżetowego w około 5% po
upływie roku od momentu wystąpienia szoku oraz w około 26% po upływie
20 kwartałów. W największym stopniu zmienność deficytu bilansu obrotów bieżących wyjaśnia czynnik inercyjny (opóźniony deficyt na rachunku obrotów bieżących). Czynnik inercyjny wyjaśnia około 73–99% zmienności deficytu bilansu
obrotów bieżących w Polsce w analizowanym okresie. Natomiast zmienność deficytu budżetowego można było tłumaczyć w około 12% zmianą deficytu bilansu
obrotów bieżących po upływie czterech kwartałów od momentu pojawienia się
szoku oraz w blisko 30% po upływie 20 kwartałów. Również w tym przypadku
w największym stopniu zmienność deficytu budżetowego można wyjaśnić czynnikiem inercyjnym (opóźniony deficyt budżetowy). Czynnik ten wyjaśnia od około
70% do 90% zmienności deficytu budżetowego w Polsce w okresie 1999–2009.
Podsumowanie i wnioski
Wyniki przeprowadzonej analizy jednoznacznie wskazują na występowanie dwukierunkowego związku przyczynowo-skutkowego między deficytem budżetowym
i deficytem na rachunku obrotów bieżącym w Polsce w okresie 1999–2009. Potwierdzono zatem występowanie w Polsce zależności zgodnej z hipotezą Feldstei­
na-Horioki, wskazującą na dwukierunkowe, wzajemne oddziaływania deficytu
budżetowego i deficytu bilansu obrotów bieżących.
Jednocześnie stwierdzono silniejsze oddziaływanie deficytu bilansu obrotów
bieżących na rozmiary deficytu budżetu państwa w porównaniu z wpływem deficytu budżetowego na rozmiary deficytu rachunku obrotów bieżących. Rezultaty analizy sugerują zatem, że z jednej strony polityka gospodarcza zmierzająca
do utrzymania równowagi wewnętrznej odgrywa ważną rolę w ograniczaniu nierównowagi na rachunku obrotów bieżących, a z drugiej strony, polityka zorientowana na przywrócenie równowagi zewnętrznej jeszcze silniej oddziałuje na
przywrócenie równowagi wewnętrznej. Stąd wydaje się, że skoncentrowanie
uwagi państwa na realizacji celów zewnętrznych polityki gospodarczej w Polsce,
ułatwiłoby i jednocześnie przyspieszyło przywrócenie równowagi wewnętrznej
w kraju.
Jednocześnie w warunkach postępujących procesów liberalizacji międzynarodowych przepływów towarów, usług oraz czynników produkcji dążenie do przywrócenia równowagi zewnętrznej kraju wydaje się procesem niezwykle trudnym
do realizacji, w szczególności w krótkim okresie. Ponadto pogłębiający się deficyt
bilansu obrotów bieżących w Polsce nie stwarza jak dotąd zbyt silnego zagrożenia
dla stabilności gospodarczej kraju, dopóki jest w większości finansowany napływem bezpośrednich inwestycji zagranicznych.
Tekst wpłynął 2 czerwca 2010 r.
200
Piotr Misztal
Bibliografia
Abell J.D., Twin Deficits during the 1980s: An Empirical Investigation, „Journal of Macroeconomics” 1990, nr 12.
Akbostanci E., Tunç G.Z., Turkish Twin Deficits: An Error Correction Model of Trade Balance,
„Economic Research Center (ERC) Working Papers in Economics” 2001, nr 6.
Alkswani M.A., The Twin Deficits Phenomenon in Petroleum Economy: Evidence From
Saudi Arabia, Proceedings of the 7th Annual Conference, Economic Research Forum
2000.
Anoruo E., Ramchander S., Current Account and Fiscal Deficits: Evidence from Five
Developing Economies of Asia, „Journal of Asian Economics” 1998, nr 9.
Bachman D.D., Why is the US Current Account Deficit so Large? Evidence From Vector
Auto Regressions, „Southern Economic Journal” 1992, nr 59.
Baharumshah A.Z., Lau E., Dynamics of Fiscal and Current Account Deficits in Thailand:
An Empirical Investigation, „Journal of Economic Studies” 2007, nr 34.
Blanchard O.J., Price Desynchronization and Price Level Inertia, „National Bureau of
Economic Research Working Paper” 1982, nr 900.
Blecker R.A., Beyond the Twin Deficits. A Trade Strategy for 1990s, Sharpe M.E., New
York 1992.
Boucher J.L., The U.S. Current Account: A Long and Short Run Empirical Perspective,
„Southern Economic Journal” 1991, vol. 58, nr 1.
Cavallo M., Government Consumption Expenditures and the Current Account, „Federal
Reserve Bank of San Francisco Working Paper” 2005, nr 3.
Chang J.Ch., Hsu Z.Z., Causality Relationships between the Twin Deficits in the Regional
Economy, National Chi Nan University 2009, nr 4/6.
Charusheela S., Structuralism and Individualism in Economic Analysis, Routledge, New
York 2005.
Darrat A.F., Have Large Deficits Caused Rising Trade Deficits? „Southern Economic Journal” 1988, nr 54.
Enders W., Lee B.S., Current Account and Budget Deficits: Twins or Distant Cousins?
„The Review of Economics and Statistics” 1990, t. 72, nr 3.
Erceg C.J., Guerrieri L., Gust C., Expansionary Fiscal Shocks and the Trade Deficit,
„International Finance Discussion Paper” 2005, nr 825.
Evans P., Consumers are Not Ricardian: Evidence from Nineteen Countries, „Economic
Inquiry” 1993, nr 31.
Evans P., Hasan I., Are Consumers Ricardian? Evidence for Canada, „Quarterly Review
of Economics and Finance” 1994, nr 34.
Feldstein M., Horioka C., Domestic Saving and International Capital Flows, „Economic
Journal” 1980, t. 90.
Fleming J.M., Domestic Financial Policies under Fixed and under Floating Exchange Rates,
„International Monetary Fund Staff Papers” 1962, nr 9.
Hallwood C.P., MacDonnald R., International Money and Finance, Blackwell Publishing,
Malden 2003.
„International Financial Statistics”, International Monetary Fund, Washington 2009.
Islam M.F., Brazil’s Twin Deficits: An Empirical Examination, „Atlantic Economic Journal” 1998 , nr 26.
Kasa K., Finite Horizons and the Twin Deficits, „Federal Reserve Bank of San Francisco
Economic Review” 1994, nr 3.
Współzależności między deficytem budżetowym i deficytem bilansu…
201
Kaufmann S., Scharler J., Winckler G., The Austrian Current Account Deficit: Driven by
Twin Deficits or by Intertemporal Expenditure Allocation? „Empirical Economics”
2002, nr 27.
Khalid A.M., Guan T.W., Causality Tests of Budget and Current Account Deficits: Cross­
‑Country Comparisons, „Empirical Economics” 1999, nr 24.
Kim C.-H., Kim D., Does Korea have Twin Deficits?, „Applied Economics Letters” 2006,
nr 13.
Kumhof M., Laxton D., Fiscal Deficits and Current Account Deficits, „International
Monetary Fund Working Paper” 2009, nr 9/237.
Laney L.O., The Strong Dollar, the Current Account, and Federal Deficits: Cause and
Effect, „Federal Reserve Bank of Dallas Economic Review” 1984, January.
Lau E., Baharumshah A.Z., Dynamics of Fiscal and Current Account Deficits in Thailand:
An Empirical Investigation, „Journal of Economic Studies” 2007, t. 34, nr 6.
Lau E., Baharumshah A.Z., Khalid M., Twin Deficits Hypothesis in SEACEN Countries:
A Panel Data Analysis of Relationships between Public Budget and Current Account
Deficits, „Applied Econometrics and International Development” 2006, t. 6, nr 2.
Lau E., Baharumshah A.Z., On the Twin Deficits Hypothesis: Is Malaysia Different? „Pertanika Journal of Social Science & Humanities” 2004, t. 12, nr 2.
Leachman L.L., Francis B., Twin Deficits: Apparition or Reality? „Applied Economics”
2002, nr 34.
Maddala G.S., Ekonometria, WN PWN, Warszawa 2008.
Makin A.J., International Macroeconomics, Pearson Education Limited, London 2002.
Marinheiro C.F., Ricardian Equivalence, Twin Deficits, and the Feldstein-Horioki Puzzle
in Egypt, „Publicação Co-Financiada Pela Fundação Para A Ciência E Tecnologia
Estudos do Gemf” 2006, nr 7.
Marinheiro C.F., Ricardian Equivalance, Twin Deficits and the Feldstein-Horioki Puzzle in
Egypt, „Journal of Policy Modeling” 2008, nr 30.
Miller S.M., Russek F.S., Are the Twin Deficits Really Related? „Contemporary Policy
Issues” 1989, t. 7, nr 4.
Misala J., Stabilizacja makroekonomiczna w Polsce w okresie transformacji ze szczególnym
uwzględnieniem deficytów bliźniaczych, Warszawa 2007 (maszynopis powielony).
Mukhtar T., Zakaria M., Ahmed M., An Empirical Investigation For The Twin Deficits
Hypothesis in Pakistan, „Journal of Economic Cooperation” 2007, nr 28(4).
Mundell R. A., The Appropriate Use of Monetary and Fiscal Policy under Fixed Exchange
Rates, „International Monetary Fund Staff Papers” 1962, nr 9.
Pahlavani M., Saleh A.S., Budget Deficits and Current Account Deficits in the Philippines:
A Casual Relationship? „American Journal of Applied Sciences” 2009, nr 6(8).
Papaioannou S., Yi K.M., The Effects of a Booming Economy on the U.S. Trade Deficit,
Current Issues in Economics and Finance, Federal Reserve Bank of New York 2001,
February.
Piersanti G., Current Account Dynamics and Expected Future Budget Deficits: Some International Evidence, „Journal of International Money and Finance” 2000, nr 19.
Rybiński K., Globalizacja w trzech odsłonach. Offshoring – globalne nierównowagi – polityka pieniężna, Difin, Warszawa 2007.
Siddiqui A., India and South Asia Economic Developments in The Age of Globalization,
Sharpe M.E., New York 2007.
Strzała K., Korelacja inwestycji i oszczędności w krajach Unii Europejskiej – weryfikacja
empiryczna z zastosowaniem podejścia panelowego, Prace i Materiały Wydziału Zarzą-
202
Piotr Misztal
dzania Uniwersytetu Gdańskiego, „Ekonometryczne modele i prognozy wzrostu
gospodarczego” 2005, nr 1.
Tumpel-Gugerell G., Mooslechner P., Structural Challenges for Europe, Edward Elgar
Publishing, Northampton 2003.
Interdependence Between Budget
and Current Account Deficits in Poland, 1999–2009
Summary
The article brings a theoretical and empirical examination of the relationships
between state budget deficits and current account deficits in Poland. The paper consists
of three parts. The first part explains the relationship between budget deficits and
current account deficits in the light of economic theory. The second part gives a brief
overview of empirical studies on the subject. The third part presents the results of
author’s own econometric analysis of the relationship between budget and current
account deficits in Poland in the period 1999–2009, based on quarterly data. The results
of the investigation clearly point at the existence of bi-directional relationships between
fiscal and current account deficits in Poland in the analysed period. At the same time,
it is revealed that the impact of current account deficit on budget deficit has been
stronger than the impact of budget deficit on current account deficit.
Key words: budget deficit 1 current account deficit 1 twin deficits
Взаимозависимость между бюджетным дефицитом
и дефицитом баланса текущих операций
в Польше в 1999–2009 гг.
Резюме
Статья содержит теоретический и эмпирический анализ взаимосвязей между бюджетным дефицитом и дефицитом баланса текущих операций в Польше. В первой части статьи
рассматривается взаимозависимость между бюджетным дефицитом и дефицитом текущих
операций в свете теории экономики. Вторая часть содержит краткий обзор эмпирических
исследований на эту тему. Третья часть представляет результаты проведенного автором
эконометрического анализа взаимозависимости между бюджетным дефицитом и дефицитом текущих операций в Польше в 1999–2009 гг., опирающегося на данные по отдельным
кварталам. Результаты анализа однозначно указывают на наличие в Польше в исследуемый период причинно-следственной связи между бюджетным дефицитом и дефицитом
счета текущих операций. Одновременно было выявлено, что воздействие дефицита баланса
текущих операций на размеры дефицита госбюджета сильнее, чем влияние бюджетного
дефицита на величину дефицита счета текущих операций.
Ключевые слова: бюджетный дефицит 1 баланс текущих операций 1 дефициты
-близнецы
Bazyli Czyżewski*
Aldona Mrówczyńska-Kamińska**
Przepływy międzygałęziowe i podział rent w sektorze
rolno-żywnościowym w Polsce w latach 1995–2005
Wprowadzenie
Pieniężny model przepływów międzygałęziowych (input-output) poprzez analizę powiązań między dostawcami i odbiorcami ilustruje sposób funkcjonowania gospodarki, jej wewnętrzne powiązania i zależności oraz efekty procesów reprodukcji [Czyżewski 2008, s. 5–6; Leontief 1936, s. 105–125; Leontief 1949, s. 211–225]. Model ten
jest użytecznym narzędziem analizy funkcjonowania gospodarki [Tomaszewicz 1994].
Opierając się na założeniach teorii równowagi ogólnej, można za pomocą tego modelu przeprowadzić analizę tworzenia i podziału efektów ekonomicznych wytworzonych przez rolnictwo, związków rolnictwa z otoczeniem oraz oddziaływania procesów globalnych na rolnictwo poprzez eksport i import [Czyżewski 2001; Czyżewski
2008, s. 5–6].
Jeżeli dysponujemy pełną i dostatecznie szczegółową (zdezagregowaną) tablicą przepływów międzygałęziowych w ujęciu wartościowym, możemy określić
przepływy materialne między poszczególnymi sferami sektora rolno-żywnościowego (gospodarki żywnościowej1), które pozwalają ustalić udział poszczególnych
gałęzi w produkcji surowców rolnych [Woś 1979, s. 123; Woś, Zegar 1983, s. 179].
W produkcji tej uczestniczą wszystkie działy i gałęzie gospodarki narodowej
w różnych proporcjach. Proporcje te pozwalają określić wielkość napływu i wypływu środków pomiędzy sferami gospodarki żywnościowej, tzn. wartość efektów
i nakładów danej gałęzi produkcji. Na tej postawie można także ocenić strukturę
przepływów oraz zmiany ich wielkości w czasie. Jeśli wartości nakładów i efektów
* Dr Bazyli Czyżewski – Katedra Makroekonomii i Gospodarki Żywnościowej (KMiGŻ),
Uniwersytet Ekonomiczny w Poznaniu; e-mail: [email protected]
** Dr Aldona Mrówczyńska-Kamińska – Katedra Ekonomii i Polityki Gospodarczej
w Agrobiznesie, Uniwersytet Przyrodniczy w Poznaniu; [email protected]
1 Pojęcia te są stosowane dalej wymiennie; ich znaczenie rozwinięto w tabeli 1.
204
Bazyli Czyżewski, Aldona Mrówczyńska-Kamińska
danego działu zostaną urealnione za pomocą odpowiednich deflatorów, możliwa
jest analiza zmian produktywności realnej. Wyższa produktywność realna działu,
wynikająca np. z innowacji technicznych lub organizacyjnych, powinna przynosić
dodatkowe i proporcjonalne korzyści właścicielom zasobów produkcyjnych w tej
gałęzi, a niższa produktywność – straty rezydualne. Jeśli tak się nie dzieje, powstaje asymetryczny podział nadwyżki produktywności między poszczególnymi
działami gospodarki narodowej. Symetria oznaczałby w tym przypadku podział
efektów rozwoju gospodarczego między podmioty gospodarki narodowej adekwatny do ich wkładu we wzrost produktywności, przy czym stan ten powinien
być osiągnięty co najmniej w ramach jednego cyklu koniunkturalnego.
Celem artykułu jest identyfikacja zmian struktury zaopatrzenia materiałowego
rolnictwa i popytu pośredniego i finalnego na produkty rolne oraz ocena efektywności alokacji rynkowej w sektorze rolno-żywnościowym w warunkach integracji z Unią
Europejską. Tak dwie zarysowane warstwy artykułu służą kompleksowej ocenie przepływów produktów i związanych z nimi rent czynników produkcji. Autorzy wykazują,
że rozwój struktur gospodarki żywnościowej, wynikający z tabeli przepływów międzygałęziowych, niekoniecznie ma swoje odzwierciedlenie w podziale rent ekonomicznych. Przyjęto założenie, że stanem optymalnej alokacji jest podział rent ekonomicznych pokrywający się z podziałem uprawnień własnościowych do zasobów w długim
okresie (np. 10 lat), a odchylenia od tego stanu są skutkiem oddziaływania czynników nominalnych2. Sformułowano cztery cele szczegółowe prowadzonej analizy:
11 przedstawienie udziału (materiałowego) poszczególnych gałęzi gospodarki
narodowej w produkcji surowców rolnych,
11 przedstawienie udziału produktów rolnych w zaspokojeniu popytu pośredniego i finalnego,
11 przedstawienie podziału rent ekonomicznych między rolnictwo a pozostałe
sfery gospodarki żywnościowej w warunkach poprawy oraz pogorszenia koniunktury gospodarczej,
11 oszacowanie salda rent ekonomicznych rolnictwa przejętych przez jego otoczenie jako miary stopnia zawodności rynku w tym sektorze,
Autorzy stawiają tezę, że zmiany struktur zaopatrzenia i zbytu w otoczeniu rolnictwa spowodowane akcesją do UE oraz wdrożeniem zasad Wspólnej Polityki Rolnej korygują zawodności mechanizmu rynkowego w sektorze rolno-żywnościowym
i tym samym są zasadne z punktu widzenia efektywności alokacyjnej, a nie tylko ze
względów społecznych, środowiskowych czy politycznych. Niemniej ich korekcyjne
oddziaływanie jest niewystarczające, ponieważ podział rent ekonomicznych jest nadal asymetryczny względem struktury uprawnień własnościowych do zasobów w rolnictwie w długim okresie, przez co zawodności rynku deprecjonują rolnictwo w relacji do innych sfer gospodarki żywnościowej. W artykule dowodzi się występowania
tzw. „drenażu nadwyżki” z rolnictwa przez mechanizm rynkowy w długim okresie
i szacuje jego skalę oraz kierunki.
2 Za
czynniki nominalne uznaje się zmiany relacji cenowych niemające pokrycia w wahaniach realnej produktywności zasobów w gospodarce.
Przepływy międzygałęziowe i podział rent w sektorze rolno-żywnościowym…
205
Ta b e l a 1
Sfery gospodarki żywnościowej według Polskiej Klasyfikacji Wyrobów i Usług
(PKWiU) oraz tabeli przepływów międzygałęziowych
Sfery produkcjne
Sfery produkcjne według PKWiU
Sfera I
Przemysł paliwowo-energetyczny (10, 11, 12, 13, 14, 23, 40),
przemysł metalurgiczny (27, 28), przemysł elektromaszynowy
(31), przemysł środków transportu (29, 34, 35), przemysł
chemiczny (24), przemysł materiałów budowlanych (20, 26),
pozostałe przemysły (17, 18, 19, 21, 22, 25, 30, 32, 33, 36, 37),
usługi (55, 65, 66, 67, 70, 71, 72, 73, 74, 80, 85, 90, 91, 92, 93),
handel (50, 51, 52), budownictwo (45), transport i łączność (60,
61, 62, 63, 64), leśnictwo (02), pozostałe gałęzie (05, 41)
Sfera II
Rolnictwo i łowiectwo (01)
Sfera III
Przemysł spożywczy i tytoniowy (15, 16)
Sfera popytu pierwotnego (według tabeli przepływów międzygałęziowych)
Spożycie, nakłady brutto na środki trwałe, przyrost rzeczowych
środków obrotowych oraz aktywów o wyjątkowej wartościa
Sfera IV
Sfery wspomagające gospodarkę żywnościową
(według tabeli przepływów międzygałęziowych)
Państwo
Podatki od produktów, podatki od produkcji, dotacje
Zagranica
Eksport (fob)b, import (cif)c
Rynek pracy najemnej
Koszty związane z zatrudnieniem
a W dalszej
analizie przyjęto założenie, że inwestycje w środki trwałe pochodzenia rolniczego są realizowane
wyłącznie przez sferę II. b Fob – free on board (to a named port of shipment) – dostarczone na statek (w oznaczonym porcie załadunku). Sprzedający ma obowiązek dostarczyć towar na wskazany przez kupującego statek.
Sprzedający ponosi koszty dostarczenia towaru do portu załadunku, koszty załadunku towaru na statek oraz
ryzyko uszkodzenia lub utraty towaru do momentu przekroczenia przez towar burty statku. Do jego obowiązków należy też odprawa celna wywozowa oraz koszty z tym związane. Kupujący zaś zawiera umowę o przewóz
morzem, informuje sprzedającego o porcie załadunku, nazwie statku i wymaganym terminie dostawy. c Cif –
cost, insurance and freight (to a named port of destination) – koszt, ubezpieczenie i fracht (do oznaczonego
portu przeznaczenia). Sprzedający oprócz kosztów dostawy i frachtu ponosi również koszty ubezpieczenia i jest
zobowiązany do przekazania kupującemu dowodu zawarcia umowy ubezpieczenia.
Źródło: Opracowanie własne na podstawie [Poczta, Mrówczyńska-Kamińska 2004, s. 24] oraz tabel przepływów międzygałęziowych.
Podstawowym źródłem danych empirycznych były bilanse przepływów międzygałęziowych oraz rachunki podaży i wykorzystania wyrobów i usług za lata
1995, 2000 i 20053. Analiza obejmuje wszystkie sfery gospodarki żywnościowej,
w szczególności według tradycyjnego podziału: przemysł wytwarzający środki
produkcji i usługi dla rolnictwa oraz przemysłu spożywczego (sfera I), rolnictwo
(sfera II), przemysł spożywczy (sfera III). Do analizy rent ekonomicznych wyod3 Bilanse
przepływów międzygałęziowych w Polsce przygotowywane i publikowane są przez
GUS co 5 lat. Dane za 2005 r. są to ostatnie możliwe do uzyskania informacje o przepływach międzygałęziowych w Polsce w chwili redagowania tego artykułu.
206
Bazyli Czyżewski, Aldona Mrówczyńska-Kamińska
rębniono sferę IV, tj. popyt pierwotny na produkty rolno-żywnościowe, oraz tzw.
sfery wspomagające gospodarkę żywnościową.
Analiza struktury zaopatrzenia materiałowego produkcji rolnej oraz popytu na
produkty rolnictwa została przeprowadzona z wykorzystaniem statystyki przepływów międzygałęziowych oraz związanej z nią analizy nakładów i wyników (input-output analysis) [Mrówczyńska-Kamińska 2010, s. 10]. Z kolei analizę podziału
rent ekonomicznych w dziale rolnictwo wykonano za pomocą tzw. rachunku nadwyżki produktywności całkowitej (global productivity surplus accounts).
1. Struktura zaopatrzenia materiałowego rolnictwa
W tabeli 2 została przedstawiona wielkość i struktura zaopatrzenia materiałowego
polskiego rolnictwa w latach 1995, 2000 i 2005 na podstawie bilansów przepływów
międzygałęziowych. Rolnictwo jest jedną ze sfer gospodarki żywnościowej4.
W zaopatrzeniu materiałowym (surowcowym) produkcji rolnej istotną pozycję
stanowi samozaopatrzenie, natomiast pozostała część zużycia pośredniego trafia do
rolnictwa ze sfery I i III. Udział samozaopatrzenia w sferze II gospodarki żywnościowej w 2005 r. wyniósł aż 38,6%5. Wprawdzie od 1995 r. nastąpił spadek tego
udział o około 11 pkt. proc., ale w dalszym ciągu samo rolnictwo jest ważnym dostarczycielem środków produkcji dla rolnictwa.
Jeżeli chodzi o napływ środków produkcji z przemysłu spożywczego, to w badanym okresie nastąpił wzrost tego udziału z około 12,0% w latach 1995 i 2000
do około 17,0% w 2005 r. Związane jest to przede wszystkim ze zwiększonym
napływem do rolnictwa produktów z przemysłu paszowo-utylizacyjnego. Dostawy
mieszanek pasz treściowych to strumień dość specyficzny; w istocie rzeczy mamy
tutaj do czynienia z produktami rolnymi po przerobie przemysłowym. Największe znaczenie wśród produktów płynących ze sfery III do rolnictwa mają właśnie
pasze. W roku 2005 produkcja sprzedana gotowych pasz dla zwierząt wyniosła
5,6 mld zł [GUS 2006].
Rozwój gospodarczy przyczynia się do wzrostu znaczenia sektorów zaopatrujących rolnictwo w środki produkcji i usługi [Poczta, Mrówczyńska-Kamińska
2003a, s. 45; 2003b, s. 121–128; 2004, s. 55; Mrówczyńska-Kamińska 2009, s. 219–
232, Woś 1979, s. 123, Mrówczyńska-Kamińska 2010, s. 459–477]. Od roku 1995
4 Podstawowa
praca z zakresu teorii gospodarki żywnościowej (w krajach wysoko rozwiniętych sektora nazywanego agrobiznesem), jej struktury wewnętrznej i powiązań z gospodarka
narodową to książka Daviesa i Goldberga [1967]. Według autorów książki gospodarka żywnościowa jako dział gospodarki narodowej składa się z trzech głównych agregatów (zespołów)
ekonomicznych uwzględnionych w niniejszej analizie. Sfera I to przemysły wytwarzające środki
produkcji i usługi dla rolnictwa i przemysłu spożywczego, sfera II – rolnictwo, sfera III – przemysł spożywczy.
5 W krajach wysoko rozwiniętych, np. w Niemczech udział obrotów wewnętrznych w rolnictwie kształtuje się na niskim poziomie około 6,0% [Mrówczyńska-Kamińska 2009 s. 219–232;
Mrówczyńska-Kamińska 2010b, s. 459–477].
207
Przepływy międzygałęziowe i podział rent w sektorze rolno-żywnościowym…
Ta b e l a 2
Wielkość i struktura zaopatrzenia materiałowego rolnictwa w Polsce
w latach 1995, 2000, 2005 (bazowe ceny bieżące)
Wyszczególnienie
1995
mln zł
2000
2005
%
mln zł
%
mln zł
%
Ze sfery I
9 672
37,6
16 814
45,6
18 792
44,6
Przemysł paliwowo-energetyczny
2 828
11,0
3 084
8,4
3 073
7,3
605
2,3
463
1,3
667
1,6
Przemysł elektromaszynowy
83
0,3
199
0,5
236
0,6
Przemysł środków transportu
972
3,8
1 244
3,4
1 808
4,3
2 094
8,1
2 506
6,8
3 799
9,0
Przemysł mat. budowlanych
572
2,2
294
0,8
395
0,9
Pozostałe przemysły
553
2,1
142
0,4
140
0,3
Usługi
905
3,5
1 215
3,3
2 082
4,9
Handel
396
1,5
6 927
18,8
5 592
13,3
Budownictwo
212
0,8
153
0,4
206
0,5
Transport i łączność
372
1,4
529
1,4
722
1,7
Leśnictwo
59
0,2
10
0,0
3
0,0
Pozostałe gałęzie
23
0,1
49
0,1
70
0,2
Ze sfery II
12 789
49,7
15 638
42,4
16 257
38,6
Ze sfery III
3 273
12,7
4 437
12,0
7 045
16,7
25 735
100,0
36 889
100,0
42 094
100,0
Przemysł metalurgiczny
Przemysł chemiczny
Razem
Źródło: Obliczenia własne na podstawie GUS [1999, 2004, 2009].
zwiększył się udział sfery I w zaopatrzeniu materiałowym rolnictwa. W roku 2000
i 2005 około 45,0% (17,0–19,0 mld zł) wszystkich środków, jakie wpłynęły do
rolnictwa pochodziło z przemysłów wytwarzających środki produkcji i usługi dla
rolnictwa; było to o około 8 pkt. proc. więcej niż w 1995 r. (tab. 2). Znaczenie
sfery I w zaopatrzeniu rolnictwa powinno rosnąć, ponieważ są to gałęzie zaopatrujące proces wytwarzania żywności w nowoczesne środki produkcji i podnoszące społeczną wydajność pracy [Grabowski 1997, s. 19–28]. Wśród najważniejszych
gałęzi, które zaopatrywały rolnictwo w środki produkcji i usługi przeznaczone do
produkcji podstawowej, należy wymienić handel, przemysł paliwowo-energetyczny, przemysł chemiczny oraz usługi i przemysł środków transportu, z których
łącznie wpłynęło do rolnictwa w 2005 r. 87,0% wszystkich środków, jakie napłynęły ze sfery I. Największe znaczenie w ramach sfery I, w zaopatrzeniu materia-
208
Bazyli Czyżewski, Aldona Mrówczyńska-Kamińska
łowym rolnictwa w zakresie produkcji podstawowej w latach 2000 i 2005 zajmowały produkty handlu (w 2005 r. około 13,0% wszystkich napływów do rolnictwa
– 5,5 mld zł)6. Chodzi tutaj głównie o produkty handlu hurtowego płodami rolnymi, żywymi zwierzętami, żywnością, napojami i tytoniem oraz handlu detalicznego żywnością, napojami i wyrobami tytoniowymi. Z kolei udział przemysłu
paliwowo-energetycznego7 w zaopatrzeniu rolnictwa zmniejszył się z 11,0%
w 1995 r. do około 8% w latach 2000 i 2005. Przy obecnym poziomie techniki
stosowanej w rolnictwie miernikiem określającym stopień rozwoju tego sektora
jest zużycie energii elektrycznej i paliw płynnych. Są to główne źródła energii,
znajdujące zastosowanie niemal we wszystkich procesach produkcyjnych. Wśród
licznych strumieni środków obrotowych płynących z zewnątrz do rolnictwa należy wymienić także produkty przemysłu chemicznego (głównie nawozy). Udział
tego przemysłu w napływie środków produkcji do rolnictwa w badanych latach
zwiększył się i w 2005 r. wyniósł 9,0% (około 4,0 mld zł), co wskazuje, że przemysł chemiczny zajmuję rosnącą pozycję w zaopatrzeniu materiałowym rolnictwa. Kolejnym istotnym przepływem do rolnictwa są różnego rodzaju usługi.
W roku 2005 około 5,0% wszystkich napływów do rolnictwa stanowiły usługi
(w latach 1995 i 2000 było to około 3,5 %). Główna rola przypada usługom weterynaryjnym, związanym z pośrednictwem finansowym, ubezpieczeniami i prowadzeniem działalności gospodarczej. W roku 2005, w porównaniu z połową lat
90., wzrosło znaczenie środków pochodzących z przemysłu środków transportu.
W roku 2005 środki transportu stanowiły około 4,3 % (1,8 mld zł) napływów do
rolnictwa (w latach 1995 i 2000 średnio 3,5%).
W bilansach przepływów międzygałęziowych przedstawione jest również zaopatrzenie materiałowe rolnictwa pochodzące z importu. W tabeli 3 została
przedstawiona wielkość zaopatrzenia materiałowego rolnictwa pochodzącego
z importu w latch 2000 i 2005 [GUS 2004, 2009]8. W roku 2005 produkty pochodzące z importu stanowiły około 8,0% zużycia pośredniego w produkcji rolnej
(3,4 mld zł). Na najwyższym poziomie w zaopatrzeniu rolnictwa pozostawał
udział importu w ramach produktów przemysłu chemicznego (w 2005 r. 39,4%
produktów, które napłynęły z tego działu gospodarki do rolnictwa, pochodziło
z importu). Podobna sytuacja istniała w przypadku produktów przemysłu elektromaszynowego (32,0% całego napływu z tego działu do rolnictwa pochodziło
z importu). Również wysoki i wzrastający udział (w 2000 r. – 25,0%, a w 2005 r.
około 29,0%) miały środki transportu pochodzące z importu. Najwyższy wzrost
udziału importu w ramach zużycia pośredniego w rolnictwie odnotowano w przy6 W roku
1995 wykazany w tabeli udział handlu w zaopatrzeniu materiałowym rolnictwa był
znikomy (około 1,5%), ponieważ w bilansie przepływów międzygałęziowych w gospodarce
narodowej Polski za 1995 r. nie wykazano pozycji handel hurtowy i komisowy; dane dotyczące
wielkości handlu hurtowego płodami rolnymi, żywymi zwierzętami, żywnością, napojami i tytoniem wykazano jako obrót wewnętrzny w rolnictwie.
7 Zużycie produktów i usług przemysłu paliwowo-energetycznego obejmuje zużycie węgla
i innych paliw stałych, energii elektrycznej oraz paliw płynnych.
8 W bilansie przepływów międzygałęziowych za 1995 r. nie wyodrębniono tabeli zawierającej zaopatrzenie materiałowe pochodzące z importu.
Przepływy międzygałęziowe i podział rent w sektorze rolno-żywnościowym…
209
padku produktów z działu pozostałe przemysły (w 2000 r. produkty pochodzące
z importu stanowiły 7,7% całości zaopatrzenia pochodzącego z tego działu, natomiast w 2005 r. już 18,6%). Związane jest to przede wszystkim z większym
napływem z importu produktów przemysłu papierniczego: masy celulozowej i papieru oraz wyrobów z papieru, a także wyrobów z gumy i tworzyw sztucznych.
Jeżeli chodzi o import produktów zaliczanych do sfery II i III agrobiznesu, to ich
udział w ogólnej wartości zużycia pośredniego w rolnictwie pochodzącego z tych
sfer kształtował się w badanych latach na poziomie około 5,0%.
Ta b e l a 3
Zaopatrzenie materiałowe rolnictwa w Polsce pochodzące z importu
w latach 2000 i 2005
2000 r.
2005 r.
mln zł
% całości
zaopatrzenia
pochodzącego
z określonej
gałęzi
mln zł
1 479
8,8
2 299
12,2
Przemysł paliwowo-energetyczny
34
1,1
70
2,3
Przemysł metalurgiczny
49
10,6
46
6,9
Przemysł elektromaszynowy
69
34,7
76
32,2
Przemysł środków transportu
311
25,0
520
28,8
Przemysł chemiczny
923
36,8
1 497
39,4
Przemysł mat. budowlanych
12
4,1
20
5,1
Pozostałe przemysły
11
7,7
26
18,6
Usługi
55
4,5
30
1,4
Handel
–
#
–
#
Budownictwo
–
#
–
#
Transport i łączność
16
3,0
Leśnictwo
–
#
–
#
Pozostałe gałęzie
–
#
–
#
Ze sfery II
655
4,2
785
4,8
Ze sfery III
202
4,6
366
5,2
2 336
6,3
3 449
8,2
Wyszczególnienie
Ze sfery I
Razem
15
% całości
zaopatrzenia
pochodzącego
z określonej
gałęzi
2,1
Źródło: Obliczenia własne na podstawie GUS [2004, 2009].
Na podstawie tych danych można obliczyć wskaźnik importochłonności produkcji rolnej (wartość produktów zużytych bezpośrednio przez rolnictwo, a po-
210
Bazyli Czyżewski, Aldona Mrówczyńska-Kamińska
chodzących z importu, odniesiona do produkcji globalnej tego sektora). W latach 2000 i 2005 wskaźnik ten ukształtował się na poziomie 0,049. Niski wskaźnik importochłonności wskazuje na niewielkie znaczenie importu materiałów
i surowców w produkcji rolnej w Polsce. Pomimo wzrostu wartości importu materiałów i surowców dla rolnictwa w badanym okresie o 48,0%, pozostawanie
wskaźnika importochłonności na tym samym poziomie wskazuje na ograniczoną skalę wykorzystywania środków produkcji i usług pochodzących z importu.
Oznaczać to może również ograniczony napływ postępu technicznego do gospodarstw rolnych.
Napływ materiałów z sfery I, II i III gospodarki żywnościowej do rolnictwa stanowi łącznie zużycie pośrednie w tym sektorze. W roku 2005 zużycie pośrednie łącznie
z saldem podatków od produktów i dotacji do produktów wyniosło 44,3 mld zł (dla
porównania w 2000 r. – 38,1 mld zł, natomiast w 1995 r. – 25,7 mld zł). Pozwoliło to
na wytworzenie w 2005 r. produkcji globalnej rolnictwa w wysokości 80,7 mld zł.
Wartość dodana brutto wyniosła w 2005 r. 36,3 mld zł i była w cenach bieżących
prawie o 100% wyższa niż w 1995 r. (tab. 4).
Ta b e l a 4
Produkcja globalna, zużycie pośrednie i wartość dodana brutto w rolnictwie w Polsce
w 1995, 2000 i 2005 r. (bazowe ceny bieżące, mln zł)
Wyszczególnienie
Zużycie
pośrednie
1995
2000
2005
z przemysłów
produkujących środki
produkcji i usługi dla
rolnictwa i przemysłu
spożywczego (sfera I)
a
9 672
16 814
18 792
z rolnictwa (sfera II)
b
12 789
15 638
16 257
z przemysłu
spożywczego
(sfera III)
c
3 273
4 437
7 045
Razem zużycie
pośrednie
w rolnictwie
d = (a + b + c)
24 273
36 889
42 094
1 462
1 238
2 230
Podatki od produktów minus
dotacje do produktów
e
Razem zużycie pośrednie
w cenach nabywcy
f=d+e
25 735
38 127
44 324
Produkcja globalna
g
44 199
57 723
80 655
Wartość dodana brutto
h=g–f
18 464
19 595
36 331
Źródło: Obliczenia własne na podstawie GUS [1999, 2004, 2009].
9 Podany tutaj wskaźnik importochłonności obejmuje tylko zaopatrzenie surowcowo-materiałowe, nie
uwzględnia importu trwałych środków produkcji.
Przepływy międzygałęziowe i podział rent w sektorze rolno-żywnościowym…
211
Na podstawie tych danych można określić efektywność poszczególnych rodzajów nakładów oraz efektywność ekonomiczną rolnictwa. Tę pierwszą można
określić m.in. za pomocą współczynników produktochłonności (materiałochłonności), majątkochłonności, inwestochłonności [Czyżewski, Grzelak 2009, s. 46].
Najczęściej stosowany jest współczynnik bezpośredniej materiałochłonności,
zwany technicznym współczynnikiem produkcji. Oblicza się go jako stosunek
dóbr zużytych bezpośrednio przez badaną gałąź do wartości wytworzonej produkcji globalnej. Natomiast efektywność makroekonomiczna rozumiana jest jako
udział wartości dodanej brutto w produkcji globalnej lub jako relacja popytu
końcowego na produkty rolne do wartości strumieni zasilających rolnictwo.
Pod koniec badanego okresu w rolnictwie polskim odnotowano zmniejszenie
współczynnika bezpośredniej produktochłonności z 0,66 w 2000 r. do 0,55 w 2005 r.
W roku 1995 wskaźnik ten kształtował się na podobnym poziomie jak w 2005 r. –
0,58. W związku z tym w latach 1995–2000 odnotowano spadek o 8 pkt. proc.
udziału wartości dodanej brutto w produkcji globalnej rolnictwa, natomiast w latach 2000–2005 zaobserwowano wzrost tego udziału o 11 pkt. proc. (z 34,0%
w 2000 r. do 45,0% w 2005 r.). Z kolei relacja popytu końcowego na produkty rolne do wartości strumieni zasilających rolnictwo (czyli do zużycia pośredniego) wyniosła w 1995 r. 0,73, w 2000 r. zmniejszyła się do 0,51, a w 2005 r. osiągnęła poziom 0,83. Zmiany tych wskaźników świadczą o poprawie efektywności produkcji
rolnej i polepszeniu pozycji rolnictwa w mechanizmie przepływów międzygałęziowych (mniejszy transfer wypracowanych w rolnictwie efektów do pozarolniczego
otoczenia oraz bardziej racjonalne wykorzystanie nakładów z innych sektorów). Co
prawda powyższe wskaźniki są skorelowane z cyklem koniunkturalnym w rolnictwie (stąd ich pogorszenie w latach 1995–2000), ale w kolejnej fazie ożywienia osiągają jeszcze wyższe wartości niż w poprzedniej, co wskazuje na rosnący trend.
2. Tworzenie i rozdysponowanie produkcji rolnej
Rolnictwo oprócz zaopatrzenia surowcowego gospodarki (zaspokajania popytu
pośredniego), zaspokaja także popyt końcowy. Popyt konsumentów i eksporterów, czyli popyt końcowy, jest najważniejszą zmienną, która określa rozwój gospodarki żywnościowej. Żaden dział gospodarki nie może rozwijać się, jeżeli nie
ma popytu na dobra i usługi, jakie on wytwarza. Również system gospodarki żywnościowej, jeżeli napotyka barierę popytu, traci swój dynamizm. Z kolei popyt na
żywność zależy od koniunktury gospodarczej. Tak więc związek pomiędzy popytem na żywność a rozwojem gospodarki żywnościowej jest bardzo silny i bezpośredni [Woś 1998, s. 177].
W badanym okresie ogólna wartość podaży produktów rolnictwa w Polsce
w cenach bieżących wzrosła z 47,6 mld zł w 1995 r. do 63,5 mld zł w 2000 r.
i 87,9 mld zł w 2005 r. (tab. 5). W tworzeniu tej podaży największy udział (91,0–
–92,8%) miała produkcja rolnicza.
212
Bazyli Czyżewski, Aldona Mrówczyńska-Kamińska
Ta b e l a 5
Tworzenie i rozdysponowanie podaży produktów rolnictwa w Polsce
w latach 1995, 2000 i 2005 roku (bazowe ceny bieżące)
Wyszczególnienie
Popyt pośredni
2005
mln zł
mln zł
%
mln zł
%
44 199
92,8
57 723
91,0
80 655
91,8
3 433
7,2
5 730
9,0
7 207
8,2
47 632
100,0
63 453
100,0
87 863
100,0
Przemysł spożywczy
i tytoniowy
17 808
37,4
25 248
39,8
32 425
36,9
Rolnictwo
12 789
26,8
15 638
24,6
16 257
18,5
3 970
8,3
3 018
4,8
2 487
2,8
Razem popyt pośredni
34 567
72,6
43 904
69,2
51 169
58,2
Spożycie
10 150
21,3
18 854
29,7
33 461
38,1
Eksport
1 652
3,5
1 839
2,9
4 467
5,1
Przyrost rzeczowych
środków obrotowych
1 281
2,7
–1 173
–1,8
–1 454
–1,7
–18
0,0
28
0,0
219
0,2
13 065
27,4
19 549
30,8
36 693
41,8
Produkcja rolnicza
Import
Podaż produktów rolniczych
Popyt końcowy
2000
%
Tworzenie
Rozdysponowanie podaży
1995
Inne gałęzie
Nakłady brutto na środki
trwałe
Razem popyt końcowy
Źródło: Obliczenia własne na podstawie [GUS 1999, 2004, 2009].
Większa część ogólnej podaży produktów rolniczych została przeznaczona na
zaspokojenie popytu pośredniego (popytu na surowce i materiały) w rolnictwie
i innych sektorach gospodarki. Udział podaży przeznaczonej na zużycie pośrednie w rolnictwie, przemyśle spożywczym i w innych gałęziach gospodarki narodowej w 1995 r. wynosił 72,6%, w 2000 r. zmniejszył się do 69,2%, a w 2005 r. do
58,2%. Spadek tego udziału był spowodowany przede wszystkim zmniejszeniem
obrotów wewnętrznych w rolnictwie (z 26,8% w 1995 r. do 18,5% w 2005 r.). Surowce rolne były przeznaczone głównie dla przemysłu spożywczego. W roku 2005
do sfery III gospodarki żywnościowej (przemysł spożywczy i tytoniowy) wpłynęły
z rolnictwa surowce o wartości 32,4 mld zł (37,0% ogólnej podaży). Potwierdza
to surowcowy charakter produkcji rolnej.
Rolnictwo uczestniczy również w zaspokajaniu popytu końcowego. W roku
2005 41,8% ogólnej podaży produktów rolnych (o ponad 14 pkt. proc. więcej niż
w 1995 r.) przeznaczono na zaspokojenie popytu końcowego. Większość tej puli,
33,5 mld zł (91,0% całej puli przeznaczonej na zaspokojenie popytu końcowego)
została przekazana na spożycie w gospodarstwach domowych. Na eksport przeznaczone zostały produkty rolnicze o wartości 4,5 mld zł (12,2%). W ramach akumulacji przyrost rzeczowych środków obrotowych pochodzenia rolniczego w 2005 r.
był ujemny i wyniósł –1,4 mld zł, natomiast nakłady brutto na środki trwałe pocho-
Przepływy międzygałęziowe i podział rent w sektorze rolno-żywnościowym…
213
dzące z rolnictwa były znikone i wyniosły 219 mln zł. Zwiększenie udziału rolnictwa
w zaspokajaniu popytu końcowego wskazuje, że coraz więcej produktów rolnych
trafia bezpośrednio na stół konsumenta niejako wprost z gospodarstwa rolnego. Są
to przede wszystkim owoce, warzywa, ziemniaki, jaja i niektóre inne produkty
o mniejszym znaczeniu.
Powiązanie rolnictwa z zagranicą, obok perspektywy importochłonności sektora, można analizować także poprzez pryzmat zmian udziału eksportu produktów rolnych w łącznym bądź końcowym popycie na produkty rolne. W badanym
okresie odnotowano w Polsce wzrost udziału eksportu zarówno w łącznym popycie na produkty rolne (z 3,5% w 1995 r., do 5,1% w 2005 r.) jak i w popycie końcowym na produkty rolne (z 9,0% w 2000 r. do 12,2% w 2005 r.). Świadczy to
o wzrastającym znaczeniu rynków zagranicznych dla rozwoju sektora rolno-żywnościowego w Polsce, wzmocnionych w wyniku integracji Polski z UE [Czyżewski,
Kułyk 2010, s. 196–201].
Podsumowując powyższe rozważania, należy stwierdzić, że bilanse przepływów
międzygałęziowych pozwalają dokonać wszechstronnej oceny relacji pomiędzy sferami gospodarki żywnościowej oraz ustalić udział poszczególnych gałęzi gospodarki narodowej w tworzeniu i absorbowaniu produkcji rolniczej. Badając struktury
zaopatrzenia materiałowego polskiego rolnictwa w latach 1995, 2000 i 2005 można
zauważyć, że pomimo spadku udziału samozaopatrzenia w rolnictwie w Polsce
w dalszym ciągu to właśnie samo rolnictwo jest głównym dostarczycielem środków
produkcji dla rolnictwa. Typowo surowcowy charakter polskiego rolnictwa potwierdza analiza rozdysponowania podaży produktów rolnych.
Pozytywnym symptomem rozwoju nowoczesnej struktury gospodarki żywnościowej w Polsce jest wzrastający udział w zużyciu pośrednim w rolnictwie sfery
pierwszej (przemysłów zaopatrujących rolnictwo w środki produkcji i usługi) oraz
sfery trzeciej (głównie przemysłu paszowego). Gałęzie te są ważne dla rozwoju
nowoczesnej gospodarki żywnościowej, ponieważ zaopatrują wytwórczość żywności w nowoczesne środki produkcji i podnoszą wydajność pracy. Jednak w dalszym ciągu znaczenie tej sfery w zaopatrzeniu materiałowym rolnictwa jest niskie
w porównaniu z krajami wysoko rozwiniętymi i musi minąć kilka albo nawet kilkanaście lat, aby nastąpiły zauważalne zmiany w tym zakresie.
Przykładem zaawansowanej, nowoczesnej gospodarki żywnościowej może
być niemiecki sektor rolny [Mrówczyńska-Kamińska 2010a, s. 7–22; Mrówczyńska-Kamińska 2010b, s. 459–477], gdzie najważniejszą rolę w zaopatrzeniu rolnictwa odgrywa sfera I, w ramach której dominujące znaczenie ma sektor usług
(głównie usługi związane z prowadzeniem działalności gospodarczej, wynajmem maszyn i urządzeń oraz usługi związane z obrotem nieruchomościami).
Istotną rolę w dopływach do niemieckiego rolnictwa odgrywają także produkty
przemysłu paszowego. Natomiast obrót wewnętrzny w rolnictwie jest ograniczony. W Niemczech jest znacznie wyższy niż w Polsce udział importu w tworzeniu produkcji rolnictwa. Większą konkurencyjność zewnętrzną niemieckiego
rolnictwa potwierdza duży udział eksportu w łącznej wartości produkcji rolnej
przeznaczonej na zaspokojenie popytu krańcowego.
214
Bazyli Czyżewski, Aldona Mrówczyńska-Kamińska
W Niemczech występuje niewątpliwie nowoczesna struktura gospodarki
żywnościowej, przez co porównanie to uwidacznia pożądany kierunek przemian w sektorze rolnym w Polsce. Oznacza to, że w Polsce w zaopatrzeniu materiałowym sektora rolnego musi wzrosnąć przede wszystkim rola sfery pierwszej, w tym głównie sektora usługowego. Wzrosnąć powinna także rola eksportu i importu w tworzeniu i rozdysponowaniu podaży produktów rolnictwa,
dzięki czemu procesy globalne będą miały większy wpływ na rozwój sektora
rolnego w Polsce. Wprawdzie w polskim rolnictwie przemiany przebiegają
w pożądanym kierunku, zmienia się wewnętrzna struktura zaopatrzenia materiałowego i powiązanie rolnictwa z całą gospodarką, ale zmiany te są dość powolne, a ich efekty nie mają adekwatnego odzwierciedlenia w dochodach gospodarstw rolnych.
Głównym warunkiem dalszego postępu w tym zakresie jest przede wszystkim
wzrost gospodarczy i zapewnienie udziału rolnictwa w jego efektach, proporcjonalnego do wzrostu produktywności tego sektora. Drugim ważnym czynnikiem
jest integracja gospodarcza Polski z Unią Europejską i skuteczne wykorzystanie
mechanizmów Wspólnej Polityki Rolnej (WPR). Integracja i objęcie polskiego
sektora rolnego instrumentami WPR stwarza szanse na przyspieszenie pożądanych przemian strukturalnych w polskim rolnictwie. Aby jednak proces tych
przemian i dalszy rozwój rolnictwa przebiegał bez zakłóceń, konieczne jest ukierunkowanie polityki rolnej na podnoszenie efektywności mechanizmu rynkowego
w tym sektorze. W przeciwnym razie korzyści restrukturyzacji mogą zostać przejęte przez bliższe i dalsze otoczenie sektora rolnego. Aby ocenić skalę redystrybucji nadwyżki ekonomicznej wytwarzanej przez rolnictwo, przeprowadzono dalej analizę podziału rent ekonomicznych w gospodarce żywnościowej.
3. Tworzenie, podział i pomiar rent ekonomicznych10
Nadwyżka ekonomiczna jest klasyfikowana z punktu widzenia podmiotu, który ją
otrzymuje. Stąd jednostkowa nadwyżka konsumenta stanowi dodatnią różnicę
między ceną, którą nabywca gotów był zapłacić za produkt, a niższa ceną, po
której transakcja kupna została w rzeczywistości zrealizowana. Natomiast jednostkowa nadwyżka producenta jest dodatnią różnicą między ceną, za którą dostawca w rzeczywistości sprzedał produkt końcowy, a niższą ceną, za którą gotów
był to zrobić. Nadwyżka ekonomiczna dotyczy zatem zagregowanego na określonym poziomie popytu lub podaży (w tym sensie, że jest sumą określonych nadwyżek konsumenta lub producenta). Jeśli występuje nadwyżka producenta, to
dzieli się ona na renty ekonomiczne różnych czynników zaangażowanych w proces produkcji. Renty te są definiowane jako dodatkowe wypłaty ponad dochód
10 Ta
część artykułu nawiązuje do wcześniejszej publikacji B. Czyżewskiego [2010a].
Przepływy międzygałęziowe i podział rent w sektorze rolno-żywnościowym…
215
transferowy konieczny do skłonienia czynników wytwórczych do świadczenia
usług w danym zastosowaniu [Begg, Fischer, Dornbusch 1993 s. 316; Czyżewski
2010a, s. 316].
Podział rent wcale nie musi być proporcjonalny do wkładu w ich tworzenie.
W sektorze rolno-żywnościowym może więc występować sytuacja, w której z nadwyżki producenta nie zostanie wypłacona żadna renta, ani czynnikowi ziemi, ani
czynnikowi pracy (mamy na myśli pracę własną rolnika), a całość nadwyżki przypadnie czynnikowi kapitału.
W długim okresie zarówno nadwyżki producenta, jak i nadwyżki konsumenta
oraz związane z nimi renty ekonomiczne teoretycznie zanikają. Mechanizm ten
działa następująco: w pierwszym etapie następuje wzrost produktywności określonych czynników wytwórczych w sensie realnym, którego przyczyną mogą być
np. innowacje techniczne lub organizacyjne. Wyższa produktywność, rozumiana
jako relacja realnych efektów do nakładów, w krótkim okresie generuje nadwyżkę ekonomiczną producenta i renty określonych czynników. W drugim etapie
jednak rozpoczyna się proces „przechwytywania” rent poprzez mechanizm rynkowy, polegający na wyrównywaniu się realnych kosztów krańcowych na nowym,
niższym poziomie, m.in. w wyniku rozprzestrzeniania się bardziej wydajnej technologii. Renty więc z czasem zanikają poprzez dążenie do efektywności alokacyjnej. Niemniej w określonych sytuacjach mogą się utrzymywać przez długi czas
i być internalizowane przez właściciela zasobów. Tak dzieje się, jeżeli występują
zawodności rynku w postaci nieelastycznej podaży rzadkiego czynnika lub samoistnej (beznakładowej) produktywności zasobu.
Powyższy mechanizm może być jednak zakłócony poprzez zawodności rynku
już w pierwszym etapie, jeśli renty z tytułu wyższej produktywności nie otrzymuje właściciel zasobów. Za taki podział nadwyżki produktywności odpowiadają
czynniki nominalne (cenowe), np. tzw. proces rozwierania się nożyc cen w sektorze rolnym. Zmiana nominalna rozumiana jest w tym przypadku jako wzrost lub
spadek ceny, który nie ma uzasadnienia ani w realnej produktywności, ani w preferencjach popytowych, ale wynika z nieprzewidzianych wahań zagregowanego
popytu (tzw. szoku popytowego). W tej sytuacji przedsiębiorcy, obecnie już
w skali globalnej, błędnie interpretują zmiany ogólnego poziomu cen jako zmiany względnych cen i reagują zmianami produkcji, np. spadkiem zamówień [Snowdown, Vane, Wynarczyk 1998, s. 203, 207]. W warunkach sztywnego popytu na
żywność takie działania przedsiębiorstw przemysłu spożywczego pozwalają na
przechwytywanie rent ekonomicznych z rolnictwa w okresie dekoniunktury poprzez zaniżanie cen surowców rolnych w relacji do rzeczywistego popytu konsumentów. Prowadzi to do zaburzenia informacyjnych funkcji cen i formułowania
systematycznie błędnych oczekiwań w kolejnych okresach. Powstaje jednak pytanie, czy w przypadku najsilniejszych ekonomicznie podmiotów działających na
skalę globalną ta błędna interpretacja nie jest celowa. Motywem może być chęć
realizacji rent monopolowych. W każdym przypadku jednak należy uznać, że to
zawodności rynku w postaci niekompletnych i niedoskonałych informacji oraz
216
Bazyli Czyżewski, Aldona Mrówczyńska-Kamińska
występowania monopoli11 prowadzą do spadku efektywności alokacyjnej, co
w szczególnym stopniu dotyczy sektora rolnego.
Reasumując, jeśli w stosunku do okresu bazowego odnotowuje się realny
wzrost produktywności całkowitej, a właściciele zasobów nie otrzymują per saldo
korzyści, tj. dochodów z tego tytułu, znaczy to, że są one transferowane do innych
podmiotów. Jest to jednocześnie definicja zawodności rynku przyjęta na potrzeby
tego artykułu, przyjmując opisane niżej założenia. W praktyce albo odbiorcy kupują produkty końcowe taniej niż w okresie bazowym (renta konsumenta), albo
dostawcy otrzymują nadwyżkowe wynagrodzenie ponad to, które skłaniało ich do
świadczenia usług w okresie bazowym, czyli – zgodnie z definicją – rentę producenta. Powyższe rozumowanie jest poprawne pod warunkiem przyjęcia założenia,
że w okresie bazowym system rynkowy znajdował się w krótkookresowej równowadze, tzn. zapewniał efektywność alokacyjną na poziomie mikroekonomicznym.
Zważywszy na cykliczność aktywności ekonomicznej można w uproszczeniu przyjąć, że najbliższy tej definicji jest wybrany punkt równowagi krótkookresowej
przypadający na fazę ożywienia jako tę fazę, którą cechują relatywnie najmniejsze rozbieżności między podażą a popytem, wysoki stopień wykorzystania mocy
produkcyjnych i racjonalne oczekiwania podmiotów gospodarczych (niezakłócone przez czynniki nominalne, w tym spekulację).
Założenie, że w okresie bazowym system rynkowy znajdował się w krótkookresowej równowadze, jest jednak mało realne. Dlatego proponuje się przyjąć, iż alokacja w początkowym okresie jest „prawie optymalna”. Wówczas renty z tytułu
wyższej produktywności stanowią przyrosty istniejących rent ekonomicznych, natomiast ewentualne zmiany cen mają charakter nominalny. Natomiast nie należy
analizować podziału nadwyżki uzyskanej ze wzrostu produktywności w kategoriach
rent ekonomicznych, jeśliby przyjąć, że każdy układ cenowy jest stacjonarnym optimum systemu rynkowego. W takim przypadku jednak renty w ogóle by nie istniały,
a dostosowania cen do procesów realnych zachodziłyby natychmiast, co jest jeszcze
mniej realne niż określenie alokacji rynkowej jako „prawie optymalna”.
4. Metoda analizy podziału rent ekonomicznych
w sektorze rolnym
Stosując powyższe założenia do analizy sektora rolnego, od razu widać pewne
anomalie mechanizmu rynkowego. Jak bowiem ocenić sytuację, w której w sektorze rolnym wzrasta realna produktywność, a sektor ten nie realizuje w ogóle
korzyści ekonomicznych z tego wzrostu, tj. krótkookresowych rent? Oznacza to
z jednej strony, że nominalne zmiany w zakresie produktów finalnych wliczanych
11 W tym
miejscu trudno rozstrzygnąć, czy zjawiska te są wynikiem zawodności rynku, czy
niedoskonałości regulacji państwowych. Zdaniem autorów całkowita deregulacja tych obszarów
nie tylko nie rozwiązałaby problemu, ale nawet by go pogłębiła. Warto zauważyć, że w wielu
sytuacjach regulacje pojawiają się dopiero w odpowiedzi na narastający monopol firm globalnych, a nie odwrotnie (np. sprzeciw wobec fuzji firm Microsoftu). Inna sprawa, że nie przynoszą
one zazwyczaj oczekiwanych rezultatów.
Przepływy międzygałęziowe i podział rent w sektorze rolno-żywnościowym…
217
do PKB nie pokrywają się co do dynamiki ze zmianami realnymi w zakresie produkcji rolniczej. Sektor rolny odstaje od reszty gospodarki w sensie absorpcji
efektów wzrostu gospodarczego. Pytanie, jak realne zmiany PKB mają się do
zmian nominalnych i jaka jest relacja realnej dynamiki PKB do realnej dynamiki
produkcji sektora rolnego? Nawet jeśli realny wzrost produktywności w gospodarkce jako całości jest wyższy od wzrostu produktywności w sektorze rolnym,
przejmowanie nadwyżki rolnictwa przez inne sektory świadczy o zawodności rynku w tym dziale, podczas gdy w skali całej gospodarki mechanizm rynkowy może
być efektywny. W warunkach optimum paretowskiego krańcowa wydajność we
wszystkich zastosowaniach powinna być równa, a jeśli tak nie jest, to można przypuszczać, że jedne sektory podnoszą swoją wydajność kosztem drugich.
W naszej analizie podziału rent dotyczącej polskiego rolnictwa zastosowano
tzw. metodę nadwyżki produktywności całkowitej (global productivity surplus accounts) (zob. Gburczyk [1990, s. 19–37], Woś [1984, s. 122–125; 2004, s. 138–140],
Czyżewski [2005, s. 127]). Produktywność całkowita obejmuje zarówno aspekt
techniczny (ilościowy), jaj i alokacyjny (cenowy) oraz efekty skali. Do przeprowadzenia analizy niezbędne są zbilansowane rachunki produkcji (lub wyników).
Metoda nadwyżki produktywności była często stosowana w latach 80. XX w.
przez agencje rządowe w krajach wysoko rozwiniętych (np. we Francji i USA) do
analizy sektorów i podsektorów [Solow 1957; CERC 1973, s. 17, 43 i nast., 1986,
s. 149–150]. Obecnie stosuje ją np. francuska agencja rządowa CERC [Conseil de
l’Emploi, des Revenus et de la Cohésion Sociale) [CERC 1995, s. 15–17]. Autorzy podjęli próbę zintegrowania opisywanej metody z bilansem przepływów międzygałęziowych w gospodarce narodowej, co zwiększa jej walory operacyjne
w stosunku do wcześniejszych analiz i pozwala ją zastosować do badań makroekonomicznych.
Określono arbitralnie lata, które kończyły fazy ożywienia i stagnacji cyklu koniunkturalnego w Polsce po 1990 r. W przybliżeniu, biorąc pod uwagę dostępność
niezbędnych bilansów przepływów międzygałęziowych, były to lata 1995, 2000
i 2005. Następnie obliczono nadwyżki produktywności sektora rolnego między
punktem stagnacyjnym (2000) a punktem ożywienia (1995) oraz między kolejnym
punktem ożywienia (2005) a punktem stagnacyjnym (2000). Założono przy tym, że
wyjściowy punkt ożywienia cechuje się „prawie optymalną” alokacją, która ulega
pogorszeniu w sensie przyrostu sumy rent ekonomicznych oraz ich niewłaściwym,
z punktu widzenia efektywności paretowskiej, podziałem w punkcie stagnacyjnym.
Analogicznie między punktem stagnacyjnym a kolejnym punktem ożywienia powinna nastąpić poprawa efektywności alokacji rent ekonomicznych.
5. Analiza podziału rent ekonomicznych w sektorze rolnym
w warunkach pogorszenia koniunktury
Tabela 6 zawiera szczegółowy rachunek nadwyżki ekonomicznej wytworzonej
w rolnictwie polskim w latach 1995 i 2000, a tabela 7 – taki sam rachunek w latach 2000 i 2005.
218
Bazyli Czyżewski, Aldona Mrówczyńska-Kamińska
Z punktu widzenia celu analizy najważniejsza jest ostatnia kolumna (8) w tych
tabelach: „Renty podzielone/Straty rezydualne”, która przedstawia strukturę podziału rent ekonomicznych wygenerowanych w wyniku zmian produktywności
realnej rolnictwa (i łowiectwa) oraz zmian cen (zmiennych nominalnych). Zarówno renty, jak i straty dotyczą poszczególnych działów według PKWiU wymienionych w kolumnie 1, przy czym wielkości dodatnie przedstawiają renty, a ujemne straty. Zgodnie z założeniami stosowanej metody suma rent i strat równa się
nadwyżce produktywności (S = A), ale suma samych rent jest od niej wyższa
[Gburczyk 1990, s. 19–37]:
S=
gdzie:
S –
A –
P –
R –
DQ –
DF –
n –
m –
n
m
i=1
i=1
/ Pi DQi - / Ri DF
oraz A =
m
n
i=1
i=1
/ ^F + DFhDR + / ^Q + DQh^- DPh,
nadwyżka produktywności,
suma rent i strat,
cena produktu w okresie bazowym,
cena nakładu w okresie bazowym,
zmiana wolumenu produkcji (w jednostkach fizycznych),
zmiana wolumenu nakładów (w jednostkach fizycznych),
liczba rodzajów sprzedawanych produktów (efektów),
liczba rodzajów kupowanych czynników produkcji (nakładów).
Stąd należy wnioskować, że niektóre działy realizują renty kosztem strat innych działów, w wyniku oddziaływania zmiennych nominalnych, tj. zmian cen.
Zjawisko takie jest dowodem na występowanie zawodności mechanizmu rynkowego12.
W świetle założenia prawie optymalnej alokacji suma rent realizowanych przez
dany dział powinna być równa uzyskanej przezeń nadwyżce produktywności realnej. Przyjmuje się, że źródłem zaburzeń w tym przypadku są zmienne nominalne
(cenowe). W rachunku analizowane są dwa rodzaje zmiennych cenowych: deflatory sektorowe, tj. indeksy cen produktów sprzedawanych i kupowanych przez dany
dział, które odpowiadają za zjawisko rozwierania się nożyc cenowych, oraz deflatory na poziomie gospodarki narodowej – tj. deflator PKB obrazujący zmianę siły
nabywczej złotego. Wybrano wskaźnik cen PKB, aby pokazać zmianę siły nabywczej złotówki wydatkowanej na finalne cele konsumpcyjne oraz inwestycyjne. Deflatory sektorowe pozwoliły na oszacowanie tzw. indeksu wolumenu (kol. 3), pokazującego zmiany realnej wielkości danej kategorii efektów lub nakładów. Tak więc
kolumny 2 i 5 w tabelach 6 i 7 przedstawiają wielkość nominalną efektów lub nakładów działu rolnictwo i łowiectwo w bieżących cenach bazowych w analizowanych latach. Kolumna 4 pokazuje realną wartość produktów działu w danym roku
12 Zgodnie
z przyjętą definicją, że zawodnością rynku jest niewypłacanie właścicielom zasobów rent ekonomicznych w warunkach wzrostu produktywności realnej tych zasobów i transferowanie wspomnianych rent do innych podmiotów, przy założeniu, iż alokacja jest prawie optymalna, a stacjonarna równowaga nie istnieje.
12 789 302
17 123 286
Produkty rolnictwa i łowiectwa (01)
Artykuły spożywcze i napoje (15)
Marże
562 1160
1 651 958
5 222 0030
Eksport fob – łącznie
Podatki należne minus dotacje do
produktów
1 281 423**
–18 440**
10 150 9740
1 715 859
4 549
741
56 498
2 073 242
Przyrost rzeczowych środków
obrotowych oraz aktywów
o wyjątkowej wartości
Nakłady brutto na środki trwałe
Spożycie ogółem
Pozostałe efekty pośrednie
Usługi związane
z nieruchomościami (70)
Usługi wspomagające transport;
usługi turystyczne (63)
Usługi hotelarskie
i gastronomiczne (55)
Usługi w zakresie handlu
detalicznego (52)
803 048
(2)
(1)
Usługi w zakresie handlu
hurtowego i komisowego (51)
1995 r.
EFEKTY (przychody ze sprzedaży
działu 01 do poniższych działów
i sektorów)
1,09
1,09
1,06
#
#
1,31
0,65
8,03
30,10
3,00
0,35
0,47
1,02
0,93
(3)
Indeks
wolumenu
1995 = 100
612 164
5 686 947
1 749 123
–828 027
20 006
13 313 370
1 116 698
36 516
22 306
169 246
717 309
380 912
17 515 677
11 536 294
(4) = (1) # (3)
2000 r. w cenach
z 1995 r.
299 6360
15 496 589
1 838 943
–1 172 654
28 333
18 854 419
1 581 470
51 714
31 590
239 686
1 015 854
539 448
24 805 735
15 638 217
(5)
2000
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
(6)
Deflator
1995= 100
173 172
8 956 104
1 062 799
–677 724
16 375
10 896 730
913 995
29 888
18 257
138 524
587 103
311 769
14 336 235
9 037 957
(7) = (5) : (6)
2000 r. w zł
z 1995 r.
438 993 -
–3 269 157 .
686 323 .
–150 303 -
3 632 -
2 416 640 .
202 703 .
6 628 .
4 049 .
30 721 .
130 206 .
69 143 .
3 179 442 .
2 498 338 -*
(8) = [(7) – (4) # (1)
Renty podzielone (+)/
Straty rezydualne
Rachunek nadwyżki produktywności całkowitej dla działu rolnictwo i łowiectwo wg PKWiU (01) w latach 1995 i 2000
– przejście do fazy spadkowej cyklu koniunkturalnego (dane z bilansu przepływów, ceny bazowe, w tys. zł)
Ta b e l a 6
Przepływy międzygałęziowe i podział rent w sektorze rolno-żywnościowym…
219
>
1,09
52 048 541
58 461 878
79 248 980
79 248 980
–
1,73
1 957 205
224 092
506 513
799 851
77 206
93 795
46 025
728 378
197 717
226 527
Wyroby z pozostałych surowców
niemetalicznych (26)
Wyroby metalowe gotowe (28)
Maszyny i urządzenia (29)
Maszyny i aparatura elektryczna
(31)
Pojazdy samochodowe, przyczepy
i naczepy (34)
Meble i wyroby pozostałe (36)
Energia elektryczna, gaz, para
wodna i gorąca woda (40)
Roboty budowlane (45)
Usługi transportu lądowego
i rurociągowego (60)
10 957
Masa włóknista, papier i wyroby
z papieru (21)
Chemikalia i wyroby chemiczne
(24)
310 441
Drewno i wyroby z drewna (20)
1 229 909
3 059 244
Artykuły spożywcze i napoje (15)
Koks, produkty rafinacji ropy
naftowej (23)
642 291
Węgiel kamienny i brunatny; torf
(10)
12 416 798
0,97
0,43
0,87
0,26
0,55
2,03
1,06
0,66
0,65
0,90
0,56
3,41
0,18
0,96
0,35
0,93
218 841
84 693
636 673
11 911
52 026
156 360
844 683
336 378
146 672
1 758 547
691 408
37 388
56 563
2 927 940
222 150
11 536 294
402 377
152 522
1 060 350
15 991
70 106
198 708
1 160 736
433 462
217 560
2 505 769
1 663 082
43 802
76 088
4 437 473
356 804
15 638 217
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
232 550
88 148
612 819
9 242
40 517
114 841
670 836
250 515
125 737
1 448 185
961 162
25 315
43 974
2 564 595
206 211
9 037 957
–
45 801 183
NAKŁADY (na materiały z poniższych działów i pozostałe czynniki produkcji):
53 416 559
Suma
Produkty rolnictwa i łowiectwa
(01)
53 416 559
Efekty ogółem
cd. tab. 6
13 709 .
3 456 .
–23 854 -
–2 669 -
–11 509 -
–41 518 -
–173 847 -
–85 863 -
–20 935 -
–310 362 -
269 755 .
–12 073 -
–12 588 -
–363 345 -
–15 939 -
–2 498 338 -
6 247 358
12 660 695
220
Bazyli Czyżewski, Aldona Mrówczyńska-Kamińska
53 416 559
1,00
0,61
1,00
<
0,82
1,09
1,09
1,00
1,02
0,95
0,93
1,00
1,17
3,33
0,54
3 720 706
67 190 635
1 693 359,0
54 805 047
43 997 249
612 164
5 686 947
–524 992
758 518
1 385 558
3 181 230
16 784 047
1 713 014
5 428 236
61 800,1
1 963 287
109 073
800
2 871 492
–2 756 507
79 248 980
79 248 980
299 636
15 496 589
–658 412
1 147 400
1 237 398
5 730 113
16 174 058
2 932 364
8 369 728
87 059
1,73
1,73
1,73
–
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1,73
1 134 6630
63 038 150
1 659 551
45 801 183
173 172
8 956 104
–380 523
663 129
715 142
3 311 664
9 347 641
1 694 732
4 837 204
50 315
–
Pozycja import
Źródło: Opracowanie własne na podstawie [GUS 1999, 2004, 2009], [GUS 1996, 1997, 1998, 1999, 2000, 2001, 2002, 2003, 2004 , 2005, 2006], [GUS 1999c, 2004c, 2009c], [GUS 2001, 2007],
[GUS 2007], [GUS 1996a, 1997a, 1998a, 1999a, 2000a, 2001a, 2002a, 2003a, 2004a, 2005a, 2006a], [GUS 1996b, 1997b, 1998b, 1999b, 2000, 2001b, 2002b, 2003b, 2004b , 2005b, 2006b],
[Ministerstwo Rolnictwa i Rozwoju Wsi 1995,2000, 2005].
***
–2 586 043 -
–4 152 485 .
–33 808 .
–9 003 864
1 803 934
–438 993 -
3 269 157 .
144 469 .
–95 389 -
–670 415 -
130 434 .
–7 436 406 .
–18 282-
–591 032 -
–11 485 -
Renta zrealizowana w sektorze rolnictwa i łowiectwa. . Renta przejęta przez otocznie sektora rolnictwa i łowiectwa (drenaż renty ekonomicznej). ** W cenach nabywcy.
obejmuje łączny przepływ rent związanych z produktami „rolnictwa i łowiectwa” z Polski na rzecz zagranicy, w tym udział strat samego rolnictwa szacuje się na około 60%.
*-
3 720 706
110 030 979
Wartość brutto środków trwałych
ogółem
Amortyzacja
1 693 359
Pozostałe wydatki na rolnictwo
bez KRUS i bez środków z UE
na dany rok
Nadwyżka produktywności
2000/1995
53 416 559
Suma
562 116
Nakłady ogółem
Podatki należne minus dotacje do
produktów
–524 992
5 222 003
1 461 883
Podatki naliczone od produkcji
minus dotacje
Dochody z marż
3 433 254
Import cif***
Dotacje dla rolnictwa łącznie
16 784 047
Nadwyżka operacyjna brutto
746 200
1 458 928
Koszty związane z zatrudnieniem
Podatki od producentów (tj. podatki
od dochodów i majątku w gospodarstwach indywidualnych w rolnictwie)
1 632 055
114 118
Pozostałe nakłady pośrednie
(głównie handel hurtowy)
Usługi pocztowe
i telekomunikacyjne (64)
Przepływy międzygałęziowe i podział rent w sektorze rolno-żywnościowym…
221
222
Bazyli Czyżewski, Aldona Mrówczyńska-Kamińska
w cenach z okresu bazowego. Ewentualna zmiana tej wartości związana jest tylko
ze zmianą ilości nabywanych lub sprzedawanych produktów i została obliczona
w większości przypadków13 za pomocą sektorowych indeksów cen. Kolumna 7 natomiast przedstawia wartość produktów działu w danym roku w złotych z okresu
bazowego, tzn. uwzględniając ogólną zmianę siły nabywczej złotego, obliczoną za
pomocą deflatora PKB.
W tabeli 6 poddano analizie lata 1995 i 2000, które zgodnie z przyjętą metodologią odpowiadają statycznym obrazom gospodarki narodowej odpowiednio
z fazy ożywienia i kryzysu [Gorzelak, Zimny 2010]. Można więc uznać, ze rozpatrywana jest zmiana podziału rent ekonomicznych (lub strat) wytworzonych
w dziale rolnictwa na przejściu do spadkowej fazy koniunktury (tzn. w fazie spadkowej w porównaniu z fazą wzrostową). Można przypuszczać, że w tej sytuacji
następuje znaczne odchylenie relacji popytowo-podażowych od równowagi. Powstaje pytanie, czy oznacza to spadek efektywności mechanizmu rynkowego.
W istocie spadek całkowitej produktywności realnej rolnictwa i łowiectwa
w 2000 r. w porównaniu z 1995 r. generuje straty około 2,8 mld zł14, tj. 5,3%
produkcji globalnej w okresie bazowym – w wyniku spadku realnych (w cenach
z 1995 r.) przychodów ze sprzedaży produktów i usług (produkcji globalnej)
o 2,6% i jednoczesnego wzrostu realnych nakładów też o 2,6%.
Przechodząc do kwestii podziału rent, należy zwrócić uwagę, że w analizowanych latach deflator PKB dla 2000 r. w stosunku do 1995 r. wyniósł 1,73; natomiast ważony indeks cen produktów kupowanych przez rolnictwo wyniósł 1,39,
a produktów sprzedawanych – 1,5015. Musiało to dodatkowo zdeformować podział rent wynikających ze zmian realnych oraz sektorowych indeksów cen, ponieważ realne przychody i koszty w 2000 r. (w złotych z 1995 r.) miały jeszcze
niższą siłę nabywczą. Uwzględniając wszystkie wymienione wyżej czynniki nominalne i realne, można stwierdzić co następuje:
Przychody ze sprzedaży (efekty) w dziale rolnictwo i łowiectwo w 2000 r. w cenach z 1995 r. wyniosły 52,05 mld, ale w złotych z 1995 r., tzn. po uwzględnieniu
spadku siły nabywczej złotego, tylko 45,80 mld zł. Znaczy to, że nabywcy produktów końcowych tego działu (kol. 1, tab. 6) za wolumen produktów kupiony
w 2000 r. zapłacili mniej niż byliby skłonni zapłacić za taki sam wolumen w 1995 r.
Zgodnie z definicją i przyjętymi założeniami o braku stacjonarnej równowagi
zrealizowali więc rentę ekonomiczną. Z kolei nakłady ogółem w dziale rolnictwo
13 W niektórych przypadkach indeks wolumenu obliczono szacunkowo na podstawie zmian
wielkości zasobów, z którymi związane były dane pozycje efektów lub nakładów, np. dla podatku
gruntowego indeks wolumenu określa zmiana powierzchni użytków rolnych. Jeśli indeks wolumenu jest równy 1, to cała zmiana wartości wynika ze zmian cen (zmian nominalnych).
14 Chodzi tu o produktywność techniczno-organizacyjną i nie wlicza się w to wzrostu dotacji, który traktuje się jako zmianę całkowicie nominalną, z indeksem wolumenu wobec okresu
poprzedniego równym 1. Nie rozpatruje się tu wpływu dotacji na wzrost produktywności techniczno-organizacyjnej. Wzrost ten traktuje się jako rentę ekonomiczną.
15 Ważone (udziałem realnej wartości przepływu lub nakładu w produkcji globalnej) średnie z indeksów cen w poszczególnych działach wg PKWiU bez podatków, marż, dotacji i nadwyżki oraz bez ujemnych efektów.
Przepływy międzygałęziowe i podział rent w sektorze rolno-żywnościowym…
223
i łowiectwo w 2000 r. w cenach z 1995 r. wyniosły 54,80 mld zł, ale w złotych
z 1995, tzn. po uwzględnieniu spadku siły nabywczej złotego – 45,80 mld zł. Wynika z tego, że dostawcy czynników produkcji (w tym czynnika organizacji opłacanego z nadwyżki) dla rolnictwa sprzedali taniej środki produkcji w 2000 r., niż
byli skłonni żądać za taką samą ilość w 1995 r. (odbiorcy środków produkcji zrealizowali więc rentę ekonomiczną, bo zapłacili mniej niż byli skłonni zapłacić
w 1995 r.). Jak widać, renty nabywców produktów końcowych i straty dostawców
środków produkcji prawie się bilansują16, ale nie oznacza to, że równoważą się
również renty i straty działu rolnictwo – chociażby z tego względu, że dostawcą
czynnika nazwanego „nadwyżka operacyjna” jest samo rolnictwo (więc jako dział
nie zyskuje ono na tym, że nabyło ten czynnik taniej).
Przechodząc do struktury rent i strat działu rolnictwo i łowiectwo należy
uwzględnić również przepływy, które występują po obu stronach bilansu i formalnie się „neutralizują”, a także, te które nie są uwzględnione z tabeli przepływów
międzygałęziowej opracowanej przez GUS (tzw. przepływy pozabilansowe), a istotnie modyfikują podział rent. Chodzi tu o produkty rolnictwa i łowiectwa przeznaczone na samozaopatrzenie, marże handlowe i transportowe, podatki należne minus dotacje do produktów finalnych, pozostałe dotacje oraz wartość brutto środków trwałych. Renty lub straty z tytułu wyżej wymienionych pozycji (pierwszych
trzech), mimo że mają przeciwne znaki po stronie efektów i nakładów, można
jednoznacznie ocenić, tzn. stwierdzić, czy są one dla rolnictwa korzystne, czy też
nie. Przykładowo, jeśli produkty samozaopatrzenia wyceniane są w 2000 r. taniej
niż w 1995 r., to jest to sytuacja korzystna dla rolnictwa, bez względu na to, czy
potraktujemy je jako dostawcę tych środków, czy jako nabywcę. Oznacza to bowiem, że nakłady ponoszone przez rolników na zakup środków produkcji pochodzenia rolniczego maleją, poprawiając rachunek ekonomiczny działu. Natomiast
gospodarstwa indywidualne wytwarzające środki produkcji na potrzeby własne
mają niższe koszty produkcji (zakładając, że wycena rynkowa produktów rolniczych wykorzystywanych w rolnictwie oddaje w przybliżeniu dynamikę nakładów).
Podobnie jest, jeśli chodzi o marże i podatki należne (płacone przez nabywców finalnych produktów rolnictwa): wyższa wartość tych przepływów w 2000 r.
w porównaniu z wartością tego samo wolumenu w 1995 r. wcale nie oznacza korzyści dla rolnictwa. Chodzi bowiem o marże realizowane przez podmioty sprzedające rolnicze produkty finalne, które w większości nie zaliczają się do sektora
rolnego, np. niektóre warzywa sprzedawane w supermarketach. Problem więc
sprowadza się do tego, że nie wszystkie jednostki produkcyjne zaliczane według
PKWiU do rolnictwa faktycznie zasilają ten dział w różnego rodzaju przychody.
Czy zatem marże i podatki obciążające produkty rolnicze, jeśli nie generują rent
dla sektora rolnego, przynoszą straty dla rolnictwa? Można przyjąć, że tak, ponieważ ewentualne wyższe obciążenia z tytułu marż i podatku od towarów
i usług podnoszą ceny produktów rolno-spożywczych, co po pierwsze negatywnie
odbija się na popycie na nie, a po drugie zmniejsza udział producenta w cenie
16 Różnica
kwot rent i strat równa się nadwyżce produktywności (dodatniej lub ujemnej).
224
Bazyli Czyżewski, Aldona Mrówczyńska-Kamińska
finalnej i obniża elastyczność cenową popytu pierwotnego (na szczeblu surowcowym) w relacji do elastyczności popytu wtórnego (na szczeblu finalnym).
W świetle powyższych ustaleń renty zrealizowane w rolnictwie kosztem innych
działów wyniosły w 2000 r. w relacji do 1995 r. łącznie około 5,55 mld zł, natomiast
renty utracone – około 17,99 mld zł. Daje to ujemne saldo rzędu –12,44 mld zł, które
w przeważającej części wynika z nominalnych zmian cen. Warto przypomnieć, że realna produktywność spowodowała stratę tylko o 2,76 mld zł i w warunkach efektywnego rynku tyle powinny wynieść straty rezydualne w dziale rolnictwa, obciążając
nadwyżkę operacyjną. Dodatkowo stratę powiększają czynniki nie ujęte w bilansie
przepływów, tj. pozostałe dotacje i wartość środków trwałych. Pozostałe wydatki państwa na rolnictwo straciły realnie na wartości około –0,34 mld, utrata realnej wartości
majątku trwałego brutto wyniosła aż –4,15 mld zł, a po skorygowaniu o wpływ amortyzacji –1,57 mld zł. Łączne straty netto wyniosły więc około –14, 04 mld zł.
Czy powyższe dane potwierdzają zatem deprecjację rolnictwa przez mechanizm rynkowy, związaną z jego zawodnością? Otóż niekoniecznie, tzn. wniosek
taki mógłby być pochopny. Na razie widać, że w okresie dekoniunktury nominalne zmiany cen, niemające podstaw w zmianach realnej produktywności, przyczyniły się do realizacji około 14 mld zł rent ekonomicznych przez różne sfery gospodarki kosztem sektora rolnego (z czego 2,76 mld zł to straty związane ze
spadkiem produktywności realnej). Nie wiadomo jednak, czy w okresie dobrej
koniunktury po akcesji do UE strata ta nie została zrekompensowana przepływami rent w odwrotnym kierunku. Gdyby tak było, to o „drenażu” rolnictwa nie
może być mowy w długim okresie.
6. Analiza podziału rent ekonomicznych w sektorze rolnym
w warunkach poprawy koniunktury
W tabeli 7 poddano podobnej analizie wielkość i alokację rent ekonomicznych
powstałych w sektorze rolnym w latach 2000 i 2005, które zgodnie z przyjętą metodologią odpowiadają statycznym obrazom gospodarki przechodzącej do fazy ożywienia po fazie stagnacji. W roku 2005 koniunktura w sektorze rolno-żywnościowym uległa znacznej poprawie w stosunku do stanu z 2000 r. [Gorzelak, Zimny
2010]. Powstaje jednak pytanie, czy ta poprawa koniunktury oznaczała wzrost efektywności mechanizmu rynkowego w gospodarce żywnościowej, mierzonej skalą
odchyleń między strukturą podziału rent i strukturą uprawnień własnościowych do
zasobów? Wzrost całkowitej produktywności realnej rolnictwa i łowiectwa w 2005 r.
w porównaniu z 2000 r. generował nadwyżkę produktywności około 13,72 mld zł,
co stanowiło 17,31% produkcji globalnej w okresie bazowym. Nastąpiło to w wyniku wzrostu realnych (w cenach z 2000 r.) przychodów ze sprzedaży produktów
i usług o 19,51% i mniejszego wzrostu realnych nakładów o 2,20%.
Wracając do analizy struktury rent i strat działu rolnictwo i łowiectwo prowadzonej analogicznie jak w poprzednim punkcie, renty zrealizowane w rolnictwie kosztem
15 638 217
24 805 735
Produkty rolnictwa i łowiectwa (01)
Artykuły spożywcze i napoje (15)
Marże
299 636
1 838 943
15 496 589
Eksport fob – łącznie
Podatki należne minus dotacje do
produktów
–1 172 654
28 333
Przyrost rzeczowych środków
obrotowych oraz aktywów
o wyjątkowej wartości
Nakłady brutto na środki trwałe
18 854 419
Spożycie ogółem
51 714
Usługi związane
z nieruchomościami (70)
1 581 470
31 590
Usługi wspomagające transport;
usługi turystyczne (63)
Pozostałe efekty pośrednie
239 686
1 015 854
Usługi hotelarskie
i gastronomiczne (55)
Usługi w zakresie handlu
detalicznego (52)
539 448
(2)
(1)
Usługi w zakresie handlu
hurtowego i komisowego (51)
2000 r.
EFEKTY (przychody ze sprzedaży
działu 01 do poniższych działów
i sektorów)
1,11
1,11
2,03
1,07
6,68
1,54
1,12
0,74
1,23
0,50
0,73
0,25
1,10
0,97
(3)
Indeks
wolumenu
2000 = 100
333 075
17 225 968
3 740 442
–1 260 128
189 303
29 003 640
1 776 774
38 244
38 927
120 323
746 342
137 540
27 403 723
15 219 606
(4) = (1) # (3)
2005 r. w cenach
z 2000 r.
–1 717 217
17 739 830
4 468 035
–1 453 771
218 393
33 460 600
2 049 809
44 121
44 909
138 813
861 032
158 675
31 614 825
16 257 186
(5)
2005
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
(6)
Deflator
1995 = 100
–1 509 515
15 594 146
3 927 613
–1 277 933
191 978
29 413 443
1 801 879
38 784
39 477
122 023
756 888
139 483
27 790 920
14 290 832
(7) = (5) : (6)
2005 r. w zł
z 2000 r.
1 842 589 -
1 631 822 -
–187 171 -
17 8045 .
–2 675 .
–409 803 -
–25 105 -
–540 -
–550 -
–1 700 -
–10 545 -
–1 943 -
–387 197 -
928 774 -
(8) = [(7) – (4) # (1)
Renty podzielone (+)/
Straty rezydualne
Rachunek nadwyżki produktywności całkowitej dla działy rolnictwo i łowiectwo według PKWiU (01) – przejście do fazy wzrostowej
cyklu koniunkturalnego (dane z bilansu przepływów, ceny bazowe, w tys. zł)
Ta b e l a 7
Przepływy międzygałęziowe i podział rent w sektorze rolno-żywnościowym…
225
2 505 769
217 560
433 462
Chemikalia, wyroby chemiczne
(24)
Wyroby z pozostałych surowców
niemetalicznych (26)
Wyroby metalowe gotowe (28)
402 377
1 060 350
Energia elektryczna, gaz, para
wodna i gorąca woda (40)
Usługi transportu lądowego
i rurociągowego (60)
15 991
Meble i wyroby pozostałe (36)
152 522
70 106
Pojazdy samochodowe, przyczepy
i naczepy (34)
Roboty budowlane (45)
198 708
Maszyny i aparatura elektryczna
(31)
1 160 736
1 663 082
43 802
Koks, produkty rafinacji ropy
naftowej (23)
76 088
Masa włóknista, papier i wyroby
z papieru (21)
4 437 473
Artykuły spożywcze i napoje (15)
Drewno i wyroby z drewna (20)
356 804
15 638 217
Węgiel kamienny i brunatny; torf
(10)
Maszyny i urządzenia (29)
<
1,23
94 713 779
97 254 985
103 885 240
103 885 240
–
1,14
1,04
1,23
0,89
1,56
0,98
1,16
1,48
1,36
1,32
1,38
0,56
0,67
1,34
1,49
0,48
0,97
419 903
187 751
944 596
24 880
68 668
230 475
1 712 565
588 128
287 434
3 463 702
931 893
29 194
101 830
6 590 411
172 757
15 219 606
527 730
206 129
1 249 143
25 346
71 470
235 589
1 727 732
608 955
288 098
3 798 695
1 562 362
27 873
107 339
7 044 933
257 380
16 257 186
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
Nakłady (na materiały z poniższych działów i pozostałe czynniki produkcji)
79 248 980
Suma
Produkty rolnictwa i łowiectwa (01)
79 248 980
Efekty ogółem
cd. tab. 7
463 900
181 197
1 098 056
22 280
62 826
207 094
1 518 758
535 300
253 2512
3 339 232
1 373 390
24 502
94 356
6 192 828
226 249
14 290 832
91 320 018
–
43 997 .
–6 554 -
153 460 .
–2 599 -
–5 843 -
–23 381 -
–193 807 -
–52 828 -
–34 182 -
–124 470 -
441 497 .
–4 693 -
–7 474 -
–397 583 -
53 492 .
–928 774 -
3 393 761
5 934 967
226
Bazyli Czyżewski, Aldona Mrówczyńska-Kamińska
–658 412
Podatki od producentów
(tj. podatki od dochodów
i majątku w gospodarstwach
indywidualnych w rolnictwie)
Dotacje dla rolnictwa łącznie
79 248 980
Objaśnienia jak w tab. 6.
1 963 287
109 073 800
Wartość brutto środków trwałych
ogółem
Amortyzacja
2 871 492
Pozostałe wydatki na rolnictwo bez
krus i bez środków z ue na dany rok
Nadwyżka produktywności 2005/2000
79 248 980
Suma
299 636
Nakłady ogółem
Podatki należne minus dotacje do
produktów
Źródło: Jak w tab. 6.
*
1 147 400
Podatki naliczone od produkcji
minus dotacje
15 496 589
1 237 398
Import cif ***
Dochody z marż
5 730 113
Nadwyżka operacyjna brutto
1,00
0,97
1,00
<
0,98
1,11
1,11
1,00
0,91
0,98
0,94
1,00
0,74
2 932 364
16 174 058
Koszty związane z zatrudnieniem
0,84
1,17
8 369 728
87 059
Pozostałe nakłady pośrednie
Usługi pocztowe
i telekomunikacyjne (64)
1 963 287
106 093 272
2 871 492
80 996 940
77 497 786
333 075
17 225 968
–658 412
1 039 683
1 209 137
5 376 582
16 174 058
2 178 710
7 042 123
102 225
1 911 566
112 375 700
2 273 540
13 716 839
103 885 240
103 885 240
–1 717 217
17 739 830
–4 621 027
1 248 000
2 230 140
7 207 270
34 022 685
5 681 572
7 988 759
109 268
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1,14
1 680 357
98 783 532
1 998 549
–
91 320 018
–1 509 515
15 594 146
–4 062 100
1 097 051
1 960 398
6 335 530
29 907 542
4 994 369
7 022 495
96 0512
-282 930 -
–7 309 740 .
–872 943 .
10 323 078
13 822 232
–1 842 589 -
–1 631 822 -
–3 403 688 -
57 368 .
751 261 .
958 948 .
13 733 484 -
2 815 660 .
–19 628 -
–6 174 -
Przepływy międzygałęziowe i podział rent w sektorze rolno-żywnościowym…
227
228
Bazyli Czyżewski, Aldona Mrówczyńska-Kamińska
innych działów i z tytułu wzrostu produktywności wyniosły w 2005 r. w relacji do
2000 r. łącznie około 23,44 mld zł, natomiast renty przejęte przez otoczenie około
5,3 mld zł. Daje to dodatnie dla rolnictwa saldo rent rzędu 18,15 mld zł, które w dużej części wynika z nominalnych zmian cen. Warto przypomnieć, że wzrost realnej
produktywności wygenerował korzyści pieniężne w wysokości 13,72 mld zł i w warunkach efektywnego rynku tyle powinna wynieść nadwyżka rezydualna w dziale
rolnictwa. Dodatkowe straty wywołują niektóre czynniki nieujęte w bilansie, tj. pozostałe dotacje i wartości zmiany środków trwałych. Pozostałe wydatki budżetowe
rolnictwo realnie straciły na wartości około –0,87 mld, utrata realnej wartości majątku trwałego brutto wyniosła aż –7,31 mld zł, a po korekcie uwzględniającej wpływ
amortyzacji –7,03 mld zł. Łączne renty netto wyniosły więc około 9,12 mld zł.
Przepływy rent między sferami gospodarki żywnościowej w warunkach pogorszenia, a następnie poprawy koniunktury i akcesji do UE przedstawia tabela 8.
Ta b e l a 8
Przepływy rent ekonomicznych między sferami gospodarki żywnościowej
w warunkach pogorszenia i poprawy koniunktury w rolnictwie (mld zł)
Sfery gospodarki
żywnościowej
Sfera I. Środki produkcji
rolnej
Pogorszenie koninktury
2000/1995
Poprawa koniunktury
2005/2000
Straty sfery II
na rzecz
innych sfer
Renty sfery II
kosztem
innych sfer
Straty sfery II
na rzecz
innych sfer
Renty sfery II
kosztem
innych sfer
–
+1,01
–0,21
–
Sfera II. Rolnictwo
–4,79
–
–
+14,64
Sfera III. Przemysł
spożywczy
–6,55
–
–
+2,02
Sfera IV. Konsumpcja
(spożycie)
–2,42
–
–
+0,41
Rynek pracy najemnej
–
+0,18
–2,81
–
Państwo
–
+0,97
–
+4,44
Zagranica*
–0,82
–
–0,77
–
Przepływy pozabilansowe
(z tytułu pozostałych
dotacji i zmian wartości
majątku trwałego)
–1,6
–
–7,9
–
–16,18
+2,16
–11,69
+21,51
0,2
(tj. –2,76 :
–14,02 mld zł)
–
–
1,4
(tj. 13,72 :
9,82 mld zł)
Razem
Udział zmiany realnej
produktywności sfery II
w tworzeniu renty lub
straty
*
Pozycja obejmuje łączny przepływ rent związanych z produktami „rolnictwa i łowiectwa” z Polski na rzecz
zagranicy, w tym udział strat samego rolnictwa (tj. sfery II) szacuje się na około 60%
Źródło: Opracowanie własne na podstawie tabel 6 i 7.
Przepływy międzygałęziowe i podział rent w sektorze rolno-żywnościowym…
229
Jak widać w obu okresach występują asymetryczne odchylenia od stanu optiumum, mimo retransferów dokonywanych w ramach WPR, przy czym mniejsze są
one w fazie ożywienia. Asymetria polega tu na tym, że straty z fazy dekoniunktury nie są rekompensowane rentami uzyskiwanymi w fazie ożywienia. Zjawisko
drenażu rent dotyczy w szczególności relacji ze sferami III, IV i z zagranicą,
a także dekapitalizacji majątku trwałego i zasobów pracy najemnej.
Podsumowanie
Nadszedł czas, żeby wrócić do pytania, czy powyższe dane potwierdzają zjawisko drenażu nadwyżki z rolnictwa przez otoczenie? Otóż najlepszą odpowiedź
daje porównanie relacji nadwyżki produktywności (dodatniej lub ujemnej)
z saldami rent ogółem w analizowanych latach. W roku 2000 (względem 1995 r.)
jest to około 20%, co znaczy, że czynniki realne tylko w takim stopniu uzasadniają straty rolnictwa. W roku 2005 (względem 2000 r.) jest to 140% (por.
ostatni wiersz tab. 8), co znaczy, że czynniki realne „z nawiązką” wyjaśniają
renty ekonomiczne rolnictwa. Poziom 100% jest w tym przypadku stanem optymalnym, w którym alokacja byłaby „prawie efektywna”, a jeśli w obu okresach
opisana relacja byłaby taka sama (np. gdyby w 2005 r. czynniki realne uzasadniały też tylko 20% rent zrealizowanych w rolnictwie), to można by mówić o symetrycznym rozkładzie zawodności rynku.
Drenaż nadwyżki, obiektywnie rzecz biorąc, występuje w długim okresie, ponieważ straty z okresu dekoniunktury nie są rekompensowane rentami w fazie
ożywienia. W ogólnym szacunku skalę tego drenażu można określić średniorocznie na 7–8%17 realnej produkcji globalnej rolnictwa w hipotetycznym cyklu koniunkturalnym trwającym 10 lat. Oczywiście szacunek ten zakłada istnienie dopłat w ramach WPR w każdym roku takich jak w 2005 r. Bez nich byłoby to
około 11–13%.
Powyższe wnioski potwierdziła również analiza struktury zaopatrzenia rolnictwa i rozdysponowania podaży produktów rolniczych. Jak wspomniano wcześniej,
udział wartości dodanej rolnictwa w produkcji globalnej tego działu wynosił
w bieżących cenach bazowych w latach 1995, 2000 i 2005 odpowiednio około
41%, 33% i 45%. Jeśliby jednak pominąć dotacje na rolnictwo i uwzględnić marże oraz podatki w produkcji globalnej to relacja ta po akcesji do UE w 2005 r.,
nie osiągnęłaby stanu z 1995 r. Podobnie wiele wspomnianych wcześniej pozytywnych tendencji świadczących o rozwoju struktur gospodarki żywnościowej jako
całości nie przekłada się na renty samego rolnictwa. Są to ewidentne skutki zawodności mechanizmu rynkowego.
17 Zakładając,
że rok 2000 był najgorszym dla rolnictwa rokiem w okresie 1995–2005, a rok
2005 rokiem najlepszym, w modelowym ujęciu saldo rent w kolejnych latach fazy zniżkowej
i zwyżkowej (np. 2004/1999, 2003/1998) jest stałe i wynosi około –4,2 mld, co przy produkcji
globalnej na poziomie wahającym się od 52 do 63 mld zł w cenach z 1995 r. daje ten szacunek.
230
Bazyli Czyżewski, Aldona Mrówczyńska-Kamińska
Nie ma przy tym wątpliwości, że bez WPR zawodności te jeszcze silniej oddziaływałyby na rolnictwo, choć dotychczas stosowane instrumentarium nie rozwiązuje tego problemu. Optymalnym rozwiązaniem byłoby więc dążenie do wyeliminowania zjawiska drenażu nadwyżki (szczególnie trudne byłby to w okresach
dekoniunktury) albo do symetrycznego rozkładu zawodności mechanizmu rynkowego, w którym renty uzyskiwane w jednych okresach rekompensowałyby straty
ponoszone w innych. Zważywszy na to, że trudno domagać zwiększenia puli środków na WPR cele te można próbować osiągnąć, modyfikując strukturę wsparcia
budżetowego dla rolnictwa, zmieniając proporcje między wsparciem typu prorównościowego i proefektywnościowego [Czyżewski, Stępień 2008, s. 431–429]
w zależności od fazy cyklu koniunkturalnego. Rozwinięcie tego wątku wymaga
jednak dalszych badań.
Tekst wpłynął 24 listopada 2010 r.
Bibliografia
Analiza sytuacji produkcyjno-ekonomicznej rolnictwa i gospodarki żywnościowej w 1984,
red. A. Woś, IERiGŻ, Warszawa 1984.
Begg D., Fischer S., Dornbusch R., Ekonomia, t. 1, PWE, Warszawa 1993.
CERC, Constat de l’évolution récente des revenus en France (1982–1985), „Documents du
CERC” 1986, nr 82.
CERC, Les comptes de surplus des enterprises, Méthodologie et modalities d’application,
„Documents du CERC” 1973, nr 18.
CERC, Les inegalités d’emploi et de revenu mise en perspective et nouveaux défis – la
decouverte, „Documents du CERC”, rapport 1995, Conseil superieur de l’emploi, des
revenus et des côuts, Paris 1995.
Czyżewski A., Grzelak A., Możliwości oceny rozwoju rolnictwa w warunkach globalnych
z zastosowaniem tabeli przepływów międzygałęziowych, „Roczniki Naukowe SERiA”,
t. I, z. 2, Wyd. Wieś Jutra, Poznań–Olsztyn 2009.
Czyżewski A., Kułyk P., Relacje między otoczeniem makroekonomicznym a rolnictwem
w krajach wysokorozwiniętych i w Polsce w latach 1991–2008, „Ekonomista” 2010,
nr 2.
Czyżewski A., Przepływy międzygałęziowe jako makroekonomiczny model gospodarki, Wyd.
Akademii Ekonomicznej w Poznaniu, Poznań 2008.
Czyżewski A., Rolnictwo w procesie reprodukcji. Różne wizje dostosowań rynkowych, w:
Kwestia agrarna w Polsce i na świecie, red. B. Klepacki, SGGW, Warszawa 2005.
Czyżewski A., Stępień S., Zmiany mechanizmów WPR UE a oczekiwania Polski, „Ekonomista” 2008, nr 4.
Czyżewski A., Współczesne problemy agrobiznesu w Polsce, Wyd. Akademii Ekonomicznej
w Poznaniu, Poznań 2001.
Czyżewski B., Kontrowersje wokół rent gruntowych: od ekonomii klasycznej do czasów
współczesnych, „Ekonomista” 2010a, nr 2.
Czyżewski B., Asymetria podziału nadwyżki produktywności w rolnictwie w Polsce, „Roczniki Naukowe SERiA”, t. I, Szczecin 2010b (w druku).
Przepływy międzygałęziowe i podział rent w sektorze rolno-żywnościowym…
231
Davies J.H, Goldberg R.A., A Concept of Agrobusiness, Boston 1957; tłumaczenie polskie: Koncepcja agrobiznesu, IER, Warszawa 1967.
Gburczyk S., Podział korzyści ze wzrostu efektywności produkcji, „Zagadnienia Ekonomiki
Rolnej” 1990, nr 4/5.
Gorzelak E., Zimny Z., Koniunktura w rolnictwie II kwartał 2009, Instytut Rozwoju
Gospodarczego SGH, Warszawa 2010, http://www.sgh.waw.pl/instytuty/irg/aktualnosci/rolnictwo
Grabowski S., Gospodarka żywnościowa w warunkach rynkowych, SGH, Warszawa 1997.
GUS, Bilans przepływów międzygałęziowych w bieżących cenach bazowych (w latach 1995,
2000 i 2005), Warszawa 1999, 2004, 2009.
GUS, Ceny w gospodarce narodowej (za lata 1995–2005), Warszawa 1996, 1997, 1998,
1999, 2000, 2001, 2002, 2003, 2004, 2005, 2006.
GUS, Polska Klasyfikacja Wyrobów i Usług (PKWiU), http://www.stat.gov.pl
GUS, Rachunek podaży i wykorzystania wyrobów i usług (za lata 1995–2005), Warszawa
1999c, 2004c, 2009c.
GUS, Rachunki narodowe według sektorów i podsektorów instytucjonalnych 1995–2000
i 2000–2006, Warszawa 2001, 2007.
GUS, Rocznik Statystyczny Przemysłu 2006, Warszawa 2006.
GUS, Rocznik Statystyczny Rolnictwa i Obszarów Wiejskich (za lata 1995–2005), Warszawa
1996a, 1997a, 1998a, 1999a, 2000a, 2001a, 2002a, 2003a, 2004a, 2005a, 2006a.
GUS, Środki trwałe w gospodarce narodowej (za lata 1995–2005), Warszawa 1996b, 1997b,
1998b, 1999b, 2000, 2001b, 2002b, 2003b, 2004b , 2005b, 2006b.
Leontief W.W., Input-output Analysis and its Use in Peace and War Economics, „American
Economic Review” 1949, May.
Leontief W., Quantitative Input and Output Relations In the Economic System of the United States, „The Review of Economics and Statistics” 1936, vol. XVIII.
Ministerstwo Rolnictwa i Rozwoju Wsi, Informacja o projekcie budżetu (na rok 1996,
2001 i 2006) w części 32 – Rolnictwo, w części 33 – Rozwój wsi i w części 35 – Rynki
rolne oraz pozostałych częściach dotyczących rolnictwa, Materiały dla Senackiej Komisji Rolnictwa i Rozwoju Wsi, Warszawa 1995, 2000, 2005.
Mrówczyńska-Kamińska A., Przepływy materiałowe w sektorze rolno-żywnościowym w Polsce i w Niemczech w latach 1995–2004, w: Wspólna polityka rolna unii europejskiej,
uwarunkowania, mechanizmy, efekty, red. M. Adamowicz, SGGW, Warszawa 2009.
Mrówczyńska-Kamińska A., Tworzenie i rozdysponowanie produkcji rolnej na tle związków
z gospodarką narodową (sektorowa analiza porównawcza rolnictwa w Polsce i Niemczech), IERiGŻ, „Zagadnienia Ekonomiki Rolnej” 2010a, nr 1.
Mrówczyńska-Kamińska A., Współzależności międzygałęziowe w agrobiznesie w krajach
Unii Europejskiej, w: Polityka ekonomiczna, red. J. Sokołowski, M. Sosnowski,
A. Żabiński, Wyd. Uniwersytetu Ekonomicznego we Wrocławiu, Wrocław 2010b.
Poczta W., Mrówczyńska A., Produkcyjna i dochodotwórcza rola agrobiznesu w gospodarce
narodowej, w: „Roczniki Naukowe SERiA”, t. V, z. 4, Wydawnictwo Wieś Jutra, Warszawa–Koszalin 2003a.
Poczta W., Mrówczyńska-Kamińska A., Agrobiznes w Polsce jako subsystem gospodarki
narodowej, Wyd. Akademii Rolniczej w Poznaniu, Poznań 2004.
Poczta W., Mrówczyńska-Kamińska A., Tworzenie i rozdysponowanie produkcji rolnej na
tle związków z gospodarką narodową, „Roczniki Nauk Rolniczych”, seria G – Ekonomika Rolnictwa, t. 90, z. 2, PAN, Komitet Ekonomiki Rolnictwa, Wydawnictwo Wieś
Jutra, Warszawa 2003b.
232
Bazyli Czyżewski, Aldona Mrówczyńska-Kamińska
Snowdown B., Vane H., Wynarczyk P., Współczesne nurty teorii makroekonomii, WN PWN,
Warszawa 1998.
Solow R.M., Technical Change and Aggregate Production Function, „Review of Economics and Statistics” 1957, nr 39.
Tomaszewicz Ł., Metody analizy input-output, PWE, Warszawa 1994.
Woś A., Elastyczność popytu na żywność, w: Encyklopedia agrobiznesu, red. A. Woś, Fundacja Innowacja, Warszawa 1998.
Woś A., W poszukiwaniu modelu rozwoju polskiego rolnictwa, IERiGŻ, Warszawa 2004.
Woś A., Zegar J.S., Gospodarka żywnościowa. Problemy ekonomiki i sterowania, PWE,
Warszawa 1983.
Woś A., Związki rolnictwa z gospodarką narodową, PWRiL, Warszawa 1979.
Input-Output Analysis and the Allocation of Rents
in the Agri-Food Sector in Poland, 1995–2005
Summary
The article deals with structural changes of agribusiness in Poland in the context of
integration with the EU. The first part of the paper examines the structure of supplies
provided to the agricultural sector and the structure of demand for agricultural products
in the light of input-output tables for the years 1995, 2000 and 2005 (the only three
input-output tables for the Polish economy elaborated after 1990). The second part
includes the analysis of economic rents created in agriculture and their allocation,
including transfers to other sectors of the economy; on this basis, an attempt is made to
assess the level of market failure in the agri-food sector before and after EU accession.
The authors conclude that structural changes caused by the integration tend to decrease
market failure in agri-food sector in Poland and reduce the outflow of rents. Thus, these
changes are justified not only by social, environmental and political reasons, but also by
economic reasoning, since they improve the efficiency of allocation. Nevertheless, the
corrective influence of the CAP is insufficient because the distribution of rents between
the agricultural sector and the rest of the economy is still disadvantageous to the
agriculture.
Key words: agriculture 1 input-output analysis 1 material supplies 1 agricultural products
1 economic rents 1 productivity surplus
Межотраслевые потоки и распределение ренты
в аграрно-продовольственном секторе
в Польше в 1995–2005 гг.
Резюме
В статье говорится о структурных преобразованиях агробизнеса в Польше в контексте
интеграции с Евросоюзом. В первой части статьи проводится анализ структуры снабже-
Przepływy międzygałęziowe i podział rent w sektorze rolno-żywnościowym…
233
ния сельского хозяйства, а также спроса на сельскохозяйственные продукты на основе
таблицы межотраслевых потоков в 1995, 2000 и 2005 гг. ( т.е. всех, которые были разработаны в Польше после 1990 г.). Вторая часть статьи содержит анализ экономической
ренты, возникшей в сельском хозяйстве и ее распределения с учетом трансфертов в пользу
других секторов народного хозяйства. На этом основании была предпринята попытка
оценки уровня ненадежности рынка в аграрном и продовольственном секторе до и после
вступления в ЕС. По мнению авторов, изменения в структуре продовольственного сектора,
вызванные европейской интеграцией и внедрением принципов Совместной аграрной политики, вносят коррективы в рыночный механизм аграрного и продовольственного сектора
повышая его надежность и таким образом являются обоснованными с точки зрения
эффективности распределения, а не только в социальном, экологическом или политическом плане. Тем не менее их корректирующее воздействие является недостаточным, так
как распределение экономической ренты характеризуется асимметрией в пользу окружения сельского хозяйства как в краткосрочном, так и долгосрочном плане.
Ключевые слова: сельское хозяйство 1 анализ input–output 1 материальное снабжение
1 сельскохозяйственные продукты 1 экономическая рента 1 излишки
продуктивности
Natalia Nehrebecka*
Przejście do statusu zatrudnionego na pełny etat:
analiza empiryczna z wykorzystaniem dwurównaniowego
i trójrównaniowego modelu probitowego
z endogenicznym przełączaniem**
Wprowadzenie
W wyniku trendów demograficznych, tj. zmian dotyczących płodności, wzorców
tworzenia rodzin i starzenia się populacji, jak też połączonych z tymi trendami
zmian kulturowych, jesteśmy świadkami niespotykanego dotąd wzrostu różnorodności preferencji w stosunku do aktywności zawodowej. Przykładowo, we
wszystkich krajach europejskich, w zróżnicowanym stopniu, en masse wkroczyły
na rynek pracy kobiety w wieku rozrodczym. Jest to odpowiedź na rosnące potrzeby zarobkowe, zmiany w systemie wartości i na rosnące, zwłaszcza w sektorze
usług, perspektywy zatrudnienia [Sztanderska, Grotkowska 2007]. Jednak ewolucja domowego podziału pracy nie nadąża za tymi zmianami, potrzeby kobiet na
rynku pracy (praca na pół etatu, opieka nad dzieckiem, zasiłki, możliwości częściowego wycofania się z zasobów siły roboczej w połączeniu z zapewnieniem
możności kontynuacji pracy i niezakłócenia kariery po takim okresie przerwy)
bardzo różnią się od potrzeb tradycyjnego, zatrudnionego w pełnym wymiarze
mężczyzny-żywiciela rodziny [Leira 2002; Kotowska 2005b; Matusiak 2005]. Podobnie zmiany w systemie wartości, długości życia i w zdrowiu populacji stwarzają nowe formy i wymagania co do możliwości „zejścia ze sceny” pracowników
starszych niezależnie od niespotykanej dotąd presji, jaką pracownicy ci wywierają na współczesne państwo o rozbudowanym systemie zabezpieczenia społeczne* Dr
Natalia Nehrebecka – Narodowy Bank Polski oraz Wydział Nauk Ekonomicznych
Uniwersytetu Warszawskiego; e-mail: [email protected]
** Dziękuję prof. dr. hab. B. Góreckiemu i prof. dr. hab. M. Wiśniewskiemu za uwagi do
wcześniejszych wersji artykułu.
236
Natalia Nehrebecka
go, walcząc o utrzymanie tradycyjnej emerytury i wiążących się z nią udogodnień.
Jednocześnie przemiany w technologii (tzw. „rewolucja IT”), przyczyniają się do
fundamentalnej zmiany relacji między produkcją i nabywaniem nowej wiedzy
a współzawodnictwem ekonomicznym. Wynikające z tego nowe wymagania pociągają za sobą konieczność tworzenia nowych instytucji szkoleniowych i edukacyjnych oraz nowych relacji między zatrudnieniem i szkoleniem, tak aby kompetencje i umiejętności siły roboczej mogły być stale aktualizowane. Wreszcie globalizacja wytwarza nowy międzynarodowy podział pracy, wymagający zwiększenia
elastyczności gospodarek europejskich krajów dla zachowania międzynarodowej
konkurencyjności.
W wyniku tych współdziałających trendów, standardowy model stałego stanowiska pracy na pełny etat, zajmowanego przez mężczyznę – żywiciela rodziny,
wypierany jest przez wiele różnych form zatrudnienia i statusów na rynku pracy,
a tradycyjne następstwo edukacja – zatrudnienie zastępowane jest stopniowo
przez okresy pracy przerywane okresami szkolenia przez cały czas zatrudnienia
(„człowiek uczy się całe życie”). Wszystkie te zmiany stawiają nowe wyzwania
i wywierają nacisk na tradycyjne instrumentarium polityki rynku pracy, jak i –
bardziej ogólnie – na funkcjonowanie państwa o rozbudowanym systemie zabezpieczenia społecznego.
Zgodnie z neoklasyczną teorią ekonomii skutecznym sposobem uzyskania
mobilności na rynku pracy jest metoda silnych bodźców finansowych – zarówno
pozytywnych, jak i negatywnych [Kwiatkowski 1988, 2006]. Oznacza to, że podstawowym motywem przejścia od jednego stanowiska pracy (pracodawcy/zajęcia)
do innego lub też od statusu bezrobotnego do statusu osoby aktywnej zawodowo
jest względny zysk, który można uzyskać dzięki takiej zmianie i względne straty,
których w ten sposób można uniknąć. Innymi słowy, aby aktywizować przejścia
między statusami na rynku pracy, konieczne są silne bodźce materialne, np. duży
stopień zmiany zarobków i spora strata dochodu w przypadku uzyskania statusu
osoby bezrobotnej. Jest to oczywiście teoria mająca usprawiedliwić czy też uzasadnić „anglo-saksoński” model rynku pracy (zob. Ziguras, Stricker [2004]).
W odróżnieniu od powyższego modelu, tzw. europejski model społeczny1
w swych różnych postaciach opiera się na założeniu, że możliwe jest wyegzekwowanie elastyczności na rynku pracy przy poziomie nierówności zarobków znacznie niższym i poziomie zabezpieczenia zarobków znacznie wyższym niż ten, który
charakteryzuje anglo-saksoński reżim rynku pracy, za pomocą mechanizmów
kompensujących, takich jak polityka aktywnego rynku pracy, programy szkolenia,
strategie przyznawania dni wolnych itd., których zadaniem jest ulepszenie
i usprawnienie funkcjonowania rynku pracy. Innymi słowy, europejski model
społeczny zakłada, że państwo o rozbudowanym systemie zabezpieczenia spo1 Definicja pojęcia europejskiego modelu społecznego została przyjęta przez Radę
Europejską na szczycie w Barcelonie w marcu 2002 r. Zgodnie z tą definicją: „europejski model
społeczny oparty jest na wydajnej gospodarce, wysokim poziomie ochrony socjalnej i na edukacji oraz dialogu społecznym” [Pietras 2005].
Przejście do statusu zatrudnionego na pełny etat: analiza empiryczna…
237
łecznego może ogrywać aktywną rolę w nowym, opartym na wiedzy i wykształceniu społeczeństwie2.
Celem badań przedstawionych w niniejszym artykule jest znalezienie czynników, które wpływają na prawdopodobieństwo bycia przez jednostkę zatrudnionym na cały etat w zależności od statusu, który posiadała ona rok wcześniej.
W kolejnym etapie badania dołączony zostanie warunek statusu, jaki jednostka
posiadała dwa lata wcześniej.
Podstawowa hipoteza badawcza w artykule jest następująca: stan jednostki
w danym roku jest uzależniony nie tylko od statusu jej zatrudnienia w zeszłym
roku, lecz również w latach poprzednich.
Konstrukcja artykułu jest następująca: część pierwsza poświęcona jest przedstawieniu zastosowanej metodologii: podejścia parametrycznego (dwurównaniowy model probitowy z endogenicznym przełączaniem, trójrównaniowy model probitowy z endogenicznym przełączaniem). Część druga zawiera opis oraz
analizę statystyczną dostępnych danych. Część trzecia przedstawia otrzymane
wyniki.
1. Metodologia
1.1. Specyfikacja dwurównaniowego modelu probitowego
z endogenicznym przełączaniem
W literaturze ekonometrycznej wyróżnione są dwie główne przyczyny przebywania jednostki w danym stanie: heterogeniczność jednostek oraz zależność stanów.
W pierwszym przypadku pewne fundamentalne atrybuty jednostek wpływają na
to, jaki status jest przez nie posiadany, np. powodują ciągły wzrost dochodów.
W drugim przypadku bycie w danym stanie wynika z posiadania tego samego
statusu w przeszłości. Dla znalezienia czynników, które wpływają na prawdopodobieństwo przebywania w badanym stanie przez jednostkę, która znajdowała się
w tym czasie rok wcześniej i dwa lata wcześniej, wykorzystano metodologię
przedstawioną przez Cappellari [1999, 2000, 2002, 2003, 2007] oraz Jenkinsa
[1999, 2002, 2003, 2006].
Według Heckmana [1981a, s. 114–178] mobilność dochodowa jednostek uwarunkowana stanem początkowym nie może być traktowana jako egzogeniczna.
Proces generowania dochodów zaczyna się bowiem przed rozpoczęciem badania,
w związku z czym pierwsze wartości zarobków nie są obserwowane przez badacza. Obecność korelacji w omawianym procesie powoduje, że dochody z lat poprzednich są endogeniczne w stosunku do dochodów obecnych. Zjawisko to
określa się jako „problem warunków początkowych”. Nieuwzględnienie tego fak2 Więcej
informacji na temat europejskiego modelu społecznego można znaleźć w pracy:
Socha, Sztanderska [2003].
238
Natalia Nehrebecka
tu powoduje, że estymatory parametrów stają się obciążone. W celu rozwiązania
problemu warunków początkowych Cappellari [2000, s. 264–290] użył dwurównaniowego modelu probitowego z endogenicznym przełączaniem, czyli dokonał
jednoczesnej estymacji dwóch równań: w pierwszym równaniu („przejścia”) modelował prawdopodobieństwo bycia w badanym stanie w roku t, w drugim równaniu („selekcji”) modelował prawdopodobieństwo bycia w danym stanie w roku
t – 1 [Cappellari, Jenkins 2002]. Główną korzyścią płynącą z wykorzystania tego
podejścia jest możliwość przetestowania hipotezy o występowaniu zależności stanów [Cappellari 2000].
Celem badania jest zatem analiza zmian w statusie osób między latami
t – 1 i t. Równanie selekcji jest modelem probitowym, służącym do modelowania
prawdopodobieństwa bycia przez jednostkę w badanym stanie w roku wyjściowym t – 1. Zarówno, w okresie t – 1 jednostki mogą charakteryzować się ukrytymi skłonnościami do przebywania w badanym stanie (oznaczonymi jako
y it - 1 *)=o następującej
X it - 1l d + u i postaci:
*
y it = Z itl h1 + p1i
dla
Yit - 1 = 1
*
y it = Z itl h2 + p2i
(1)
y it1-=1 *0= X it - 1l d + u i ,
dla
Yit *
y it = Z itl h1 + p1i
dla
Yit - 1 = 1
p1i, p2i + N (0, 1)
gdzie:
R V
Ru V
*
J
N
= 0 w roku t – 1,
dla
y it =
Yit - 1stanie
itl h2 + p2i
–KX
ukryte
doZprzebywania
w badanym
+ u i O osób
S 0it W- 1l1d skłonności
Sy it i-W1 *=
S
W
SXypit*i1i=W~ZN
niezależnych
i-tą osobę,
, 1)
0 ,> t1 zmiennych
1 dla HO Yit i, p
12i + N (0opisujących
1p1=
it–lKhwektor
SS1 +WW p1i nieznanych
SS * WW –Kwektor
R V
O
Ru V
J
N
d
parametrów,
t
t
1
0
2
3
ypit2i= Z itlLhT20+X p2i
dla P Yit - 1S =i W0 K S W 1
O
uT i X – błąd
losowy ~ N(0,1).
J
N
, XNitK-SS10l dWW,;> t11))1+ HO
iW
p1i, p2i + N (K0Y, it1-) 1 Yit log(U2 (ZS p
it l1h
1~
O
SS WW
KS W
O
R V
Ru Następnie
V
J
N
t Xt
1która
zdefiniowano
zmienną
binarną
wskazuje,
p
0
Oczy i-ta osoba
t
;
Z
2i U2 (1)) +
it - 1 (1 - Yit )log(
it l h12,Y
it3–-11,l d
it
L
P
S 0KW+1Y
Slogi L
W = K/
O
T X
T w okresie
X
K
O y
J
W
* =+X0,it - 1l d + u i
znajduje
w danym
statusie
t
–
1,
czyli
Y
=
1,
jeśli
S p1i W~N K Ssię
0 ,+> t(11 1 YitHO- 1) Yit log(U2 (Z it l hY2,it --1 Y
it 2–(
it l h
+1, Xit O- 1l dit;-t11)) >
t1Z
Xititlog(
- 1l d;U
2))
WW 0 w pozostałych
K
SS WW Y K SSi K=
O
*
oraz
przypadkach.
it L– 10K t2 t3 1 P
p2i
K+
+
h1,ZXititl h-11l+
d;p-1i t1))dla
(-O Zy itit l=
- 1it(l1
it )log(
- Yit - 1)(1 - Yit )log(
U
-itproces
-YX
h2tukrytą
, generujący
Z
2 (Y
it - 1l d;U
22))
T LX+ (1 założenie
T Podstawowe
X
mówi,
że
skłonność
P
/
=
L
log
*
JYit - 1 Yit log(U2 (modelu
N
K
l
l
+
d
t
,
;
))
Z
X
=
+
h
p
y
Z
dla
it l h1Pr
it
1
1
2
2
it
it
i
(Yit =
, Y(roku
)1) Yit log(
UO2 (Z it l hjednostki
Ytit1-zależy
1 =
it1-i K1+
2, - Xit - 1l d; - t2)) +
K =1|Y
osób
do(Yprzebywania
w danym
w = od statusu
s it = Pr
1) = U stanie
Kit+ Yit - 1 (1it O
-1Y=it )log(
h+
Z
2 (it lKit
1,1X
it -1
1l)d; - t1)) +
p
(0, 1)
=
(
Y
Pr
1
l
U2i(, p
-2iZ+it lN
w okresie
logL = / Kt – 1:
O
Rh2,V - Xit - 1 d;
L u (1 - lYit - 1)(1 - Yit )log(
R
V
J
l
l
l
U2 (ZiitlKh+1,(X1itd
t
,
)
=
+
d
y
*
X
Z1it h2, -i Xit - 1 d; - t2)) + Pr O(Yit =S1u,iYWit - 1 =S 01W) 1
- 1Yit - 1)
1 itY-it 1log(U2it(K
=
= PrU
=Z1 |l hY,it=
=
slith)log(
(Yit(*
O
- 1 = 1)
l dY
UK(+
X (it 1
) it - 1)(
- 1W~
t
;
1
Y
=
=
y
Z
dla
1
it 1 + p1
2
it 2 Yit X
it 1l d
2)) Pr (YSitpK)S 0 W, > t1 1 H
=
1
N
1
it
it
i
1
1
i
L
P
S
W
S
W
KS W
=
Y
0)1)
it it
*
(Y(2itY
1, Y1it, PrPr
l=
S p2i W
d)Y, itt
(=
X1itit-=
t2 t3 1
-111
pZ
y=
2i l h1,dla
it1=
itl h2U+
= Pr
)Z=
Pr((YYitit==11||YYit -it -1 1=
L(2)
=- 1== 0 )0=
= PrPr
T0 X
es itit =
T
X
=
(
Y
)
0
1
it
(YU
it -(1X=
J
it -11)l d)
Yit - 1 Yit log
p i, pt2i )+ N (0, 1)
U22((ZZititllhh12, ,XU
)R ,11l1d
2
1litd-, t
it -X
R V
Pr (Yit = 1, Yit - 1 = K0)
V
J
N
=
K+Y
=it - 1 (1 d
y it - 1 * =UX
i )
l dit+
(Xit(it-)- 1ul d
U
-11lX
S ui W eKitS 0=W Pr1 (Yit = 1O| Yit - 1 = 0) =
gdzie:
) K
Pr (Ylog
it - 1L=
=0/
S
W
*
S
W
K 10(U
,it> t=bycia
Ydo
- 1HO= 0)
1 1l,1Yit w badanym
=
y 1=
Z–it(lYhukryte
dlap10i )~
YN
i K + (1 - Yit 1 + p1i skłonności
it Pr
Pr
d, -stanie
t2) w roku t,
it h2, - OX it - 1l=
WW2 1(Z
e itit =
SS WW =osób
it = 1 | Yit - 1 =
K SS Pr
=
1
s
=
(
Y
0
)
K + (1 - Yit *
it
1
it
t
t
1
p2i niezależnych
Zy iti = Z–itl hwektor
0 2 3 opisujących i-tą osobę; jest to subwekdla
2 + p2i zmiennych
T- tX2)Yit -LT1 J=X 0 U (- XP it - 1l d)
L
l
h2 , d
X
,
ln (U02, (5Z) itltor
1
it
N
umieszczone
się również
U2 (Z it l hw Z
1K Yit - 1 Yit log(
1, Xiti -znajdują
1l d; t1)) +
=1i, p2i + N (0,X1i), czyli wszystkie zmienne
p
(V- ,X it - 1l d)
s it = Pr (Yit = 1 | YitO- 1
ln (Vs it) U
R
w X
s
1
Ru
J0 i
N
K +itYit - 1 (1 - Yit )log(U2 (- Z it l h1, Xit - 1l d; - t1)) +
O
i
W 1 nieznanych
O L =/
log
hS 11,1hW 2 –K Swektory
parametrów
(wektor h1 zawiera parametryUobrazu0
5
(
,
)
ln
K
O, t
l
l
h
d
(
Z
,
X
2
1
1
it
it
s it S W
S1epiti K + (1 - Yit - 1) Yit log(U2 (Z it l h2, - X=
it - 1l d; - t2)) +
O
1i W~N K 0 , > t1 1
H
O
jące
wpływ
indywidualnych
charakterystyk
na
prawdopodobieństwo
(
s
)
ln
it
l
S
W
U
d
(
X
)
SSlnln
(0WW(,05,)5K)S W t t 1 O
K + (1 - Yit - 1)(1 - Yit )log(U2 (- Z it l h2, - Xit - 1litd-; 1t2)) O
2
3
p2i
0
danego
h2 przedstawia wpływ tych samych cha1 a wektor
P stanu,
L
P
) eLitTtrwania
ln((X1s itTln
)J X
N 1e=
it =
= 1, Ystanu).
Yit tego
1)Pr (Yit = 1 | Yit - 1
Pr (do
e
it l
l
it
rakterystyk
na
prawdopodobieństwo
U
+
h
d
log(
(
,
Y
Y
Z
X
it - 1 it
2
it 1
it - 1 ; t1))przejścia
1 e it
=
s it = Pr (Yit = 1 | Yit - 1 = 1) =
K
lnU(0,(5-) Z l h , X l d; - tPr))(Y+it - 1 =OO 1) U (Z l h , - X
e it + - K + Yit - 1 (1 - Yit )log(
2
it 2
it - 1l d
2
it 1
it - 1
1
e
s
1
it
it
log
(11,U2 (Zln
X ite-it)1l d, t1)
itl h
O =
, 5/
) K
lnL(0=
U (- X it - 1l d)
- (X
+ 0) O
h2,Pr
(Z1litdl)/
Yit1-=1|)YYitit-log(
i K+
1l d
=(1U
Yitit-=
1; |-Ytit2-))1 =
Pr(1(Y-it =
1U
X)e2itito-ln (1 -=e ite)/
ASD
e
o
1
K + (1 -/
O
/it l(h12,--Pr
YX
d;1t,2Y))it )log(
YitY-it1)(
- 11 -eY
1it)1l=
it(1 - sU
itYitit+
it 2 (- Z
e it
L
P 1 1=-0s)it
Przejście do statusu zatrudnionego na pełny etat: analiza empiryczna…
239
Model ten umożliwia uwzględnienie
„zależności
stanów”, tj. faktu, że prawy it - 1 * = X it 1l d + u i
dopodobieństwo posiadania danego
statusu
w roku
t
zależy od stanu z roku t – 1.
y it* = Z itl h1 + p1i
dla
Yit - 1 = 1
Zakładano ponadto [Cappellari 2000], że łączny rozkład składników
losowych ui,
*
y it = Z
dla
Yit - 1 = 0
itl h2 + p2i
g1i i g2i to trójwymiarowy rozkład
normalny:
p1i, p2i + N (0, 1)
Ru V
JR0 V
N
S iW
KS W 1
O
(3)
S p1i W~N K S 0 W, > t1 1 HO,
SS WW
K SS WW
O
p2i
LT0 X t2 t3 1 P
T X
JYit - 1 Yit log(U2 (Z it l h1, Xit - 1l d; t1)) +
gdzie:
K
t1– korelacja między prawdopodobieństwami
K + Yit - 1 (1 -posiadania
- Z it l h1statusu
, Xit - 1l d; - t1)) +
Yit )log(U2 (danego
w roku t – 1 i roku t, logL = / K
i K + (1 - Yit - 1) Yit log(U2 (Z it l h2, - Xit - 1l d; - t2)) +
t2– korelacja między prawdopodobieństwami
niebycia w danym stanie w roku
K
t – 1 i przebywania w nim w roku t,L+ (1 - Yit - 1)(1 - Yit )log(U2 (- Z it l h2, - Xit - 1l d; t
Pr (Yit = 1, Yit - 1 = 1)
t3 = corr(g1i, g2i) nie jest identyfikowalna.
=
s it = Pr (Yit = 1 | Yit - 1 = 1) =
Pr (Yit - 1 = 1)
Występowanie problemu warunków
U2 (Z itl hpoczątkowych
1, X it - 1l d, t1) można przetestować w na=
stępujący sposób:
U (X it - 1l d)
Pr (Yit = 1, Yit - 1 = 0)
H0(:Ytit1==1t|2Yit - 1 = 0) =
(4) =
e it = Pr
Pr (Yit - 1 = 0)
Przy powyższych założeniachUlogarytm
funkcji
będzie miał nad, - t2)
X it - 1lwiarygodności
2 (Z itl h2, =
stępującą postać:
U (- X it - 1l d)
J
N
l
1
K Yit - 1 Yit log` U2 ` Z it h1, X it - 1l d; t1jj +
O
1 - s it
K+Y
O
l
it - 1 ^ 1 - Yith log ` U2 ` - Z it h1, X it - 1l d; - t1 jj + O
ln (0, 5)
logL = / K
(5)
i K +^ 1 - Yit ln1(hsYitit) log` U2 ` Z itl h2, - X it - 1l d; - t2jj + O
K
O
K +^ 1 - Yit 1- 1h^ 1 - Yith log` U2 ` - Z itl h2, X it - 1l d; t2jjO
L
P
e it
0
5
(
,
)
ln
gdzie U2 – dystrybuanta dwuwymiarowego rozkładu normalnego.
ln (1 - e it)
Estymacja h1 odbywa się na podpróbce jednostek, które były w badanym stae it
nie w roku t – 1, natomiast oszacowanie
e it + 1 - s it h2 uzyskuje się na podstawie pozostałej
części próby.
/ Pr (Yit = 1 | Yit - 1 = 1) o - e / Pr (Yit = 1 | Yit - 1 =
ASD = e
/ Yit - 1
/ (1 - Yit - 1)
1.1.1. Warunkowe
prawdopodobieństwa
trwania
ASD = ^ 1/N h6/ Pr^ Yit = 1 | Yit - 1 = 1h - Pr^ Yit = 1 | Yit - 1 =
oraz wejścia ydo
* badanego stanu na rynku pracy
it - 2 = al X it - 2 + ni, ni ~N (0, 1)
*
Z założeń dotyczących rozkładów
błędów
wynika, że:
y it - 2 2
0
*
Pr(Yit = 1, Yyitit–-11 = 1) = U2(Zitlh1, Xit – 1ld; t1),
(6)
*
l
l
y 1 = [^ Yit - 2h c1 + ^ 1 - Yit - 2h c2 ] Z it - 1 + v i, v i ~N (0, 1)
Pr(Yit = 1, Yit –it1-=
0) = U2(Zitlh2, –Xit – 1ld; –t2),
(7)
y *it = [Yit - 1 Yit - 2 m1l + Yit - 1 (1 - Yit - 2) m2l + (1 - Yit - 1) Yit - 2 m3l
Można zatem podać konkretne definicje prawdopodobieństw bycia w danym
+ (1 - Y 1) Yit - 2 m4l ] O it + fi
stanie w roku t w zależności od stanu,it -w jakim
znajdowała się jednostka w roku
t12 = corr (ni, v i),
t – 1 [Cappellari, Jenkins 2002]:
t23 = corr (v i, fi),
t31 = corr (fi, ni),
y *im = blm X im + fim, m = 1, 2, 3.
*
1i ~N K 0 V, > t1 1
HON
RS p
W
O
ui VWW JKK RSS 0
1
W
t
t
1
Sp
2
3
0
O
2i
TS p1i XW~N LK ST0J WX, > t1 1 HPO
N
log(
Y
Y
SS WW
K SS K WW it - 1 it
O U2 (Z it l h1, Xit - 1l d; t1)) +
O
t
t
1
2
3
p
0
i
2
LT K +
240
l hit O
+ u+i
d1))
*lit=
U
-PYitNehrebecka
d
)log(
1
X Yit - 1 (Natalia
1lt
it; 2 (- Z ity
1, 1X
- 1lX
T X
+
*it =
1 d
+
X
u1liudi + u i
NO
1-*1y=
-X1X
1-l d
it*-it=
it logL = / JK Yit - 1 Yit log(U2 (Z it lyhity1-,itX
it - 1l d; t
1)) +
*
l d(+
=
+
p
dla
Z
OO1Yit - 1 = 1
y it - 1 * = X iti -KK1+
u i Yit - 1) Yit log(*U
d
t
;
1X
1i2)) +
*2 (Z*it l h2y,ititit-l 1hl1
l1hl+
l h1pi11+
1+
1Y=
it =
it=
i p
=
y itydanego
ZyZ
Z
dla
dla
YitY-it1-=
1dla
ititl h
itp
i
it1KK + Yit - 1 (1 - Ytrwania
OO1 = 1
h
it )log(U
2 (- Z itstanu:
11 warunkowe
prawdopodobieństwo
* 1, Xitl- 1l d; - t1))l +
*
+X
p2iti- 1 ddla
Zit ithl h2,2=Z
+Kp+1i(1 -dla
y it log
Yit1-U
t
)log(
;
Y
Y
Z
*
1=
it - 1)(
it*1
2y(it-=
2)) O Yit - 1 = 0
Litl=h1/
*
l
+
y=
L
P01 = 0
l hX
1Y=
it =
it=2h+
i p
y itU
ZyZ
YitY-it1-=
2p
ititl h
itp
i22+
i; - tdla
it0ldla
d)2dla
,Z21i K + (1 - Yit - 1) Yit log(
- 11
2)) +
O
(2Y(itZ=it l 1hp
,2Y
-21i it=
l h2 +
+
0
1
N
(
,
)
p
dla
y it* s= =
Z itPr
Y
0
iit, p
2i
it - 1 =Pr
=
=
=
=
(YitK 1 | Yit - 1 1) p1pi,1pi,2pi p2+i1i+
(+
01VZ
,N
it
p2-RN
,N
,=
)11it)()l0hJ,2R1, )2((i0V Xit - 1l d; t2N)) O
+
U
(
1
Y
(
Y
Pr
it - 1)(1 - Yit )log(
1
it
V0iVWJR V S 0 WN N1 N
P
RuRuVi V RuJRVJ0SRu
p1i, p2i + N (0,L1)
(8)
PrSi (WYWitS =Ki S1WKS,SY
W itW1W-K S110=
W K 1S1) WO O O O
itVl h1, X it - 1l dN, t1)
S
Ru V U2J(RZ
p1Wi ~
N K 0 ,=
sWit = PrS 0(Y
> t1 1 HO
1= 1 |l dY)it O- 1 = 1) = S pS1pi W1Pr
SN
S i=
N
i W~
K1iSitWK0K UW (itX
S 1 WHO1HO HO O
t,WK>1St101)W1,K>1t
~
~
(pY
>=
SSW01,N
it - 1
SS SS WW WWSS K SSWWKSSpWW 2WWi WK SSt WW LtS 0 W1O tO2 tO3 1 P
S p1i W~N K S 0 W,l> t1 1 l HO
U2K(SZ itW h1, X it - 1 dO, t1)
=3 t
YittXPrpi(2Yi it p=L2i 1L0T, 0
T031)2 X t3 1
SS e=WWit =
L2T102t
11 warunkowe
prawdopodobieństwo
stanu:
X JYP=it P- 1 YitPlog(U2 (Z it l h1, Xit
S 0(Y
W itt=
1t3|l Y1it - 1 = wejścia
0) = TpT2do
Pr
Xdanego
XPr
T(YTXJTXJ X=
2it p2i
U
d
(
X
)
J
)
0
1
L
P
1
it
l;dt
l hit2l1(h,Z
U
(Z
Yitlog(
K1 YitUlog(
T X
1Y
it-log(
1, itX
hit1-l,d1X
d+
))
YK itY-it1-Y
X
it
2 (2Z
itU
itlit;1t
11l))
T X
K
K
J
N
l
l
K
l
l
=
=
1
0
(
Y
,
Y
)
Pr
U
+
(
)log(
Y
1
Y
U
+
h
d
t
log(
(
,
;
))
Y
Y
Z
X
U2 (Z it hit -2,1- itX it - 1 d,2- tit2) 1 it - it1
it - 1
it
2 (1 it - 1
l
lh
)log(
(-U
Klog
Kit+
OU
itit 1h
1, itX
U
+K +
(11Y(it1--=
(itY
,ZX
Y
1)log(
Yit )log(
Z2Z
e=it = PrK(Yit = 1 | Yit - 1 = 0) =
/
LitY=
it(
i
11Y
2 (2L=
log
0) K +t1())
(=
Yl hL
(X 1l dY)it )log(Ulog
1X
it/
/
LPr
K=
K1,=
U
1
Y
+
Zlog
it - O
1) Yit log(
2 (Z
+
dUY
y it - 1 * = X it - 1Kl+
2 (itu
it/
it - 1Kl d;i -i1 (it1-K
l
(9)
lh
U
h,Z
(Z
,it-lX
it1log(
it2 2(
2hX
(1i(1K-+-Y(itY
)1Y) itY-log(
) YitUOlog(
1K-iti Ki +
itU
12 (2Z
2
logL =
K+
(ZKitl h2, - X it - 1l d, - t2)
1U2/
(
1
Y
+
+
t
Y
Y
X
it - O
1)(1 - Yit )log
i p
y it* = Z=
Y
dla
it - 1)
it log(
it - K1l d; -+
2))
K
1i (1 1 = 1U2 (Z it l h2, itl h1 +
it K
K
L it1-)(
+ (1 - Y
)(
(-U
1 - s it U (- X it - 1l d)
it )log(
1Y
UU
)(
1it -1-11)log(
YitY
Z2Z
i
2 (2L+L (1 L-+Y(it1-K + (1 O- Yit )log(
Pr (Yit
1
Y
Y
=
h102,+
y it* = Zln
dla
Y
0
it - 1)(
it )log(U2 (- Z it l h2, - Xit - 1l d; t2))
2
1
itl (
i
it
=
(
Y
,
Y
1
Pr
5)p
it
it
=
=
1
1
(
Y
(
Y
,
Y
Pr
Pr
s it = Pr (Yit = 1 | Yit - 1 P= 1it ) = it it - 1 ,
L
=Pr
|=
)==1) =
Pr
1Y=
it =
it 1=
=(ititYPr
=
s(itYsit=
s1Pr
(1=
Y|1it1Y
it(, Y
it1-)11=
Y
)itY-1it1-|=
Pr
1
s
s
(
)
ln
1Y=
it 1-(=
+ Pr
p1i, ps it2i =
N ((itit0Y,it1=
) 1 | Yit - 1 = 1) =
(Y(itYPrPr
Pr
it1=
1.1.2.
Implikacje
modelu
przejścia
między
stanami
na
rynku
pracy
l
l
U
h
d
t
(
Z
,
X
,
)
2
1
it 1
it - 1
Ru V ln
=
Yit (-Z
PrU(U
1l h
N
1J(RS00,VW5) 1
11,)itX
1l,d
it=
it 1-l, d
h
(
,
Z
X
X
)
2 (2Z
2l1h
1t
11l)d, t1)
itU
itlitt,i
S dla
W U
prawdopodobieństwa
stanie
U (X
O, t1)
==trwania
= U (w danym
it - 1l d)
eokreślenia
itl h1, X it - 1l d
itK2 S((Z
ln
l dX
1l)d
it 1-(
U (X X
U
- 1l d)
it it )
S p1i W=~N
K 0s itW,)> t1 1 HO
Pr (Yit
WW, 5()X it - 1l d) O modelu Markova I­. rzędu
SS WW przedstawionego
Dużą zaletą
1ln
K SS (0U
=
Y-it11-,
it =
(Y(0itYPr
(1Y,1Y
=
e it =jest
(Yit = 1 | Yokreśle)=
Pr możliwość
it,it=
1Pr
it -Pr
t
t
1
2
3
=
=
=
=
e
(
Y
|
Y
)
1
0
Pr
p
0
Pr
1
it
it
it
2i
=
=
=
=
=
=
=
=
1
1
0
0
e
e
(
Y
(
Y
|
Y
|
Y
)
)
Pr
Pr
1
itYit =
it, Yitit - 1 czasu
it0)it it - 1
L
P
e
(
)
1
ln
e
=
1
(
Pr
it
it
T
X
nia rozkładu
czasu
trwania
w danym
stanie
oraz
rozkładu
spędzonego
poza
T Xe it = PrJ(Yit = 1 | Yit - 1 = 0) =
1Y=
it 1-(=
(Y(itYPrPr
Pr
it0=
N
l
l
l
l
U)można
d, - t )
, - X it - 1nastę2 (Z it h2obliczyć
+
;2Yt(2itZ1(-))
2 (Z it h
1, X
it -Pr
1 dotoczenie,
5-) 1 Yit log(
ln (Ke0Yit, it1975].
=
1l h
nim [Boskin, Nold
JeśliUzałoży
się
stałe
t),2OZ
,it,-) t2) 2
lXhX
20
1l,d
it=
U(U
(,Z
X
2l2h
1-l d
1tl2d
itU
it2,-itit=
U))
(-+X it - 1Ol d)
=1999]:
elnit2(+
1itll dit,)log(
- tJenkins
U
he 2itits,)-it-1 (X1Ermisch,
(1Z
K[Böheim,
2)U2 (- 1Y
it+
dXU
;X
Y
Z it l h=1, XUitU
pujące statystyki
1(l1l)d
-l1d
(-(-itX
1t
- 1l d)
itit )
== / Ke
logL
1
= 0)
=
/
Y
Y
Y
(
|
(
1
Pr
Pr
l
it
it - 1 = 1l) 1
it = 1 | Yit - 1 O
itU (/
d
X
)
1
it
l
1 it1-i K+
it - 1) Yit log(U2 (Z it 1ho
2,1 d; - t2)) +
=(e1 - Ydanego
ASD
O
o
11 średni czas
posiadania
statusu:
,-eX
s/
it
/
Yit - 1
Y
(
)
1
1e it +K 1 - s it
s
1
1
it
it
1
s
O
it 1 - slit
l
- Pr
U)2 (- Z/
hPr
; t2)) P= 0)
Yit(-Y1it)(=11-|YYitit)log(
itln
(20, ,-5)X=it -11 |dY
1 -ASD
s it L+ (^11/
,ln
1-|1Y=itln-1ln
1 | Yitit--11 =
0h@ o
^ Yit =Pr
0, 5Pr
(10(=
,05)15eh)()1^)(YYitit =
e /N h6/ Prw danym
=
ASD =
(
Y
11 mediana
czasu
przebywania
stanie:
,
it = 1,oY
it - 1 =
s
(
)
ln
it (1 - Y
(0*(,Y5it) = 1 l| Yit - 1 =/
/
Y
)
1
1
it
it
=
=
s it =lnPr
)
1
s
(
)
ln
it
s
s
(
)
(
)
ln
ln
it
it
y it - 2 = a X it - 2 + ni, ni ~N (0Pr
, 1)
1)1
(*s it) = ^ 1/N h6/ Pr^ Yit = 1 | Yit(1-Y11it -=1 1=h lnASD
^ Yit = 1 | Yit - 1 = 0h@
ePr
it
11 średniU
czas
bycia
stanem:
,
, X0poza
, t1 )
2 12
-l h
2 (yZitit
it - 1l dbadanym
= 1 y **it - 2 = al X it - 2 + ni, ni ~N (0, 1e)ite it e it
ln (0, 5)
it - 1l d)
e y itU-(1Xprzebywania
(0(,05,ln
)5)(0, 5)
lnln
11 medianait czasu
poza danym stanem:
*
(1 - e ) ,
ln
y
2
0
=
=
(
Y
,
Y
1
Pr
2
it
1
it
it
*
ln (0,15)= [^ Yit - 2h c1l + ^ 1 - Yit - 2hlncln
)- 0ve)iit,)=v iit ~N (0, 1)
1Zln
(21l(](e)11it+
it
itee it = Pry *it(Yit 1 | Yit - 1 = 0) =
e it w danym punkcie
Pr (Yitw danym
11 prawdopodobieństwo
bezwarunkowe bycia
- 1e= 0) stanie
ln (y1*it - 1e it)
e2it) mit 2l +
eeit(+
l
+
m
y
Y
Y
Y
Y
Yits-it 1) Yit - 2 m3l +
[
(
1
1
1
2
1
1
it =
it
it
it
it
1it
U2 (yZ*eitlith2=
t21) - Y
, -[^X
it - 1l d, e
s
1
itl ]+
it +
+
e
e
s
s
1
1
it
it
it
it
l
+
+
c
c
Y
Z
v
v
,
h
^
h
1
2
1
2
2
1
it
it
it
it
i
i ~N (0, 1)
czasu:
.
=
/(1YPr
(Y = 1 | Yit - 1 = 1)
e it +*(11UsYititX-it1-)1Yl dit )- 2 m4l ] O it + fi
(/
/PrPr(o/
Y
(
|=Y1itit -|m=
(
Pr
1Y=
it =
/
/
Y
Y(
|1 Y
Pr
Pr
=
e
ASD
it
it1-)11)= 1)/
m=e2le+=(1e - Y=
y it = [Yit - 1 Yit - 2 m1l + Yit - 1 (1 -ASD
YASD
)ASD
3l +
it - 2=
it - 1)itYitit--21/
o-e
1 t12
= corr
(n(iY
, viti),
= 1 | Yit - 1 = 1)
/
/
1/
|YYYitit/
Pr
Pr (Yit = /
--1 1= 0)Yit -o1 - e o - e
/
it - 1 Yit - 1 o
+ (=
m4l ] O it + fi o - e
1 -e Yit - 1) Yit/
s itt
1 -ASD
-2Y
ASD
^ 1Y/N
h61/
^ Yit = 1 | Yit - 1 =
1=
)^1YPr
it - 1
(v i, fi),
Testowanie
zależności
stanów
23 = corr1.1.3.
=
=
ASD=ASD
N
Y
//
|=
1it Y
1
Pr
Pr
^/1N=
h1(6/
^ititY-Pr
h
^iY
1
it =
it
=
=
=
/
/
ASD
N
Y
Y
Y
1
1
1
1
/
|
|
Pr
Pr
6
6
^
h
^
h
^
h
^
h
it - 1
it - 1
, 5t)12=
ln (0ASD
=^corr
(6n/
i, vPr
i),^ Yit = 1 | Yit - 1 =* 1h - Pry^*itY
l
=
+
a
n
n
X
N
0
1
,
~
(
,
)
=
=
N
Y
1
1
0
/
|
@
h
h
2
2
it
i
i
1
it
it
*
*
=
t
f
n
corr
(
,
),
i
+
X
)(0, 1)
2y=
2przetestowanie
i,+
i~
=
y ity-it2-umożliwia
X
N
,2n
~n
(n0i(~
,01,N
)1hipo2Xl=
2-l+
-la
ita
it -ita
itn-in
in
i, N
Struktura
modelu
s*it)t31 = corr (v i fprzełączenia
ln (endogenicznego
*
23
* = al X it - 2i,+i),
y
2
0
n
n
y
N
0
1
,
~
(
,
)
2
it
*
2
it
i
i
*
*
l
=
+
=
b
f
y
X
m
,
,
,
.
1
2
3
im
m zależności
im
im stanów. Rozróżniamy
tezy o występowaniu
zależność
1
2y2
y ity-it2-2
0
2 2zagregowaną
it0-0
*
* t* = corr (fi, ni),
y
2
0
1
it
*
it y it -y 231
stanówe(ASD)
i rzeczywistą
zależność
stanów
(GSD).
ASD
jest
różnicą
pomiędzy
*
*
2
0
im
y ity-it1- 1y it - 1 *
) = blm Xposiadania
lny(*it0-,y51**im
= 1, 2, 3statusu
. * * *przez
im + fim, m danego
prawdopodobieństwem
jednostki,
które
znajdoy it - 1 = [^lYit - 2h c1l +
^ 1 c-lY
it - 2h c2l ] Z
y im G 0
[1^itY
1l +
1y=
1+
=
=
ch1itcl-1+2+
ch2itl-]2Z
y ity-it1-a prawdopodobieństwem
Y^itY1-itZ
[h^2Y
^Y
h^c1^1-it 22-h2Y
2]hZ
it[itc-it2l1-]+
itvi,v1i,
(1 *-y e*imit)2stanie
*
wały sięlnw owym
w poprzednim
okresie,
posial
l
=
+
m
y
Y
Y
Y
Y
1
[
(
)
=/
+
c13l(+
c
y it -L1 =
Y
Z
v
v
N
[^0Ywiti-log
1
]
,
~
(
0
,
1
)
^
h
1
2
1
1
it
it
it
it
it
*
2h U
2
2
1
it
it
i
i
*
*
X
n
;
),
i
l+
1nim:
1l2+
lpoza
it =
it 1-Y
it+
m)2itml-2+l2+
y ity=
y[ititY-=
YitYit-it-2-1m2Y1mlit1+
Y
[Y
[1okresie
1(it1-it)(m1(22YmitY
11-(1Y
1 (itY
2-)2Y
-e* it statusu
dania owego
przez osoby,
które w poprzednim
były
*
i
G
y
0
im
l
l
l
l
Y 1lit) Yit2 m
(1 Y-it 14 ] O it + fi
-32 m+
1 (1 - Yit - 2) m2 + (+
- [sYitit - 1 Yit -l 2 m1 + Yit e it +y it1=
+
1);+
)itY-it12-)m2it1Y4)m-litY
Y(itY1-it]4-O]2O
]fOi fiti + fi
1-)1Y
4itl +
itm+
n
X1(i33l (
i = (K i1 b1 X i1, K i2 b2l X i2, K i3 b+
=
U
X
/
n
L
w
(
;
),
log
3
i
i
l
t12==1 |corr
(n , v ),
+ (1 -/
YitPr
]O
4 Y
- 1()YY
- 21m|
it 1+=fi1)
/
(Y=
Pr
itit=
it te 12
corr
v(in),Yi, itv-i),1i =i 0) o . (10)
==
t12
t
corr
(itn(corr
, vi,i),
12
in
X21
e =i X12 = K i1 K i2 t21,
oASD =
/
/
Y
Y
1
(
) i, fi),
t23 = corr
t12n=
1v
it - (
ltX23=
=corr
(K(nbi, lvXi), , itK- 1b2l X i2, K i3 bt323
i3);
=t
f(i),
corr
i, i),
=
corr
v i, fi),
(v(corr
23
i,vf
Xi31 = Xi113 1= Ki1i3 K ii12 t31
,
==
ASD
Yit - 1 = 1h - Pr^ Yittbadanych
Yit -(f1 i,=n0i),h@
121|, heterogeniczności
1 |corr
/N X
Pr
^ 1corr
h6(/
^ Yjednak
itK= t
t23=
fi),K
v i, =
31
X=21
=
Ta miara
nie
uwzględnia
12
t31==t
corr
i, in
=
t31
corr
(f*(corr
),(if),i, nijednostek.
),
31
i,fn
= K ii31 K ii22 t32
X32l = X23
,
*
a corr
y it -t231=
X
-(2fi+
i, nK
i ~N (0, 1)
nniK
),
im = blm X im + fim, m = 1, 2, 3.
*y * = *bl yX
X=31
=itX
13 ,=
i3 i1 t31,
fim
,m
23,.13,. 2, 3.
lm mX
lm
=3)b
=im
++
bim
fim
f=
y im
X
m
,+
,1m
,12,,=
im
im=
=
P (Y1 = 1, Y2 = 1, Y3 = 1 | X 1, Xy2im, im
X
y *it -y2*im2
0 =lm X
y *im 2 0
+K
fim
X23im=
,m
*
X=
32 b
32,1, 2, 3. y *y *im
i3 K
i2 t=
2y01im
2, X
0 f1 2 0 ) =
im 0
l0b2
= P (X 3l b3 + f3 2 0, X 2l b2 + f2 2
1+
y *it -y1*imP2
y *im G 0
*
=
X
(Y01 = l1, Y2 = 1, Y3 = 1 l| X 1, Xy2*imy, *im
)
3
0 lG 0
G G0y im
*
* = P (X 3 b3 + f3 2 0 | X 2 b2 + f2 2 0, X 1 b1 + f1 2 0) #
K + (1 - Yit - 1)(1 - Yit )log(U2 (- Z it l h2, - Xit - 1l d; t2)) O
L
P
Pr (Yit = 1, Yit - 1 = 1)
=
s it = Pr (Yit = 1 | Yit - 1 = 1) =
Pr (Yit - 1 = 1)
241
Przejście
do1, statusu
na pełny etat: analiza empiryczna…
U2 (Z itl h
X it - 1l dzatrudnionego
, t1)
=
U (X it - 1l d)
1, Yitszansa
Pr (Ysię,
- 1 = 0)bycia w danym stanie
it = gdy
Rzeczywista zależność stanów pojawia
=
e it = Pr (Yit = 1 | Yit - 1 = 0) =
= 0) w poprzednim okresie,
Pr (Yit - 1stanie
w danym okresie zależy od faktu bycia w owym
U2 (Z itl h2, -indywidualnych
X it - 1l d, - t2) heterogeniczności (obserwowanych bądź
przy kontrolowaniu
=
(- Xznajdowania
nie). Na przykładUfakt
się w statusie niepożądanym na rynku pracy
it - 1l d)
1
może wpływać
na zmniejszenie motywacji, co powoduje, że jednostka, niezależ+ u i wyjścia z danego statusu
y it -ma
X it - 1l d szansę
1 - s it
1 *=
nie od posiadanych
charakterystyk,
mniejszą
*
ln (0, 5)Hipotezę zerową w teście
l
w przyszłości.
na
występowanie
dla rzeczywistej
y it = Z it h1 + p1i
Yit - 1 = 1 zależności
(
s
)
ln
*
it sformułować następującol [Cappellari, Jenkins 2002]:
stanów można
dla
y it = Z it h2 + p2i
Yit - 1 = 0
y it - 1 * = X it - 1l d + u i
1
+
p
p
0
1
,
N
(
,
)
1H
i :2ih = h .
(11)
e it
2
y it* = Z itlRh1 +
Yit -N1 = 1
V0 p11iJR0 Vdla
u
i
ln (0, 5)
W 1
W p NK S jednostek
*
O
dla
ydla
Z itlSSh2 +
Yróżnicą
GSDlnjest
uśrednioną
2i
it =wszystkich
it - 1 = 0między przewidywae it)
(1 p1i W~N K S 0 W, > t1 1 HO
nym prawdopodobieństwem
w danym
S Wstanie, pod warunkiem znajdowania
p1i, p2bycia
i +SS N (W
e it
W0, 1) KLS 0 W t2 t3 1 OP
pR 2okresie,
iV
R
V
się w owym
stanie
w poprzednim
prawdopodobieńJ
X N
T 0 WX 1 T Ja przewidywanym
e it + 1 - s it
S uistatusu
W
l d; t1)) +
K S na
U2 (Z it l h1, Xprzebywania
Y
it -O1 Yit log(
stwem posiadania danego
rynku
pracy,
pod
warunkiem
K HO/ Pr (Yit = 1 | Yit - 1 =it -01)
/
|NYK itS 0-W1, >=
Pr (YSitp=
t
~
1i W1
11)1
oK +
= e w poprzednim
-Y
ASD
eOit - 1 (1 - Yit )log(U2 (- Zoit l h1, Xit - 1l d; - t1)
poza tym
statusem
WW
SS /WWY K SS okresie:
/ (1 - Yit - 1)
t2 /
t3K 1 P
=
L
p2i it - 1Llog
0
T X
T
X
+
(
([email protected], -(12)
1
Y
Xit - 1l d; - t2)N
i
it
K
ASD = ^ 1/N h6/ Pr^ Yit = 1J|YYit it--1 Y
1h - Pr^ Y-it1)=Y1it log(
| Yit -U12=
1 =
itKlog(U2 (Z it l h1, Xit - 1l d; t1)) +
K
+ (1 - Yit - 1)(1 - Yit )log(U2 (- Z it l h2, - Xit - O1
+ ni, ni ~N (K0+, 1Y)it - 1 (Ldla
al X it - 2prawdopodobieństw
y *it - 2 = różnic
l h , X l da na; - t )) + O
1 - poszczególnych
Yit )log(U2 (- Z
Obliczanie
jednostek,
Prit (Y1it =it1-,1Yit - 1 =1 1)
/
=
L
log
*
K
O
20
it - 2uśrednianie
= Pr (Y =
=
1 | Y - 1 =U12)(heterogeniczności.
siit kontrolę
stępnie yich
umożliwia
indywidualnych
- (XYitit--11l d=
; -1)t2)) += O
Z it l h2, Pr
K + (1 -itYit - 1) Yititlog(
*
KU
O
y it - 1
l d, tY
- 1it)(
1,itX
1)it )log(U2 (- Z it l h2, - Xit - 1l d; t2))
- 11
itl hY
L+2((1ZP
*
=
y it - 1 = [^ Yit - 2h c1l + ^ 1 - Yit - 2h cU
Zitit--11l +
v i ~
]X
2l (
=0,11,)Yit - 1 = 1)
(YN
d) v i, Pr
it (
=
s it = Pr (Yit = 1 | Yit - 1 = 1) =
(YPr
=1)1, Yit - 1 = 0)
Y=
it -(1m
itl +
y *it =
Yit - 1 (1 - Yit - 2) m2l +modelu
[Yit - 1 Yit - 2 m1l +
(1 - Y Pr) Y
1.2.
Specyfikacja
trójrównaniowego
=
= it - 2 3
e it = Pr (Yit = 1 | Yit - 1 =it0-)1probitowego
l d , t1 )
Pr (Yit - 1 = 0)
U2 (Z itl h1, X it - 1przełączaniem
+ (1 - Yit - 1) z endogenicznym
Yit -=
2 m4l ] O it + fi
U (X
Uit2 (Z1litdl )h2, - X it - 1l d, - t2)
t12 = corr (ni, v i),
=
U (- X it1.1
- 1l d) Pr (Yit = 1, Yit - 1 = 0)
W tym t
punkcie
model przedstawiony w punkcie
zostanie rozszerzony o rów=
23 = corr (v i, fi), e it = Pr (Yit1= 1 | Yit - 1 = 0) =
Yit -dwa
Pr (się
1 = 0)
nanie przedstawiające stan, w jakim jednostka znajdowała
lata wczeit X it - 1l d, - t2)
t = corr (fi, ni), U2 (Z it1l h-2,sśniej. Do31modelowania
przejścia
z jednego
statusu do innego pomiędzy trzema
=
*
0
(
,
) it - 1l d)
ln
= 1U
fim, m stosowany
35.X
, 2(,latami, yt im– =
2, bt lm– X
1 im
i t,+będzie
model probitowy tworzony w czterech
ln (s it)
1
etapach:y *im 2 0
1
1
s
it
11 wyznaczenie
w roku t – 2, w celu rozwiązania problemu waruny *im G 0 stanu osoby
ln (0, 5) e it
ków początkowych,
L = / w i logU3 (nln
i; X
(s),it) ln (0, 5)
11 określeniei stanu osoby w roku t(1– od statusu, w jakim znajdoe it)
ln 1 w zależności
1
wałansię
ona
w roku
t
–
2,
l
l
l
bit3 X i3);
i = (K i1 b1 X i1, Kei2 b2 X i2, K i3 e
it
11 określenie
stanu
osoby
w roku
t
w zależności
od statusu, w jakim znajdowała
+
e
1 - s it
it
X21 = X12 = K i1 K i2ln
t21
(0,, 5)
się ona w roku t – 1 i t
–(12,- e )
/ Pr (Yit = 1 | Yit - 1 = 1) o - e / Pr (Yit = 1 | Yit it
X31 = X13 = K i3 Kln
31,
i1 t
=e
11 wyznaczenie korelacji międzyASD
specyficznymi
efektami trzech przedstawionych
e
/ Yit - 1
/ (1 - Yit - 1)
it
X32
= X23 = K i3 K i2 t32,
wyżej
procesów.
e it + 1 -ASD
s it = ^ 1/N h6/ Pr^ Yit = 1 | Yit - 1 = 1h - Pr^ Yit = 1 | Yit - 1
Analogicznie
w poprzednim
że w okresie t – 2 jednost=
P (Y1 = 1,jak
Y2 =
1, Y3 = 1 | X
, X 2, X 3)założono,
1punkcie,
/
* Pr (Yit = 1 | Yit - 1 = 1)
it = 1 | Yit - 1 = 0)
l
=
+
a
n
n
y
X
,
~N (0, 1e)/ Pr (Ystanie
2
2
it
it
i
i
=
e
ASD
o
ki charakteryzują
skłonnościami
na
litb-1przebywania
= P (X 3l b3 się
+ fukrytymi
+ f1 2 0) o=-w danym
, X 1Ydo
3 2 0, X 2l b2 + f2 2 0/
/
(1 - Yit - 1)
1
*
rynku pracy (oznaczonymi jako y it - 2 )2o następującej
postaci:
0
= P (X 3l b3 + f3 2ASD
+hf6/
b1 1+|fY1 it2
0 | X=2l^b12/N
0^, X
) #1h - Pr^ Yit = 1 | Yit - 1 = 0h@
2 2Pr
Yit1l=
- 10=
*
y
1
it
,
(13)
+ f1 2 0) #
# P (X 2l b2 + f2 2y *it0-|2X=il ba1l X
* it - 2 + ni, ni ~N (0, 1)
l
l
=
+
+
c
c
y
Y
Y
Z
v
1
[
]
^
h
^
h
1
2
1
2
2
1
it
it
it
it
i, v i ~N (0, 1)
# P (X 1l b3 + f1 2y *it0) .2 2 0
*
y it = [Yit - 1 Yit - 2 m1l + Yit - 1 (1 - Yit - 2) m2l + (1 - Yit - 1) Yit - 2
e1
y *it - 1
+ (1 - Yit - 1) Yit - 2 m4l ] O it + fi
e = > e 2 H ~U3 (0, I 3*)
y it - 1 = [^ Yit - 2h c1l + ^ 1 - Yit - 2h c2l ] Z it - 1 + v i, v i ~N (0, 1)
e3
t12 = corr (ni, v i),
*
=
= 0) =
(Y = 1 | Y
S pe2iitW = Pr
LT0 Xit t2 t3 1it -P1
Pr (Yit - 1 = 0)
T X
J
N
Z2it)l h1, Xit - 1l d; t1)) +
1 YX
2 (t
it log(
U2 (Z itKlY
hit2,-,it - 1l dU
O
=
l d)Yit )log(U2 (- Z it l h1, Xit - 1l d; - t1)) +
KU
O
+(Y-it -X1 it(-11logL1= / K
O
242
Natalia
Nehrebecka
i K + (1 - Yit - 1) Yit log(U2 (Z it l h2, - Xit - 1l d; - t2)) +
O
1 - s it K
l h2, - Xit - 1l d; t2)) O
+
U
(
)(
)log(
(
1
Y
1
Y
Z
it
1
it
2
it
ln (0, 5) L
P
gdzie:
=
=
1
1
(
Y
,
Y
)
Pr
1
it
it
s
(
)
ln
= –
=
(Yit = 1osoby,
| Yit - 1 = 1) =
Pritindeks
i = 1, …,s itN
Pr (Yit - 1 = 1)
1
Xi
– wektor zmiennych niezależnych opisujących i-tą osobę oraz jej
eU
it 2 (Z itl h1, X it - 1l d, t1)
gospodarstwo domowe,
=
ln (0,U5)(X it - 1l d)
a
– wektor parametrów.
Pr (Yit = 1, Yit - 1 = 0)
ln (1 - e it)
= pewną nieob= 1osoby
0) = w danym stanie przewyższa
e it = Pr (Yiti-tej
| Yit - do
1 =bycia
Jeśli skłonność
Pr (Yit - 1 = 0)
e it
serwowalnąeU
być równa zero), to osoba ta znajduje się w da1 ititwartość
l hs2it,(która
- X it -może
(Z
2+
1l d, - t2)
= na rynku pracy. Przyjęto oznaczenie Yit – 2 dla zmiennej zero-jedynkonym stanie
/ Pr (Yit = 1 | Yit - 1 = 0)
U/
d) 1 | Yit - 1 = 1)
(-Pr
X it(Y
- it1l =
e i-ta osoba znajduje sięo w - edanym stanie (Y it – 2 = 1, ojeśli
ASD = czy
wej wskazującej,
1
/ Yit - 1
/ (1 - Yit - 1)
y*it – 2, oraz
Yits it– 2 = 0 w pozostałych przypadkach).
1ASD = ^ 1/N h6/ Pr^ Yit = 1 | Yit - 1 = 1h - Pr^ Yit = 1 | Yit - 1 = 0h@
Następnie
prawdopodobieństwo, że osoby znajdujące się w danym
)
ln (*0, 5rozważono
y it - 2 =t a–l X
1)
~N (0,stanie
- 2 + ni, ni w tym
itpozostaną
stanie w okresie
2
także w okresie t – 1. Niech y*it – 1
ln *(s it)
będzie ukrytą
i-tej osoby do pozostawania w danym stanie pomiędzy
220
1 y it - skłonnością
*
t – 2 i t –e1,
następującym
wzorem:
ity itdaną
-1
0
5
(
,
)
ln
*
(14)
y it - 1 = [^ Yit - 2h c1l + ^ 1 - Yit - 2h c2l ] Z it - 1 + v i, v i ~N (0, 1) ,
ln (*1 - e it)
gdzie:
y it = [Yit - 1 Yit - 2 m1l + Yit - 1 (1 - Yit - 2) m2l + (1 - Yit - 1) Yit - 2 m3l +
e it
Zi
–ewektor
m4l ] O it + fi opisujących i-tą osobę; jest to subwektor
Ys it - 1) Yit - 2niezależnych
-zmiennych
it++(11 Xi, czyli wszystkie zmienne umieszczone w Zi znajdują się również w Xi,
/ (Prni(, Yv iit),= 1 | Yit - 1 = 1) - e / Pr
(Yit = 1 | Yit - 1 = 0)
t12 = corr
c1, c2 –ASD
wektory
c1 zawiera parametry obrazu= e nieznanych parametrów; owektor
o
/ (1 - Yit - 1)
t23 =
corr (indywidualnych
v i, fi),/ Yit - 1 charakterystyk na prawdopodobieństwo
jące
wpływ
trwa= corr
= 1 |samych
ASD
Yit - 1 = 1h -wpływ
Yit - 1 =charaktery0h@
Pr^ Yit tych
^ 1/N(stanu;
hf6i/
^ Yit = 1c| przedstawia
=
t31danego
, niPr
),wektor
nia
2
*
l
+
a
n
ystyk
X
N
0, ,21przejścia
(
ity-*2 =
it - 2 +
i, ,nm
i ~=
na
prawdopodobieństwo
do tego stanu.
l
=
b
f
X
1
, )3.
im
m im
im
*
*
y
2
0
ity- 2 2 0
im etapie specyfikowano prawdopodobieństwo przebywania w danym
W trzecim
*
*
y
ity- 1 G 0 t. Niech ukryta skłonność do pozostawania w danym statusie
statusie w czasie
im
będzie dana
wzorem:
=/[^w
+i;^X1),- Yit - 2h c2l ] Z it - 1 + v i, v i ~N (0, 1)
y *itL- 1=
Yiitlog
- 2hUc1(ln
3
*
y it = [Yiit - 1 Yit - 2 m1l + Yit - 1 (1 - Yit - 2) m2l + (1 - Yit - 1) Yit - 2 m3l +
ni = (K i1 b1l X i1, K i2 b2l X i2, K i3 b3l X i3);
(15)
+ (1 - Yit - 1) Yit - 2 m4l ] O it + fi ,
X21 = X12 = K i1 K i2 t21,
gdzie: t12 = corr (ni, v i),
X31 =błąd
X13 =
K i3 K i~N(0,
1 t31, 1),
fi
t23 =–corr
(v ilosowy
, fi),
X32–=wektor
X23 = Kzmiennych
Oi
i3 K i2 t32, niezależnych opisujących i-tą osobę. Jest to
t31 = corr (fi, ni),
zmienne
umieszczone w Oi znajdują
= 1, Y2 = 1X
= 1 |wszystkie
P (Y1 subwektor
X 1, X 2, X
, Yi,3czyli
3) =
lm Xrównież
y *im = bsię
m =, 1, 2, 3.
im + fim,w X
= P (X 3l b3 + f3 2 0, Xi 2l b2 + f2 2 0, X 1l b1 + f1 2 0) =
m1, m2, m3,ym*im42–0wektory nieznanych parametrów; wektor m1 zawiera parametry ob= P (X 3l b3 + f3 2 0 | X 2l b2 + f2 2 0, X 1l b1 + f1 2 0) #
y *im G 0 razujące wpływ indywidualnych charakterystyk na prawdopodobień+ f2 2 0danego
+ f1 2wektor
# P (Xstwo
| X il b1stanu;
0) # m2 przedstawia wpływ tych sa2l b2 trwania
L = / w i logU3 (ni; X),
charakterystyk
na prawdopodobieństwo przejścia do tego
f1 2 0) .
# P i(Xmych
1l b3 +
wektor
m
przedstawia
wpływ tych samych charakterystyk na
l
l
ni = (Kestanu;
b
b
X
K
X
K
,
,
i11 1 i1
i2 2 3 i2
i3 b3l X i3);
prawdopodobieństwo
przejścia
do tego stanu pod warunkiem przee=
e 212H ~=UK
3 i1(0
X21
=>X
K,i 2It3)21,
w tym samym stanie w t – 1 i poza nim w t – 2; wektor m4
ebywania
313 = K i3 K i1 t31,
X31 = X
przedstawia
wpływ tych samych charakterystyk na prawdopodobieńf1 = C 11 e 1,
X32 = Xstwo
K i3 K i2 t32do
, tego stanu pod warunkiem bycia poza tym stanem
23 =przejścia
f2 = C 21 e 1 + C 22 e 2,
= 1 |w nim
P (Y1 =w t
X 1, Xw t
1, Y–2 1=oraz
1, Y3bycia
)=
– 32.
2, X
f3 = C 31 e 1 + C 32 e 2 + C 33 e 3,
= P (X 3l b3 + f3 2 0, X 2l b2 + f2 2 0, X 1l b1 + f1 2 0) =
P (Y1 = 1, Y2 = 1, Y3 = 1 | X 1, X 2, X 3) =
= P (X 3l b3 + f3 2 0 | X 2l b2 + f2 2 0, X 1l b1 + f1 2 0) #
= P (X 3l b3 + f3 2 0, X 2l b2 + f2 2 0, X 1l b1 + f1 2 0) =
# P (X 2l b2 + f2 2 0 | X il b1 + f1 2 0) #
Przejście do statusu zatrudnionego na pełny etat: analiza empiryczna…
243
Przedstawiony model umożliwia uwzględnienie zależności stanów, tj. faktu, że
wpływ charakterystyk gospodarstwa na prawdopodobieństwo przebywania w danym statusie zależy od stanu z roku t – 1 oraz t – 2. Hipotezę zerową w teście na
występowanie „rzeczywistej zależności stanów” można sformułować następująco
[Cappellari, Jenkins 2002]:
H0: m1 = m2 = m3 = m4
(16)
Zakładam ponadto, że łączny rozkład składników losowych ni, oi, fi to trójwymiarowy rozkład normalny o następujących niezależnych korelacjach [Cappellari,
Jenkins 2002]:
t12 = corr(ni, oi),
t31 = corr(oi, fi),
t23 = corr(fi , ni),
(17)
gdzie:
t12– korelacja pomiędzy nieobserwowalnymi zmiennymi wpływającymi na stan
początkowy, w którym znajduje się jednostka, oraz na warunkowy stan
w okresie t – 1,
t31– korelacja pomiędzy nieobserwowalnymi zmiennymi wpływającymi na stan
początkowy, w którym znajduje się jednostka, oraz na warunkowy stan
obecny w okresie t,
t23– korelacja pomiędzy nieobserwowalnymi zmiennymi wpływającymi na stan
w okresie t – 1, w którym znajduje się jednostka, oraz na warunkowy stan
obecny w okresie t.
Hipotezę o egzogeniczności warunków początkowych w okresie t – 2 można
przetestować w następujący sposób:
H0: t12 = t31.
(18)
Jeśli hipoteza zerowa nie zostanie odrzucona, to nie ma problemu warunków
początkowych; badany status w okresie t – 2 może zostać potraktowany jako egzogeniczny.
Hipotezę o egzogeniczności warunków początkowych w okresie t – 1 można
przetestować w następujący sposób:
H0: t12 = t23.
(19)
Jeśli hipoteza zerowa nie zostanie odrzucona, to nie ma problemu warunków
początkowych, badany status w okresie t – 1 może zostać potraktowany jako egzogeniczny.
Natomiast hipotezę o łącznej egzogeniczności warunków początkowych można przetestować w następujący sposób:
H0: t12 = t23 = t31.
(20)
Jeśli hipoteza zerowa nie zostanie odrzucona, oznacza to, że status, w jakim
znajdowała się osoba w roku t – 2, t – 1 jest łącznie egzogeniczny. Wniosek ten
Pr (Yit = 1, Yit - 1 = 0)
=Y(^1it1-/N
hit6)/
= ^ Yit = 1 | Yit - 1 = 0h@
= 1 |ln
=
=^ Yit = 1 | Yit - 1 = 1h - Pr
0) Pr
e it = Pr (YitASD
1e
1
Pr (Yit - 1 = 0)
*
e it
= aleX
it - 2 + ni, ni ~N (0, 1)
litd-2X
U2 (Z itl hy2it, , -s t2)
- 11
e itit +
it
*
ln (0, 5) =
y(it-- X
01l d)
22
U
it
244
Natalia
Nehrebecka
/
/ Pr (Yit = 1 | Yit - 1 =
Pr (Yit = 1 | Yit - 1 = 1)
ln (1 - e it)
o-e
1
y *it - 1 ASD = e
/ Yit - 1
/ (1 - Yit - 1)
e it
1 - s it
*
l
= [^ Y=
+
c
c
Y
Z
v
v
1
]
,
~
^
h
- 21h/N
1l +
2
2
1
it - 1 ASD
it
it
it
i
i
e it + 1 - sże
it wejścia do ybadanego
implikuje,
statusu
i wyjścia
z niego
mogą
zostać
wyesty=
=
/
^
h6 Pr^ Yit 1 | Yit - 1 1h Pr^ YitN=(01, 1|)Yit - 1 =
ln (0, 5)
*
mowane za/pomocą
*=
m20l +
(11-| Yit - 21)=
/
1 |y itYit=-y[1Y
) (1 - Yit - 1) Yit - 2 m3l +
Prln(Y
PrY(Y
2m
1l +
it -11)Yit it it 1=
(sitit)=probitu.
it - 2 =oa
-l Xe it - 2 + ni, ni ~N (0, 1)
ASD = e
o
/ Yit+- 1(1 -y *itY-it2-21)0Yit - 2 m4l ] O/it +
(1f-i Yit - 1)
1
1.2.1.
wiarygodności
=121=| corr
ASD = ^ 1/N he6it/ Pr
1funkcji
^ Yit tZdefiniowanie
*Yit -(1n=
),- Pr^ Yit = 1 | Yit - 1 = 0h@
i, v ih
y
it - 1
*
(0, 5)ni ~N (logarytmu
al X it -ln
y it - 2 =uproszczenia
W celu
funkcji wiarygodności wprowadzono na2 + ni, zapisu
*, 1) (v i, fi),
t23 =0ycorr
it - 1 = [^ Yit - 2h c1l + ^ 1 - Yit - 2h c2l ] Z it - 1 + v i, v i ~N (0, 1)
1
e
(
)
ln
it
*
stępujące
y it - 2 2 0oznaczenia: t31 = corr
fiit, -n1i),Yit - 2 m1l + Yit - 1 (1 - Yit - 2) m2l + (1 - Yit - 1) Yit - 2 m3l
e it
y *it = ([Y
*
*
y
e it + 1 - s ity im =+b(lm
it - 1
(21)
fim, m = 1, 2, 3. X im
Yit+
1- 1) Yit - 2 m4l ] O it + fi
l
+
c
y *it - 1 = [^ Yit - 2h c1l + ^/
Y
Z
v
v
N
]
,
~
(
,
)
1 y-*im
0
1
(itY-0it2h= 21 | Yitit--11 = 1i ) i / Pr (Yit = 1 | Yit - 1 = 0)
Pr2
tzmienną
n , v ),
=e
- e= 1, jeśli y* > 0, natomiast
ASDnastępującą
o
12 = corr (binarną:
im
*
l
/YYit -it -2)1m2li + i(1 -YoYim
= [Yit - 1 Yit +
+- Yit - 1)
m
y *itZdefiniowano
Y
(
2 1
2 m3(l1
- 1 G10it
it - 1) Yit -/
y
im
*
t23 =żecorr
(v f ), losowe f mają wielowymiarowy
Yim = 0, jeśli y im G 0. Założono,
składniki
= 1 i|, Yiit - 1 = 1h - im
/Nit h+6/
Pr^ Yit = 1 | Yit - 1 = 0h@
^ Yit U
+
m
f
Y
Y
(
1
4l^]1O
it - 1)ASD
it - 2 =
i Pr
=
/
L
w
), 0. Macierz
log
3
i
i;nX),
rozkład normalny
o wartości oczekiwanej
wariancji–kowarianti31 = corr ((fni,równej
i
*
ni, ni ~N (0, 1)
it - 2 +
= corr (n
iy, itvi),2 = al Xjako
cjit12
rozkładu
(oznaczona
V)
* przyjmuje wartości równe 1 na głównej przekątlmi1X, K
b1bl X
b2flim
X,i2m
(yK
, K=i3 b13, l2X, i33.);
imi1=
imi2+
*
2 0 ni =znajdują
nej;
główną
się korelacje tjk = tkj, j, k = 1, 2, 3.
= corr
t23 poza
(v i,y fit i),2przekątną
*
2=0logarytm
X21 =y im
X12
K i1 K i2 t21
,
*
powyższych
funkcji
wiarygodności będzie miał
= corr
t31Przy
(fiy, itn-i),1 oznaczeniach
*
G
y
0
=
=
X
X
t
K
K
,
im
następującą
postać:
*
=, m
+ ^ 1 -i3Yit i-1 2h31c2l ] Z it - 1 + v i, v i ~N (0, 1)
[^ Y=it -3112,h2c, 13l.13
it -f1im
y *im = blm X imy +
=
n,i; X),
L
=
=wKi log
X
X
3 (32
23/
i3 KU
i2 t
y *im 2 0
(22)
y *it = [Yit - 1 Y32
it - 2 m1l +i Yit - 1 (1 - Yit - 2) m2l + (1 - Yit - 1) Yit - 2 m3l +
=
=
=
=
P
Y
Y
Y
X
X
X
1
1
1
(
,
,
|
,
,
)
2 b l X 3, K b l X
1
2
3
+ (1 - Yit - 1) Yit1n
m4l(]KO
1 fii1
i1it +
i2 2 i2, K i3 b3l X i3);
gdzie:
-i2=
y *im G 0
l
l
=
+
+
b
f
b
f
P
X
X
X 1l b1 + f1 2 0) =
2
2
0
0
(
,
,
3 =
3 X 3 = K K2 t2 , 2
wL
),21
12
i1 i2 21
i –
=optymalne
X),(ni, v iX
/ w i logtU123wagi,
ni;corr
(=
Uj – dystrybuanta
j-wymiarowego
+
f3 =
X31
2K0i3normalnego,
|KXi12tl b312,+ f2 2 0, X 1l b1 + f1 2 0) #
3l b=
3rozkładu
i
X
X13
t23 = corr (=
v i,Pf(i),
l
nn
i i =
,
= (K i1 b1l X i1, K i2 b2l X#i2P
b
X
,K
);
32+
i3 l b
i3 f2 2 0 | X il b1 + f1 2 0) #
X
=
X
X
tdla
corr (fi, j,n(ik
),232
23 = K i3 K i2 t32,
31 =
KX
=
2Y
–
1
każdego
=
1,
…,
3,
=
=
X
t
K
K
,
ik21
ik12
* i1 i2 21 # P (X 1l b3 + f1 2 0) .
==11,1dla
= 3;
Pf(im
Y,1m=
Y,22=
X 1 , X 2, X 3) =
1 |natomiast:
lm X, im
+
y im = bX
,j3=
.1, Y
X zawiera elementy
gdzie
X
1,3 2,
X31 = X13 = K* i3 K i1 t31jk,
e 1 jj
= P (X 3l b3 + f3 2 0, X 2l b2 + f2 2 0, X 1l b1 + f1 2 0) =
y im 2 0
=UX
e 221H ~
(0=
, I 3K)i1Ki2t21,
3 12
X32 = X23 = K* i3 K i2 t32,e = >X
=
P (X 3l b3 + f3 2 0 | X 2l b2 + f2 2 0, X 1l b1 + f1 2 0) #
y im G 0
e
X313
= Ki3Ki1t31,
P (Y1 = 1, Y2 = 1, Y3 = 1 | XX1,331X=
)=
2, X
Pi; (eXX
#
L = / w i log
(n11
2l b2 + f2 2 0 | X il b1 + f1 2 0) #
=3X
f1 U
C
,
1),
= 0X, X
t320.) =
l b1K+i3K
= P (X 3l b3 + f3 2 i0, X 2l b2 + f322 2
f1i22
231=
+
f
P
X
#
(
1l bC
3 22
1, 2 0) .
=
+
f
C
e
e
2
21
1
2
Kfi22b2
1b
2l X i2, Kl i31b+
3l X
i|
i21,+
= Maksymalizacja
f1i3);
P (X 3l b3 +nfi 3=2(K
X12llXbwiarygodności
2oszacowania
0funkcji
0) #
trójrównaniowee 1 0, X 1 bwymaga
f
3 = C 31 e 1 + C 32 e 2 + C 33 e 3,
=
=
X
t
K
K
,
12
1
2
21
i
i
l
go
Jeżeli
model
został
prawidłowo
wyspecyfikowany,
uzy+Xf21
+
b
f
P (X 2l b2 probitowego.
X
# modelu
2
2
#
|
)
0
0
2
i 1 e =1 > e 2 H ~U3 (0, I )
3
=
=
=
=
P
Y
Y
Y
X
X
X
1
1
1
(
,
,
|
,
,
)
1
2
3
1
2
3
skane
estymatory
będą
efektywne. Funkcja wiarygodno=
= K i3 Ki asymptotycznie
,
i1 te31
f31
# P (X
) .13zgodne
0X
1l b3 +X
12
3
l
l
=
+
b
f
b
f2 2 0, X 1lnormalnym:
b1 + f1 2 0) =
P
X
X
2
0
(
,
ści w tym
przypadku
opiera
się
na
trójwymiarowym
3
3
3
2
2 +rozkładzie
e1
X32 = X23 = K i3fK
, e 1,
1 i=
2 tC
3211
l
l
+1fe|3 X
P (f1X2, 3Y=b3=
2 0 22
|X
2, b2 + f2 2 0, X 1l b1 + f1 2 0) #
e = > e 2 H ~U3 P((0Y, 1I 3=) 1, Y=2 =
, 2X
1 +1,CX
3 C 21
2e
3) =
l
l
+
+bfe1+,2f 0)2#0P) (=
e3
b
f
b
P
X
X
X 1l b3 + f1 2 0) =
#
2
0
(
|
2
2
2
1
l
l
= P (X 3 b3 + f3 f2
X 231be21 + fC2322e 20+
0, C
, X1C
3=
1l33
13
1
f1 = C 11 e 1,
= P (e 3 G (X 3l b3 - C 32 eY2 0-=
G
C 31
)1,/C
(23)
, |X0e3)2)#
be1X1+
fX13322
3 , X1
1l|
f2 = C 21 e 1 +=CP22(eX2,3l b3 + f3 P2(Y01|=X12l,bY22+=f12 ,2
=
l
l
G
G
b
b
X
C
e
C
e
X
C
#
(
)
/
,
/
)
2 P
21
1 f 22
l b31+
2 0, X 1l b1 + f1 2 0) =
+ f312
# P (X 2l b2 + f2 =
2 02 (|XX3lib
2001, )X#2l b12 +1 f2 11
f3 = C 31 e 1 + C 32 e 2 + C#33Pe 3(,e 2 G (X 2l b2 - C 21 e 1) /C | e 1 G X 1l b1 /C 11) # P (e 1 G X 1l b1 /C 11
# P (X 1l b3 + f1 =
2 P0)(X
. 3l b3 + f3 2 0 | X22
2l b2 + f2 2 0, X 1l b1 + f1 2 0) #
P (Y1 = 1, Y2 = 1,eY3 = P1 (|XX3l1b, 3X+2, fX3 32
)=
l
f21l2
2(X
0,fX222b20+| X
0)1l=
, Xf11l b21 +
1
b10+
b3 + f1 2 0) =
# P (X 2l b2 +
0)f#1 P
l
l
l
= P (X 1.2.2.
+
=
f=
b3 2P(+
f 3I23G)2X02,lX
b
f
XU
2
)
0
3 b3 +eDekompozycja
32
2=
1
1
1
macierzy
kowariancji
błędów
0(=
,fCholesky’ego
l
l
> e 20H,~
=33 | e 2 G
GC
b13))/C
X31
2, ef21 1 e
-2Cb32
P (e 3 Gb2(,Xf32l bG3 X
l bP2(+
= P (X 3l b3 + f3 2e 30 | X=
fe1*2 X 1l b1C+
2C
0)31#e *1) /C 33) #
2 2 0l,b
f3(fG
Równanie
(I.25) zawiera 2nieobserwowalne
G
b32 -3C-21zmienne
X 2(lX
e32
e 1 G X 1l b1 /Cktóre
1) /C
22, warunkowe,
11) # są ze sobą
ff12=
1,1l b1 + f1 2 0) # P (X 1l b*3 + f1 2 0) =
# P (X 2l b2 +Jednakże
2C011|eXjeśli
skorelowane.
udałoby
się
znaleźć
dobre
przybliżenie
dla rozkładów
l
# P (f#2 PG(e(X
2 b2 - C 21 e 1) /C 22) #
2 G (X 2l b2 - C 21 e 1) /C 22 | e 1 G X 1l b1 /C 11) # P (e 1 G X 1l b
=
+
f
C
e
C
e
,
2
21
1
22
2
l
= P (e 3 G (X 3 b3 - C 32 e#2 e 1X
) /1C
l b331 /|Ce112 )G= Q 3 # Q 2 # Q 1,
fP131
P (C
X+
(G
3l b3 + f3 2 0, X 2l b2 + f2 2 0, X 1l b1 + f1 2 0) =
=1)C/C3122e,1e+
C
e
C
3e
32
2
33)e#
3,
l
G (X 2l b2 - Cf21
G
b
X
C
/
1 1
11
X11l b1=/C
11
f
P
(
3 G X 2l b2, f2 G X 2l b2, f1 G X 1l b3) =
X 2,)X#3)P=
1=
2 = 1, |Ye
3 1=
*| lX
Ge1X
b1,/C
C 121, eY
# P (e 2 G (X 2Pl b(Y
(*e 1 G X 1l*b1 /C 11) .
222
l b=
(1X) /2C
21)1/C122 11
P (Cf21
3 G (X 3l b3 - C 32 e 2 - C 31 e 1) /C 33) #
*
++nfi, i ni ~N (0, 1)
X4itl ]it + (w1 Yity 1)2Y=
it -a2l m
it
y *imO2 2
0
L =/
i logU3 (ni; X),
*
y it(-n2i, 2
ti 12 = corr
v i),0 y *im G 0
ni = (K i1 b1l Xyi1*it,-K1i2 b2l X i2, K i3 b3l X i3);
t23 = corr (v i, fi), L = / w i logU3 (ni; X),
245
zatrudnionego na pełny etat: analiza empiryczna…
X21 = XPrzejście
= Ky *iti1-do
t21
K statusu
[^,Yit - 2h c1i l + ^ 1 - Yit - 2h c2l ] Z it - 1 + v i, v i ~N (0, 1)
= corr
t31 12
ni),
(f1i,i2=
X31 = *X13 = lKy *iti3 =
t31
K Y
, niti -=2 m(K
i1 b1l X i1, K i2 b2l X i2, K li3 b3l X i3);
- Yit - 2) moszacowania
2 + (1 - Yit - 1) Yit - 2 m3l +
itf= 11,l 2+, 3Ybędzie
y im = bmfunkcja
X imi1[+
.it - 1 (1 wymagać
im1,Ym
warunkowych,
wiarygodności
jednowymiaroX
=
t
K
K
,
X32 = *X23 = K
t
K
,
21 = X12
1
2
21
i
i
3
2
32
i
i
+ fi
1 - Yit -jednak
1) Yit - można
2 m4l ] O itprzybliżyć
wej całki.
warunkowe rozkłady?
y im W jaki
2 0 + (sposób
= 1(n|X
=iCholesky’ego
P (W tym
Y1 =* 1celu
X
, Y =121,=Y3corr
311,=XX
3 K i1 t31,
2,13X=
3) K
dekompozycję
macierzy kowariancji błęi, v i),
y im G 02 trozważono
l
=
X
K
,
dów:
= P (X 3l b3 + tf3232=0corr
=
b
f
2
X
0
, X 2l(bvX
)
32 f
230,=
322
i31K+
i2 t
2+
2
1
1
L = / w i logU3 (ni; Xi,),fi),
=2 2
1, Y0=2, X=
1b,1YCeelC,
, X 2, X 3) =
=
+
f3312=0corr
bi,2(nY+iE(ffl)
f1 12| 0X)1#
P
X
(
| X(2flP
1f
3=
3l b3 i+ t
V1l=
(24)
),
l
l
l
n
b
b
X
K
X
K
X
,
,
);
1
1
2
2
2
3
3
3
i l= (K i1 b
i
i
i
i
i
l bm30+
=1 +
f
P (ffX1 32
+
# P (X 2 b2 + fy2*im2=0b|lmXXil b
#
)
gdzie:
3 2 0, X 2l b2 + f2 2 0, X 1l b1 + f1 2 0) =
= 1, 2, 3.
im
im,
X21l b=+Xf12* =
K
, (X 3l b3 + f3 2
21Cholesky’ego
i1 K i2 t
C–
macierz
dla0macierzy
=
f2 2 0, X 1l b1 + f1 2 0) #
P
| X 2l b2 +V,
# Pdolnotrójkątna
2
0
(X
)
.
1 3
1
y im 2 0
eX131 = X13* = K i3 K i1 t#31P, (X 2l b2 + f2 2 0 | X il b1 + f1 2 0) #
y im G 0
K i2 t#32IP,3 (jest
ee== > eX232
jednostkową 3×3.
(0=
, I 3K)i,3gdzie
H~=UX
3 23
bmacierzą
3 + f1 2 0) .
U3 (X
ni1;lX
w i log
),
eP3(Y1 = 1L, Y=2 /
=i 1, Y3 = 1 |e 1X 1, X 2, X 3) =
f1 = =
C 11Pe(1X, l b
l2X2
bf2U
(fK
1 b0
1l,eX
2H ~
3l1X+
i21l,b
i3);
iI313bl)b
+
f1 2 0 ) =
X=
>Ke22i+
,X
3 i2(,0K
3 ni3 =
3 i2
Z powyższego
wynika,
że:
f2 = =
C 21Pe(1X+lX
C
e
,
22
2
eb3i22 t+21f, 2 2 0, X 1l b1 + f1 2 0) #
=|KXi12lK
12 0
3 b321+=f3X2
=
f
C te311,,
+
f3 = #
C 31
e
C
e
C
e
,
1
1 +l X
32
2
33
3
13 0=| K
+ f1 2 0) #
b1i111
P (X 2 b231+=f2X2
Xii3lK
=
f
C
e 1,+
P (Y1 = 1, Y2l X
(25)
=
=
=22 e 2,
Y
X
X
1
1
,
|
,
2
21
3
1
3) C
23 0=
# P (X 1 b332+=f1X2
) .K i3 K i22t, 32X
lb
e 2Xf+
C
,
= P (X 3l b3e 1+ P
+=1f,C
f3(Y
21 0=, X12,lYb2f23=
2330e)3=
X 1C
01, +
31 e
2Y2
X3211,+
3 =1|
21, X 3) =
lP
X 2f,1X23)0=
1, Y
1, X|01X
= P (eX=
+1 f= 2
f3UP2
bf2(Y
0,2X=l 1b,1Y2+32f=102
I332)+
(003|,l bX
H~
3l b>3e 2+
3(X
l)b1#1, +
=
)=
3 2 20, X 2l b21+ f
gdzie:
e
l
l
l
3 f2 2 0 | X 1l =
l
l
+
+
b
f
b
f
b1 + f1 2 0) =
2
2
P
X
X
X
0
0
(
,
,
+
+
+
=
b
b
f
b
f
#
2
#
2
P
X
P
X
0
0
(
)
(
)
3
3
3
2
2
2
1
2
2
1
1
1
3
1
Cjk – jk-ty element
= P (macierzy
X 3l b3 + fC.
3 2 0 | X 2l b2 + f2 2 0, X 1l b1 + f1 2 0) #
f
1 = C 11le 1,
01 |2X02)l b#2 + f2 2 0, X 1l b1 + f1 2 0) #
(31Xe031l)b
= P (e 3 G (X 3#b3P-fP
C2
C+i33
e22 fG
l bf|13 +
b2e 2+=
(XC2l32
|/3X
2dekompozycji
Dzięki
przeprowadzonej
Cholesky’ego
równanie (25) można
=
+
f
C
e
C
e
,
2
21
1
22
2
l b20l1)b/.C
G (Xzapisać
/C1l22b,3e+
2+
2 2 0 | X 1l b1 + f1 2 0) # P (X 1l b3 + f1 2 0) =
2l b2 - Cnastępująco:
21
1#G
1X
11)f#
teraz
fP1X(2
# eP1)(X
f = C l e 1 + C 32 e 2 +
C (ee33G
, (X 3l bl 3 - C 32 e 2 - C 31 e 1) /lC 33 | e 2 G
# P (e 23 G (X31
X 1 b1 /C 11) # P (e 1 G X 1 b1 /C 11) .
/CP2233
| e1 G
1 21 e 1)=
2 b2 -eC
=
=
=22, e 1 G X 1l b1 /C 11) #
P
Y
Y
Y
X
X
1
1
(
,
,
|
,
,X
1=1
2
3
1
((02X,2
2Il3b0)2, X
-1C
e 13)f)/1C
3G f
l b221
b2U+
2 0) =
P (X 3l b3 + f3 e2=0>, eX22Hl~
1+
= P (X 3ll b3 + ef33 2 0l , X 2l b2 +Gf2l 2l b0, X
1l b1 + f1 2 0) =
= P (f3 G X 2 b2, f2 G X 2 b#2,Pf(1eG
b23) =
2 X 1(X
2 - C 21 e 1) /C 22 | e 1 G X 1l b1 /C 11) # P (e 1 G X 1l b1 /C
C3112e 10*, | X 2l b2*+ f2 2 0, X 1l b1 + f1 2 0) #
13 =
= P (X 3lfb
+
f
2#0, X 2l b2 + f2 2 0, X 1l b1 + f1 2 0) =
X 331l be31)+/Cf33
= P (f3 G (X 3l b3 - C 32 e 2 P
-(C
3)
= fC2212e 10*+
f22 +
C122l be12,+ f1 2 0) # P (X 1l b3 + f1 2 0) =
X
(X 2l b
|
# P (f# P
(26)
/CP22()f3#G X 2l b2, f2 G X 2l b2, f1 G X 1l b3) =
2 G (X 2l b2 - C 21 e 1)=
=
+
+
f
C
e
C
e
C
e
,
3
31
1
32
2
33
3
l
= P (e G (X b - C 32 e 2 f- C
*
*
31 e 1) /C 33 | e 2 G
PQ
( 23 #GQ
(X
# P (f1 G X31l b1 /C311)3= Q=
3#
1, 3l b3 - C 32 e 2 - C 31 e 1) /C 33) #
=
=
=
=
P
Y
Y
Y
X
X
X
1
1
1
(
,
,
|
,
,
)
1
2
3
1
2
3
l
l
G (X b - C 21 e 1) /C#22P
, e(1fG GX(1Xb1l/bC 11
)# *
X 1l b1 /C 112 2
2
2 2 - C 21 e 1) /C 22) #
l
l
=
+
+
b
f
b
f
P
X
X
2
0
(
,
, X 1l b1 + f1 2 0) =
3
3
3
2
2
b=
P (Ce 2 Ge *()X
e 1()f/1CG22X|1el b
X1121l)2
/C
2l b2 - C#21P
1 G/C
10
Q113 )##QP2 (#e 1QG1,X 1l b1 /C 11) .
(X 2l b#2 1
21 1 /C 22
f32 +
2 f02|2X02l,bX21+
, X01l)b=
1 + f1 2 0) #
l b1f2+2f102
+ Pf3(X
P (X 3l b3 =
23l0b,3X+2Xl b
e 1*Zmienne
11
1l bsię
1 /Cw powyższym
e, które pojawiły
wzorze, mają rozkład standardol f22 +
f2 2 0, f|1XG1lX
b1 +3f) 1=2 0) # P (X 1l b3 + f1 2 0) =
= P (f3 i są
G# XPze
Gnieskorelowane.
bsobą
2(lX
22, b
wy
Pierwsze
dwa warunkowe prawdopoC 21 e 1*1)l/bC
(XX22llbb22e 2* normalny
22
=(P
be3*2 C
ee2*1)-/Cprawdopodobieństwa
(3el bzatem
3 3G-(X
332
32
31) e#1) /C*33 | e 2 G *
*lzapisać
=
G
f
P
X
C
C
(
dobieństwa
jako
bezwarunkowe
*C33
3można
31
0h =
Pr^ Yit = 1 | Yit - 2 = 1, Yite-11 = 1h = Pr^ y it 2 0 | y it - 1 2 0, y it - 2 2
*1) /Czmiennych
l
l
określone
na
podstawie uciętych
pochodzących
ze
standardowego
G
b
G
b
X
C
e
e
X
C
#
(
,
/
)
2
2
21
22
1
1
1
11
* e 1) /C 22) #
f
P
#
(
2 G (X 2l b2 - Ce21
= Pr^ O itnormalnego:
m + fit 2 0 | Z it - 21 c + v it - 1 2 0, X it - 2 a + u it - 2 2 0h =
rozkładu
l bZ
G X2 a
ev21it/G
C1 Q
(X
) /C , |-eX
/C 11) . *
2=
2Q21,2eu1#
1l b1 /C 11) # P (*e 1 G X 1l b
C111
#
)Pr
3=
2f1-G#
2
OXitPm1(l,b
Pr#
^ fP
it (
= 11, Yit = 1h = Pr^ y it 2 0 | y *it 1- 1 2
1c
0, y it - 2 2
| Yitit-Q-212222
^Y
itit it - 1 h
=
=
l bf2it2
Pit 0u,itX-22l b2
(X1 32
,hX 1l b1 + f1 2 0) =
3+
3 12
2+
c
a
Z itf=
X
,
X 1l bPr
^ v11
- 20
1 /C
Pr^ O it m + fit 2 0 | Z it - 1 c + v it - 1 2 0, X it - 2 a + u it - 2 2 0h =
U3(^XO2litbm2, t2
Z=itC-P
lb
1(c
2la
21
322h, f1 G X 1l b3) =
it X
f1*,3)XG
b,Pr
X,, f31
2t
2t
e
C
/
21
22
O it;m, v it - 1 2 - Z it - 1 c, u it - 2 2 - X it - 2 ah
^2f, itG
=
=
*
*
U
c
a
t
Z
X
,
,
^
h
2
1
2
32
it
it
*
l
=
G
f
b
P
X
C
e
#, u it - 2 2 - X it - 2 ah (27) =
(
(
/Cit 33
2ev
3
3
3
32
2
1)Z
Pr
^
1 31
e1
- 1) c
it -C
= 0h =m, *Z
Pr^ Yit *= 1 | Yit - 2 = 0, Yit - 1 U
1c
Cit21 e 1) /itC-22
# P* (f2 G (X 2*l b2 3-^ O
) ,#X it - 2 a, t31, t21, t32h
e2 *
=
;
^
= Pr y it 2 1 | y it - 1 2 0, y it - 2 2 0hU
=2 ^ Z it - 1 c,* X it - 2 a,*t32h
X 11l b, 1Y/itC-111 )==1Q
Q^2y#it 2
Q 10, | y it - 1 2 0, y *it - 2 2 0h =
3 #Pr
| (Yfit1-G2 =
Pr^ Yit =#1 P
h=
Yit0-, X
Y+
^ Y+it v=it -1 1|1
h =0h =
= Pr^ O it m + fit 2 0 | Z it -Pr1 c
2 =
1 it=
it -u
- 201
it -02,a
l bf1 /itC211 0 | Z it - 1 c
1+
=fPr2^ O
+
m
v
itX
it - 1*2 0, X it - *2 a + u it - 2 2 0h =
*
Z it^ -y it1 c2, u1it |- y2 it1
X it0-, y2ita-h2 2 0h =
Pr^ it - O it m, v it - 1 1=-*Pr
12
-=2 ah
=
O
, v21it Pr
lb
^ fvit(2
- 1 c, u it - 2 2 - X it it mC
X
e1 1c1),2
/uCit2222 Z it1
a
1
Z
X
Pr
^
1
2
2
it
it
it
=
+
f2it 2
20X
| ithZ-it2-a1hc + v it -=
Prit^-O1 c
1 1 0, X it - 2 a + u it - 2 1 0h =
it m
* ^ v it - 1 2=
Z
u
,
Pr
it
U3 ^ O it m, -e 1Z it - 1 c, - X it -Pr2 ^af, -2t31, - t21, t32h
=
U ^ O m, Z
c, X
ait, t , tO it, mt, v ith- 1 1, - Z it - 1 c, u it - 2 1 - X it - 2 ah
f(2X1G3, Y
#33) #
eC
Ce322
(=
(bX
/X
-bC
P1(#,fY
eC2121
C
212),31
3P2G
1)))/=
P (PY(1=
|32X
,-X
33 2= 1
P (P
Y1(f=
1, Y2
=
f=
3 G X 2l b2, f2 G X 2l b2, f1 G X 1l b3) =
=
3 G X2
*
l
l
G
f
b
=
#
#
P
X
C
Q
Q
Qf1,1 2 0) =
(
/
)
-21lC*b21
#XP
e 1)f/2C2
(bf32+Gf(31X2
11
2b#
2 b
2,1X
*223)
l
l
=
+
+
P
X
0
0
(
,
3
2
1
1
=
+
= P (f3 G (X 3l b3 - C 32 e 2 - C 31 e 1) /C 33) #
=P
f33lGb3(X
P ((X
lG
l11
bf1X3/C12
f311+
b01 /|CX
=2 +
#XP
Q 3f#
Q 20#
Q1l1b, 1 + f1 2 0) #
(bX
11*2)l b
l
=
2
P
X
(
,
3
2
l b3(X
=P
+
P((fX23G
# P (f2 G (X 2l b2 - C 21 e* 1) /C 22) #
#
246
Nehrebecka
bf22 C021| eX1)1l/bC122+ Natalia
(12X/+
X
C
2l 11
12llb
l
b
f
b
+
f
=
#
2
2
#
2
P
X
P
X
0
0
(
)
(
)
1
1
3
1
#
# P (f1 G X
1l b1 /C 11) = Q 3 # Q 2 # Q 1,
f12lGb2X+
#P
P ((X
1
lb
e 1*2(X
-3lCb21
e 1*C
C 22
(eX32G
) /32
G
=
P
e
C
e
C
e
(
)
/
|
3
2
31
1
33
2
G
=
P
e
X
(
(
X 1l b1*/C 11*
3
X l b /C
gdzie
ucięte
standardowe rozkłady normalne, z gór-1 1 11
e i e2 mają
C 1*)e/1C
) /22C 22, ejednowymiarowe
1 G X 1l b1 /C 11) #
l b221l b-2 C
G
C
(GX(2X
21 e21
l b22l b-2 C 21
(X(2X
*
*C e* )/C * . Oblicze*
nym ucięciem
odpowiednio
w punktach
X11hlb=1/C
=
=
Y
Y
y
1
1
0
|
,
Pr
11^ yi (X
2lb
2| –
10, y22
^Y
1b2
- 2 2 0h =
itb=ite-)2/C
it -G1 X
itP2
it -l21
it
* P (ee22 GPr
l
l
G
b
#
#
X
C
e
C
e
X
C
(
|
/
)
(
/
)
.
2 2
21 1
1
1 1
11
1
1 1
11
22 a gdy
e 1 Q jest stosunkowo
nie
proste,
przyjmie
wartości #
e * P (e 2 G (X
*się pewne
* konkretne
*
1 ^ Y= =
^ 1y2
h= 1
+
f
+
=
2
O
v
X
u
0
0
,
Pr
=
=
2
Y
1
1
0
0
0
|
,
|
Pr
^
h
-X11ch
itY,mitXit +
it=
it f
it y-it2-a1 +
it,-y2it 2
2l b
-Z10
- 2 02
it f
it|2
it22
*(X Pr
l
l
b
+
f
b
+
=
2
P
0
0
,
)
3 można
3
3 również
2 obliczyć
2
2 Q i Q
1 , 1a tym
1 samym także całkowite prawdopoi e 2 , to
eP2*(X 3l b3 + f3
-v3itZ-it1-*2
O0it|mZ
Xuitit--22*a2
, vitit--11c22
, ,uXit it--2* 22
^ f+it f2it h 0h =
1 c0
=f3Pr
m
+
a
+
2
OPr
^X
itl b
l
l
dobieństwo
wielowymiarowe.
G
G
G
=
f
b
f
b
=
P
X
X
(
,
,
)
=
=
2 21 =1 1h =1 Pr3^ y it 2 0 | y it - 1 2 0, y it - 2 2 0h =
Pr^ Yit = 1 |2Yit 2- 2 2=
=
Pr^PY(itf3=G1X|2
- Z*itZ-it1-c1,cu,itu-it2-2
- -itX-it2-a2hah
Prit^1mv,,itYv-*itit1-2
Pr^ fit 2 - O
1 22 2X
l
=
f
G
b
#
P
X
C
e
C
e
C
(
(
)
/
)
3 it m +
321.2.3.
32 Metoda
2 1cc, +
31 it
1
33
= Pr=
+ u it - 2 2 0=h =
^O
=
X
it^ O
it U3f3Pr
t23102
tt2ita
3G
,X
,maksymalizacji
21
32
itit-=P
Pr(^fO
-1 Z itX-it1vsymulacyjna
c,2-ua1it,2
X
it m(+
^ vitit0m-,|1ZZ2
-h2 ;ah
=
*
funkcji
wiarygodności
l
G
b
# PPr(f^2fU
#
X
C
e
C
(
)
/
)
m
c
a
2
2
2
O
v
Z
u
X
,
,
h
2
2
21
1
22
1 - 1 c, ita
- 1- 2 ,at
-32
it
it Uit2it t
^Z
# PPr
(f^2fitG2
(X,2th32h it - 2 =
31 , 21
it - 2 X,itt
= = 3 ^ O it m, Z it - 1 c,itX
=
;h
c
a
2
2
Z
u
X
,
Pr
1^1
1
2
2
it
it
it
Estymatory
w trójrównaniowym
modelu
probitowym
można
uzyskać
=
=
=
=
Y
Y
0
0
|
,
^1^Y
h
lvbititU
2
1
it
it
=
# P (f1 GPr
#
#
Xparametrów
Q
Q
Q
/2C
)
,
111
3
2
1
Pr
Z it - 1 c, X it - 2 a, t32h
# P (f1 G X 1^
*całkowania
* , lub
U
m=
cit,-1X
a
ty21
t2=
Z1^ity|-*it1Y2
,Pr
, itt2
,=
htechnik
zaXpomocą
symulacyjnych. Najczęściej sto- U3 ^ O it m,
3 ^O
2310
32
itnumerycznego
it=
h
=
=
2
y
0
|
,
Y
Y
0
0
,
Pr
l
^
h
1
it
it
2
1
it
b
C
/
11
1
1
=
;
X 1l b1 /C 11
=
U2*^ Z
, t* 32hprawdopodobnie symulacja Geweke-Hajiassisowaną techniką
- 1 c*, X it - 2 ajest
itsymulacyjną
U2
^ y21
h=
v it - 1 1 0, X it - 2 a + u it - 2 1 0h =
Pr
Pr=
^1*O
1 c0+
it e2
C
(X 2l b=2 )1/itC|m22y+it -fit1 2 0,|y itZ-it2-2
(X 2l b2 - C 21
liou-Keane
0, Yit - 1 =1991;
0h = Hajivassiliou 1990; Keane 1994, s. 95–116;
| Yit - 2 =[Geweke
Pr^ Yit = 1 (GHK)
=
Y
1
|
Pr
^ it
, vitit--11c1+-vZ
Pr
h 0h =
1 c,0u, X
it 2 it it -it 2-1
*
+
+Xuituzyskanie
2O0it|m*Z
Pr
^O
11
2 ait m^ f
it it--2 2a1
e 1* =
*=
* fit 2003].
Cappellari, Jenkins
Symulator
ten
pozwala
na
wartości
e
=
1
*
^
h
= Pr y it 2 1 | y it -Pr
12
- 2-2
= Pr^ y it 2 1
c u,itu-it 2-1
- XX
v 0v-,ity1-it1
Z it0Z-it1=
it -it 2-a
Pr^ flosowanie
1 12 12hah
- 1, c
it 2 - O it^m,itze
i e 2* poprzez
standardowego
rozkładu
normalnego
z górnym ucięe 2*
=
=
= Pr^ O it m +UfPr
c1itc+
+atu
2vitit0m-,|1-Z
1
vcit,X
01
2a
-u1it -31
ititt
Z
, 1,*X
,-h 0*h =
3it^ O
22a
21it,-t2321
it 1=
Pr^ O it m +
1
Z
X
^
h
2
it
it
*
ciem
w wyżej
opisanych
punktach.
Następnie
rekurencyjnie
oblicza
wielowymia^ 2yait1
=
=
2
Yit^ f=it =
1 |-YO
1-,1YU
1-1h1cc
0X
|it y-it2-a1h 2 0, ,y it - 2 2 0h =
Pr^Pr
Pr
2 ,=
1ZZ
it it -m
2
1
v
u
,
Yit^ f=it 12|Pr
^
it
it
it
it
t
X
,
,
^
h
2
2
32
it
it
Pr
- Xwartości
U3 ^ O it m, - Z it - 1 c,dla
t31, .-Proces
t21, t32h =
it - 2 a, -z Q
rowe
obliczenia R razy,
= prawdopodobieństwo
Sit -a2lha + upowtarza
=
,
= Pr=
m=
+
fititc
+
=
2
2
2
Z
v
X
0
0
0
|
,
^ O itm
h
1
1
u
X
,
Pr
1
1
2
it
it
^ vY
l
1
2
2
it
it
it
+Y
m1ituzyskanych
(1 -, tY32ith- 2) m2 +wartości prawdopodobieństw,
it - 1 YU
it 2-^2Z
= Pr^ O itPr
m+
^
- 1 c, itX-it1- 2 aw symulacji
a następnie, na podstawie
fOit +
m
c
a
2mit(,2
2
O
v
Z
u
X
,
,
Prm3^^=
h
U
c
a
t
t
t
Z
X
,
,
,
,
1
1
2
2
it
it
it
it
it
h
1
2
31
21
32
itY
it
it
f
2
Pr
l
l
^
U
m
O
,
l
l
it
^
+
m
m
Y
Y
Y
Y
1
1
+it -Y2it -31 (1 (- Yit - it2)-m12) +it - 2 ,4 , =
3
it 1 Yit -it 2-m11)arytmetyczna.
obliczana
jest-średnia
=
=
c-, u2ita-, t2 32
2h- X it - 2 ah
Pr^ v itU
Z
X
,
1 it
-21^2
it 1c
it--Z
Pr^
Wartości
zmiennych
l3 (+1 (-1 Y
l4 , rozkładów normalnych możcl12losowych
Yit1)-Y2)it + (1c-=
-z uciętych
m+
Yit(- it2)-c
it Y
1l2) Y. it -od
2 mgóry
c
t31Y,itgeneratorów
t-212), mtl232+
O1itYm
Z2itm-l11wykorzystaniu
Xitit--12(a1,h
=UY3 it^ +, Y
it, U
O
^
=
m
Y
Ymit, 3
it
1
it
*dzięki
nam=uzyskać
liczb
losowych
z rozkładu
jedno;
+
Xl1 1itc
uaiti ,-t232
+
c = (yU
Y
Y
1dit)itc) chl2 .
-,1(lX
1^ Z
it =
2=
it2- 2l
l
+
+
m
m
Y
Y
Y
Y
1
1
(
)
(
)
,
U12)
1
2
3
1
2
4
it
it
it
it
stajnego* na przedziale jednostkowym na jednostkę interwału danych, a następnie
+ (1 - Yit d+
yitit=
Xitit--21l=
u
- 11=
iit - 1 = 0h =
Y
Y
Y
0
|
,
Pr
^
Pr^ Y = 1 |
obliczenie
[Stern 1997].
c = (Yit -funkcji
cl2 dystrybuanty
(1 - Yit - 2)do
.
2) cl1 + odwrotnej
c = (itYit - 2) c
*
=*Börsch-Supan
0h = wymieniają najważniejsze zalety symulaPr^ y *it 2 1 l| y *iti Hajivassiliou
- 1 2 0, y it - 2 2[1993]
=
Pr^ y * 2 1
y it - 1 = X it - 1 d + u i
y *it - 1 =itX it tora
GHK
dla modeli
= Pr
+ fit 2 0 | Z itwielowymiarowych
1 0h =
^ O it mw kontekście
- 1 c + v it - 1 1 0, X itrozkładów
- 2 a + u it - 2normalnych
= Pr^ O it m +
z uciętą
m, v it - 1 1 - Z it - 1 c, u it - 2 1 - X it - 2 ah
Pr^ fzmienną
it 2 - O itzależną:
Pr^ fit 2 =
=
11 =symulowane
prawdopodobieństwa
- nieobciążone;
X it - 2 ah
Pr^ v it 1 1 - Z it - 1 c, u it - 2 1są
Pr^
11 uzyskane
(0, 1);
- Z it - 1 c, - X it - 2 a, -należą
U3 ^ O it m,prawdopodobieństwa
t31, -do
t21przedziału
, t32h
U
O
3 ^ it m, ,
11 =symulator jest
funkcją parametrów
modelu.
=
U2ciągłą
^ Z it - i różniczkowalną
1 c, X it - 2 a, t32h
GHK wielowymiarowego rozkładu normalnego spisuje się
= Yit - 1 Ysymulator
m Ponadto
it - 2 ml1 + Yit - 1 (1 - Yit - 2) ml2 +
m = Yit - 1 Yit lepiej niż inne metody symulacyjne, co zostało pokazane w wielu artykułach (np.
+ (1 - Yit - 1) Yit - 2 ml3 + (1 - Yit - 1) Yit - 2 ml4 ,
+ (1 - Yit - 1)
Hajivassiliou, McFadden, Ruud [1994]). Symulator GHK jest także bardziej efekl
l
=
+
c
c
c
Y
Y
1
(
)
(
)
.
2
1
2
2
it
it
c = (Yit - 2) c
tywny pod względem wariancji estymatora prawdopodobieństwa, niż inne symu= X itjak
+u
y *it - 1takie
latory
np.
symulatory
acceptance-rejection [Nandi 2004, s. 131–142] lub
- 1l d
i
y *it - 1 = X it symulator Sterna [Mariano, Schuermann, Weeks 2000].
Należy jednak pamiętać, że nieobciążoność symulowanych prawdopodobieństw nie przekłada się na nieobciążoność logarytmów takich prawdopodobieństw, które z kolei służą do obliczenia logarytmu funkcji wiarygodności. Jednakże takie obciążenie staje się nieistotne, jeśli liczba powtórzeń rośnie wraz
z wielkością próby [Hajivassiliou 1997].
1.2.4. Warunkowe prawdopodobieństwa
Przyjęte założenia pozwalają na zdefiniowanie prawdopodobieństw bycia w danym stanie w roku t, w zależności od stanu, w jakim znajdowała się jednostka
w roku t – 1 oraz t – 2:
= P (f3 G (X 3lGb3(X
-2C
-21Ce311)e/1C) 22
e2 C
/C, e331)G# X 1l b1 /C 11) #
l b322 f
2
P
X
X
0
(
,
*2l b2 + f2 2 0, X 1l b1 + f1 2 0) =
3l b3 +
3
b2P-(eC2 21
# P (f2 G (X 2l#
) /2C
l b222 )-#C 21 e 1) /C 22 | e 1 G X 1l b1 /C 11) # P (e 1 G X 1l b1 /C 11) .
Ge(1X
l
=
f
b
f
G
P
X
X
(
,
3G
2
2
2
2l b2, f1 G X 1l b3) =
# P (f1 G X 1l bP1 /(C
Q 2 # Q 1,
) = Q3 #
X11
3l b3 + f3 2
* 0, X 2l b*2 + f2 2 0, X 1l b1 + f1 2 0) =
l
G
=
f
b
- C 31 ena1)pełny
# analiza empiryczna…
P
X
C
e
(
(
/C 33) etat:
3
3
3
32
2
247
Przejście
do
statusu
zatrudnionego
X 1l b1 /C 11
= P (f3 G X 2l b*2, f2 G X 2l b2, f1 G X 1l b3) =
l
G
f
b
#
#
P
X
C
e
C
(
(
)
/
)
* 2 2
21 1
22
C(22
(X 2l b2 - C2 21 e=
1) /P
f3 G (X 3l b3 - C 32 e *2 - C 31 e *1) /C 33) # 3
11 warunkowe
trwania
l
G
b
=
#
X
C
Q
Q
/
)
* # P (f1prawdopodobieństwo
1 1
11
3
2 # Q 1, danego stanu na podstawie rówe1
# P (f2 G (X 2l b2 - C 21 e *1) /C 22) #
nań* (13,
14,
15):
l
e 2 X 1 b1 /C 11# P (f1 G X 1l b1 /C 11) = Q 3 # Q 2 # Q 1,
*
2l b2 - C 21 e 1) /C 22
1,11Yit - 1 = 1h = Pr^ y *it 2 0 | y *it - 1 2 0, y *it - 2 2 0h =
Pr^ Y(X
it = 1 | YitX- 2l b=/C
1 1
*
= Pre^1 O it m + f(itX2
0 | Z it - 1 c* + v it - 1 2 0, X it - 2 a + u it - 2 2 0h =
2l b2 - C 21 e 1) /C 22
*
e
2
Pr^ fit 2 - O*it m, v it - 1 2 - Z it - 1 c, u it - 2 2 - X it - 2 ah
(28)
e1
=
=
- Pr
Z it1-, Y
X it^-y2*ita2
, u1it=
=^ v1it|*-Y1 it2
Pr^ YitPr
h 0 | y *it - 1 2 0, y *it - 2 2 0h =
h=
1c
- 212
2 =
-it 2 c, X
U3 ^ O it m, Zeit+
ait, t31
, t+21v, itt-321h2 0, X it - 2 a + u it - 2 2 0h =
- 1fit 2 it
0-|2Z
1c
*
*
*
= = Pr^ O it mPr
=
=
Y
Y
1
|
, Y1 itc-, u1;it=- 21h2=-Pr
^
2
it
it
U
c
a
t
Z
X
,
,
^
2
1
2
32
it
it
X it^-y it2 a2h 0 | y it - 1 2 0, y it - 2 2 0h =
Pr^ fit 2 - O it m, v it - 1 2 - Zh it1=
Y
,2
Pr^ Y=it = 1 | YPr
h0,=
2v it=
1fit
-Z
it -^Pr
=
mit+
201 c
|u itZ-it2-2
^-O0
1 c-+
Xvitit--21a2
h 0, X it - 2 a + u it - 2 2 0h =
1 it
it=11 warunkowe
prawdopodobieństwo
wejścia
do
danego
stanu
na
podstawie rów*
*Pr^ f 2 m, t
O
v0ith31-=
Zhit - 1 c, u it - 2 2 - X it - 2 ah
= Pr^ yU
2
y *ititt32
, 1t2
^ O1it|my, itZ
-it1-2
it 32
1itc0, ,X
21,-22it a
=
nań (13,
= 14, 15):=
-32
c,itu-;it2-a2 +
2u-it X
v itit Zhit -01, X
it - 2 ah
cit,-^X
^ Z0it|-Z
1 Pr
= Pr^ O it m + fUit 22
+21 a
v2it, -t
1c
11
- 2 1 0h =
it m0, ,Z
=2 a, t31, t21, t32h
Yit - 1 c=, X
0 it | YU3 ^ O=
Pr^^fY
-1O
Pr
it it2=
=it mit, v-it2- 1 1 -itZ-it1- 1 c, hu it - 2 1 - X it - 2 ah =
;
=
, X0ith
2 ^Z
2 a, t32
h-=
X
= Pr^Pry *it^ v2
y *it--Z1 U
, y,it*itu--it12-c2
21
- 10c
it -11 |1
it2
it - 2 ah
=
=
=
Y
Y
Y
1
0
0
|
,
Pr
^
h
2
1
it
it
it
U3 ^ O it m, - Z itf-it12
c, 0-|XZitit--21ac, t=
32
+t
1t21
v it31-, 10,, X
it -h2 a + u it - 2 1 0h =
*
*
*
= = Pr^ O it m=+Pr
^
h =,
2
2
2
y
y
y
1
0
0
|
,
1
2
it
it
it
(29)
U
c
a
t
Z
X
,
,
^ it m
2 Z it 321hc, u it - 2 1 it it -X it - 2 ah
, v1it - 1 1
Pr^ fit 2 -2O
=
=
m = Yit - 1 Yit -Pr
1fitit)-mitl22-1
-2m
1 (Z
=
+
c-+Xvitit--2 1a1
|2itZ
^O
1+
ititm
^l1vPr
h 0, X it - 2 a + u it - 2 1 0h =
1Y1
1Ycit0,-u
-2
it+
f
m
c
2
1
O
v
Z
u
,
,
Pr
^
-Y
it it - 12it)a
it -t121 tit
+ (1 - U
Yit3 Y
(1, - X
- mZl it+ c
,1it-- t
^O
1)itYmit, 2m
31l4, ,32-h2 1 - X it - 2 ah
=
= 2 3it - 1
=
,
Pr
^ v it a,itt-321 hc, u it - 2 1 - X it - 2 ah
Z
2 ^Y
c = (Yit - 2) cl1 + (1Uc,l21X1
.it --2 Z
itit--21)c
a, - t31, - t21, t32h
, it-- Z
1 cY, itit mY
l2 2 +
* m = Yit - 1 Yit -U23m^l1O+
-X
1 (it1-2)itml d + ui
,
gdzie:y it - 1 = X it - 1 =
U
c
Z
X
,
^
2
1
+ (1 - Yit - 1) Yit - 2 ml3 + (1 - Yitit - 1) Yit -it 2 m2l4a,, t32h
m = Yit - 1 Yit - 2 ml1 + Yit - 1 (1 - Yit - 2) ml2 + c = (Yit - 2) cl1 + (1 - Yit - 2) cl2 .
+ (1 - Yit - 1) Yit - 2 ml3 + (1 - Yit - 1) Yit - 2 ml4 ,
y *it - 1 = X it - 1l d + u i
c = (Yit - 2) cl1 + (1 - Yit - 2) cl2 .
y *it - 1 = X it - 1l d + u i
2. Opis danych i zmiennych wykorzystanych
w badaniu empirycznym
Empiryczna analiza przejść między różnymi statusami aktywności zawodowej
w cyklu życia jednostki wymaga odpowiedniej długości szeregów czasowych danych panelowych. W badaniu empirycznym wykorzystano dane pochodzące
z bazy CHER (Consortium of Household Panels for European Socio-Economic Research). CHER jest to zharmonizowana i zestandaryzowana baza danych mikroekonomicznych utworzona z już istniejących paneli dotyczących
warunków życia osób i gospodarstw domowych dla krajów Unii Europejskiej
przed jej rozszerzeniem w 2004 r. oraz dla Polski i Węgier. Baza danych zawiera szczegółowe dane o dochodach i aktywności zawodowej osób, ich wykształceniu, zatrudnieniu, historii pracy itd. Znalazły się tu także zmienne opisujące
3 Warunkowe
prawdopodobieństwo trwania danego stanu oraz wejścia do niego zostały
obliczone na podstawie programu mvdist_gen, napisanego przez J. Mycielskiego.
248
Natalia Nehrebecka
relacje społeczne i subiektywne odczucia członków gospodarstwa, a także szczegółowe dane o gospodarstwach domowych respondentów (por. Ciecieląg, Tomaszewski [2003]).
Niniejsza analiza oparta jest na danych panelowych dla Polski z lat 1997–
–2000, pochodzących z badań ankietowych. Wykorzystana w tym badaniu baza
danych nie zawierała danych dla lat późniejszych, co wyłania rzecz jasna problem aktualności danych. Podstawową jednostką badania jest osoba. Badaną
próbkę ograniczono do osób w wieku 20–65 lat. Liczebność próby w poszczególnych latach była następująca: 1997 r. – 6072, 1998 r. – 60–13, 1999 r. – 5931,
2000 r. – 5923. Tabela 1 przedstawia podstawowe dane dotyczące realnego dochodu netto osób znajdujących się w badanej próbie. Na podstawie średniej oraz
mediany można stwierdzić, że poziom dochodów w badanym okresie nie zmieniał się znacząco.
Ta b e l a 1
Dochody netto badanych osób (w zł, w cenach z 2000 r.)
Statystyki opisowe
1997
1998
1999
2000
Mediana
7 742
7 843
7 599
7 595
Średnia
9 899
9 628
9 419
9 474
0
0
0
0
404 736
206 173
256 423
345 303
Minimum
Maksimum
Źródło: Opracowanie własne.
Dokonując wyboru zmiennych objaśniających, oparto się na wcześniejszych
badaniach poświęconych analizie rynku pracy. Zmienne niezależne wykorzystane
w dwurównaniowym modelu probitowym z endogenicznym przełączaniem”
w równaniu przejścia pochodzą z roku t – 1, natomiast w modelu trójrównaniowym pochodzą one z roku t – 2.
Zmienne dotyczące cech demograficznych
11 Wiek – wyrażony w latach. Wiek respondenta niesie ze sobą dużą ilość informacji. Przede wszystkim wskazuje możliwość podjęcia pracy – wykluczoną
w okresie trwania obowiązku szkolnego lub kolidującą z inwestycjami w dalszą edukację bądź z obowiązkami rodzicielskimi, szczególnie w przypadku
posiadania małego dziecka. Wiek zazwyczaj jest silnie skorelowany ze stażem
zawodowym pracownika [Sztanderska, Grotkowska 2007].
Pierwotnie w równaniu przejścia uwzględniono także zmienną „wiek” podniesioną do kwadratu, ponieważ mogło się okazać, że wpływ wieku osoby na warunkowe prawdopodobieństwo bycia w danym stanie nie jest liniowy. Jednakże
zmienna ta okazała się nieistotna, podobnie jak zmienna opisująca miejsce zamieszkania.
Przejście do statusu zatrudnionego na pełny etat: analiza empiryczna…
249
Zmienne dotyczące kapitału ludzkiego
11 Wykształcenie – przyjmuje wartość 1, jeśli osoba ma wyższe wykształcenie i 0,
jeśli ma wykształcenie średnie lub podstawowe. Tylko takie zakodowanie
zmiennej pozwoliło odrzucić hipotezę zerową o nieistotności zmiennej dotyczącej wykształcenia. Literatura przedmiotu wskazuje, że kapitał ludzki,
a w szczególności wykształcenie, jest kluczową determinantą aktywności na
rynku pracy.
11 Zawód – przyjmuje wartość 1, jeśli zawód wymaga wyższego poziomu kwalifikacji (specjaliści, kierownicy wyższego szczebla, urzędnicy), 0 – w pozostałych przypadkach.
Poziom wykształcenia i zawód w dużym stopniu określają szanse jednostki na
rynku pracy, przy czym cechy te są ze sobą silnie powiązane [Sztanderska, Grotkowska 2007].
Początkowo w badaniu uwzględniono także zmienne określające liczbę miesięcy spędzonych na bezrobociu w ciągu ostatnich dwóch lat, czas trwania nieaktywności zawodowej liczony w miesiącach w ciągu ostatnich dwóch lat oraz
to, czy respondent obecnie poszukuje pracy; zmienne te okazały się jednak
nieistotne.
Zmienne opisujące strukturę gospodarstwa domowego
11 Dzieci – przyjmuje wartość 1, jeśli w rodzinie są dzieci w wieku do 6 lat,
0 – w pozostałych przypadkach. Niewątpliwie jednym z podstawowych uwarunkowań aktywności zawodowej jednostki jest obecność w gospodarstwie
domowym osób wymagających opieki.
11 Emeryt w rodzinie – przyjmuje wartość 1, jeśli w rodzinie jest emeryt, 0 –
w pozostałych przypadkach.
11 Bezrobotny w rodzinie – przyjmuje wartość 1, jeśli w rodzinie jest bezrobotny,
0 – w pozostałych przypadkach.
11 Stan cywilny – przyjmuje wartość 1, jeśli osoba jest w związku małżeńskim, 0
– w pozostałych przypadkach.
Początkowo w równaniu przejścia uwzględniono również następujące zmienne: samozatrudnienie partnera (przyjmuje wartość 1, jeśli partner prowadzi własną działalność gospodarczą), liczba osób w gospodarstwie domowym, socjologiczny typ rodziny (jedna osoba, jeden rodzic z dziećmi, dwoje rodziców z dziećmi, para bez dzieci); jednak zmienne te okazały się nieistotne.
Pozostałe zmienne
11 Transfer – przyjmuje wartość 1, jeśli jednostka otrzymuje transfer prywatny,
0 – w pozostałych przypadkach.
Omówione powyżej zmienne umieszczone w równaniu przejścia zostały również użyte w równaniu selekcji. Aby model był identyfikowalny, należało także
znaleźć regresory, które mają wpływ na status osoby w roku t – 1, ale nie mają
wpływu na stan w roku następnym.
250
Natalia Nehrebecka
Zmienne użyte jako instrumenty (występujące w wektorze Xit – 1) to:
11 Płeć – przyjmuje wartość 1 dla mężczyzny i 0 dla kobiety.
11 Miasto – przyjmuje wartość 1, jeśli respondent mieszka w mieście, 0 – w po-
zostałych przypadkach.
11 Samochód – przyjmuje wartość 1, jeśli respondent posiada samochód,
0 – w pozostałych przypadkach.
11 Komputer – przyjmuje wartość 1, jeśli respondent posiada komputer,
0 – w pozostałych przypadkach.
11 Telefon – przyjmuje wartość 1, jeśli respondent posiada telefon, 0 – w pozo-
stałych przypadkach.
11 Satysfakcja z dochodu – przyjmuje wartość 1, jeśli respondent jest zadowolo-
ny z osiąganego dochodu, 0 – w pozostałych przypadkach.
Region, w którym mieszka osoba, oraz typ własności mieszkania (własność,
wynajem) to zmienne z równania selekcji, które okazały się nieistotne. Zostały
one pominięte w ostatecznej postaci modelu.
3. Uzyskane wyniki
3.1. Wyniki uzyskane z dwurównaniowego modelu probitowego
z endogenicznym przełączaniem
Uzyskane wyniki zostaną przedstawione w dwóch etapach. Najpierw zostaną
przedstawione oszacowania korelacji między zmiennymi nieobserwowalnymi
oraz wyniki testów na egzogeniczność warunków początkowych i zależność stanów; sprawdzona zostanie ponadto poprawność dobranych instrumentów. Następnie zostaną przedstawione uzyskane oszacowania wpływu poszczególnych
zmiennych objaśniających na warunkowe prawdopodobieństwo trwania lub zmiany danego statusu.
3.1.1. Testowanie egzogeniczności warunków początkowych
oraz występowania zależności stanów
W celu sprawdzenia, czy równanie selekcji jest egzogeniczne, przeprowadzono testy istotności poszczególnych korelacji oraz łącznej istotności współczynników korelacji. W górnej części tabeli 2 znajdują się oszacowania korelacji między równaniami. Przyjmują one wartości ujemne niezależnie od statusu, w jakim znajdowała
się jednostka w poprzednim okresie; są one ponadto istotnie różne od zera. A zatem, korelacja pomiędzy nieobserwowalnymi zmiennymi wpływającymi na stan
początkowy jednostki oraz na jej warunkowy stan obecny jest ujemna, co może być
interpretowane podobnie jak w regresji Galtona [Swaffield, Stewart 1999].
W tabeli 2 podane zostały również wyniki testu na egzogeniczność warunków
początkowych, w którym sprawdza się, czy t1 i t2 są łącznie równe zeru. Hipoteza ta jest jednak silnie odrzucana (|2(2) = 64,81; p-value = 0,000 < a, gdzie
Przejście do statusu zatrudnionego na pełny etat: analiza empiryczna…
251
a jest poziomem istotności), co oznacza, że status, w jakim znajdowała się osoba
w roku t – 1 jest endogeniczny. Wniosek ten implikuje konieczność estymacji
dwóch równań: selekcji i przejścia.
Kolejną informacją są wyniki testu na łączną istotność instrumentów i zmiennych użytych w równaniu przejścia i w równaniu selekcji. Hipoteza zerowa, mówiąca o łącznej nieistotności tych zmiennych, została odrzucona (|2(5) = 641,81;
p-value = 0,000 < a, gdzie a jest poziomem istotności).
W ostatnim wierszu przedstawiono test weryfikujący „zależność stanów”, czyli
fakt, że przebywanie w danym statusie na rynku pracy w okresie poprzednim powoduje zmianę wpływu indywidualnych charakterystyk na prawdopodobieństwa
pozostawania w tym samym statusie w roku obecnym. Na podstawie testu odrzucono hipotezę zerową o braku zależności stanów (|2(9) = 1707,34; p-value =
= 0,000 < a, gdzie a jest poziomem istotności).
Ta b e l a 2
Korelacja między równaniami dla statusu zatrudnionego
oraz wyniki testów na niezależność warunków początkowych,
istotność zastosowanych instrumentów i występowanie zależności stanów
Współczynniki korelacji
między równaniami
Parametr
t
t1
–0,29561651
–2,54
t2
–0,66626867
–4,37
Test na egzogeniczność warunków początkowych
Hipoteza zerowa
t1 = t2
Ilość stopni
swobody
2
|2(k)
Prob > |2(k)
64,81
0,000
Testy na istotność wszystkich zmiennych w równaniach przejścia i selekcji
oraz zastosowanych instrumentów
Wszystkie zmienne są nieistotne
w równaniu przejścia
16
487,43
0,000
Wszystkie zmienne są nieistotne
w równaniu selekcji
13
2527,50
0,000
5
641,81
0,000
1707,34
0,000
Instrumenty są nieistotne
w równaniu selekcji
Zależność stanów
h1 = h2
9
Źródło: Opracowanie własne.
3.1.2. Wpływ zmiennych objaśniających na warunkowe prawdopodobieństwo
przejścia do statusu zatrudnionego
Wpływ regresorów na warunkowe prawdopodobieństwo przejścia do danego statusu w roku t w zależności od statusu w okresie poprzednim i przy założeniu en-
252
Natalia Nehrebecka
dogeniczności warunków początkowych został przedstawiony w tabeli 3. Wyniki
estymacji uzyskane przy założeniu egzogeniczności warunków początkowych
przedstawiono w tabeli 4.
Ta b e l a 3
Wyniki estymacji warunkowego prawdopodobieństwa przejścia do statusu
zatrudnionego w roku t, w zależności od statusu w okresie poprzednim,
przy założeniu endogeniczności warunków początkowych
Zmienne
objaśniające
(w roku t – 1)
Pr(bycia
zatrudnionym
w roku t – 1)
Pr(bycia
zatrudnionym
w roku t|
bycia zatrudnionym
w roku t – 1)
Parametr
t
0,1811
3,36
0,1953
1,82
0,1319
1,22
Dzieci w wieku do
6 lat
–0,2490
–9,76
–0,0631
–1,26
–0,0452
–0,97
Transfer
–0,0003
–24,67
–0,1987
–1,40
–0,0255
–0,35
Bezrobotny
w rodzinie
–0,0075
–0,29
–0,6445
–14,42
0,4711
10,76
Stan cywilny
0,3601
11,63
0,0539
0,84
0,1372
2,46
Emeryt w rodzinie
–0,4087
–15,62
–0,1918
–3,13
–0,1078
–2,07
Wiek
–0,0232
–18,89
–0,0026
–0,88
–0,0235
–9,12
Zawód
0,5737
13,35
0,1559
1,86
–0,3451
–3,50
Satysfakcja
z dochodu
0,1147
3,18
Płeć
0,3463
16,04
Miasto
0,3857
16,50
–0,0421
–1,78
Telefon
0,1582
6,61
Stała
0,2962
5,41
2,6517
17,52
–0,9932
–9,17
Wykształcenie
Samochód
Parametr
Pr(bycia zatrudnionym
w roku t|
bycia niezatrudnionym
w roku t – 1)
t
Parametr
t
Źródło: Opracowanie własne.
Porównując wyniki przedstawione w obu tabelach, można zauważyć, że wprowadzenie założenia o egzogeniczności warunków początkowych powoduje wzrost
wpływu regresorów na badane zjawisko, a także zwiększa co do wartości bezwzględnej statystyki t-Studenta. Różnice te wynikają z faktu, że model szacowany
przy założeniu egzogeniczności warunków początkowych jest nieprawidłowo wyspecyfikowany, a uzyskane w nim estymatory są obciążone. Tylko zmienna objaśniająca związana z wykonywaniem pracy wymagającej wyższego wykształcenia
ma wyższą statystykę t w przypadku założenia endogeniczności warunków początkowych. Kierunek zależności jest taki sam w obu przypadkach.
253
Przejście do statusu zatrudnionego na pełny etat: analiza empiryczna…
Ta b e l a 4
Wyniki estymacji prawdopodobieństwa przejścia do statusu zatrudnionego w roku t
w zależności od statusu w okresie poprzednim
przy założeniu egzogeniczności warunków początkowych
Zmienne objaśniające
(mierzone
w roku t – 1)
Pr(bycia zatrudnionym w t|
bycia zatrudnionym w t – 1)
Pr(bycia zatrudnionym w t|
bycia niezatrudnionym t – 1)
Parametr
t
0,2319
2,14
0,2743
2,32
Dzieci w wieku do 6 lat
–0,1132
–2,33
–0,1364
–2,75
Transfer
–0,0001
–4,94
–0,00004
–2,81
Bezrobotny w rodzinie
–0,6640
–15,02
0,5235
2,81
0,1222
2,02
0,2124
3,57
Emeryt w rodzinie
–0,2880
–5,67
–0,2429
–4,56
Wiek
–0,0061
–2,32
–0,0327
–13,44
Zawód
0,2437
3,13
–0,0218
–0,21
Stała
1,5742
14,63
–0,3480
–3,75
Wykształcenie
Stan cywilny
Liczba obserwacji
LR
|2(8)
Parametr
t
6 099
9 033
347,83
516,13
Źródło: Opracowanie własne.
Najpierw rozważono estymatory obliczone pod warunkiem posiadania przez
jednostkę statusu zatrudnienia w okresie t – 1. Część zmiennych niezależnych
okazała się statystycznie istotna na poziomie istotności równym 5% lub wyższym.
Posiadanie wyższego wykształcenia i wykonywanie pracy wymagającej wyższych kwalifikacji wpływa dodatnio na warunkowe prawdopodobieństwo trwania
zatrudnienia; zmienne te okazały się istotne na poziomie istotności 10%. Natomiast negatywny wpływ na warunkowe prawdopodobieństwo pozostawania w tym
statusie w okresie t mają następujące determinanty: obecność emeryta lub bezrobotnego w rodzinie (zmienne istotne na poziomie ufności 5%). Nieistotne dla
wyjaśnienia badanego zjawiska okazały się zmienne dotyczące obecności dzieci
do lat 6 w rodzinie, wieku respondenta, pozostawania w związku małżeńskim
oraz otrzymywania transferów.
Z kolei obecność w rodzinie bezrobotnego i przebywanie w związku małżeńskim wpływa dodatnio na prawdopodobieństwo przejścia do statusu osoby zatrudnionej (zmienne istotne na poziomie 5%). Wpływ ujemny ma natomiast wiek,
obecność w rodzinie emeryta oraz wykonywanie zawodu wymagającego wyższych
kwalifikacji (zmienne istotne dla a = 0,05). Zmienne nieistotne dla wyjaśnienia
zróżnicowania prawdopodobieństwa przejścia do zatrudnienia to wykształcenie,
254
Natalia Nehrebecka
posiadanie dzieci do lat 6 oraz otrzymywanie transferu. Warto jednak zauważyć, że
wszystkie zmienne poza obecnością bezrobotnego w rodzinie okazały się silnie
istotne przy wyjaśnianiu statusu osoby w okresie t – 1.
Na podstawie tabeli 3 warto zauważyć, że kierunek zależności między regresorami a zmienną zależną uwarunkowany jest stanem w roku t – 1. Okazuje się
na przykład, że wykonywanie pracy wymagającej wyższych kwalifikacji zwiększa
prawdopodobieństwo trwania w statusie zatrudnionego, ale za to zmniejsza
prawdopodobieństwo przejścia do statusu zatrudnionego z innego stanu, przy
czym statystyka t-Studenta jest w drugim przypadku większa co do wartości
bezwzględnej. Ponadto obecność osoby bezrobotnej w rodzinie zmniejsza prawdopodobieństwo trwania zatrudnienia, ale z drugiej strony zwiększa szansę4 na
zostanie zatrudnionym w roku t, jeśli dana osoba była poza tym statusem
w roku t – 1.
Podsumowując tę część artykułu, należy podkreślić występowanie znaczących
różnic we wpływie zmiennych objaśniających na warunkowe prawdopodobieństwo bycia zatrudnionym w okresie t w zależności od statusu, w jakim dana osoba
znajdowała się rok wcześniej.
3.1.3 Prognozowanie prawdopodobieństw przejścia do statusu zatrudnionego
i długości trwania statusu zatrudnionego
Alternatywnym i być może bardziej intuicyjnym sposobem na przeanalizowanie
wniosków płynących z uzyskanych oszacowań jest obliczenie prawdopodobieństw wejścia do statusu zatrudnienia i trwania w nim dla osób z różnymi
kombinacjami cech. Jeśli założy się, że wszystkie dodatkowe procesy znajdują
się w równowadze stacjonarnej, można także określić prawdopodobieństwo bycia w statusie zatrudnionego w danym punkcie czasu, a także obliczyć średni
czas (medianę czasu) trwania zatrudnienia oraz średni czas (medianę czasu)
przebywania poza statusem zatrudnionego na cały etat. W celu wyznaczenia
owych wskaźników, obliczono estymatory z uwzględnieniem warunków początkowych. Podsumowanie różnych prognoz, uzyskanych na podstawie wzorów (8)
i (9) z wykorzystaniem oszacowań parametrów przedstawionych w tabeli 3,
znajduje się w tabeli 5.
Osobą referencyjną jest mężczyzna w wieku 35 lat, nieposiadający wyższego
wykształcenia, zamieszkały w mieście, niemający osoby bezrobotnej i emeryta
w rodzinie, mający dzieci w wieku do 6 lat, wykonujący pracę niewymagającą
wyższych kwalifikacji, zadowolony z dochodu, bez samochodu, posiadający telefon, nieotrzymujący transferów. Dla zdefiniowanej powyżej osoby przewidywane
prawdopodobieństwo trwania zatrudnienia wynosi 0,93, a jego przewidywana
szansa przejścia do statusu zatrudnionego wynosi około 0,11. Obliczona przy założeniu stacjonarności mediana długości trwania zatrudnienia wynosi 9 lat, a mediana czasu poza statusem zatrudnionego wynosi 6 lat.
4 Słowa
„szansa” będzie używane zamiennie ze słowem „prawdopodobieństwo”.
Przejście do statusu zatrudnionego na pełny etat: analiza empiryczna…
255
Ta b e l a 5
Lp.
Charakterystyki
Warunkowe
prawdopodobieństwo
trwania statusu
zatrudnionego
Warunkowe
prawdopodobieństwo
przejścia do statusu
zatrudnionego
Prawdopodobieństwo
posiadania statusu
zatrudnionego w danym
punkcie czasu
Mediana czasu przebywania
w statusie zatrudnionego
(w latach)
Mediana czasu przebywania
poza statusem
zatrudnionego
(w latach)
Prawdopodobieństwa warunkowe oraz statystyki opisujące rozkład czasu trwania
statusu zatrudnienia
1
a) mężczyzna,
b) w wieku 35 lat,
c) brak wyższego
wykształcenia,
d) zadowolony z dochodu,
e) wykonujący pracę
niewymagającą wyższych
kwalifikacji,
f) zamieszkały w mieście,
g) mający dzieci w wieku do
6 lat,
h) w rodzinie nie ma
bezrobotnego i emeryta,
i) bez samochodu,
j) posiadający telefon,
k) nieotrzymujący
transferów
0,9255
0,1083
0,5925
8,9572
6,0477
2
Pkt 1, ale kobieta
0,9142
0,0831
0,4919
7,7241
7,9911
3
Pkt 1, ale posiadający
wyższe wykształcenie
0,9605
0,1613
0,8033
17,1934
3,9398
4
Pkt 3, ale nie posiadający
dzieci do 6 lat
0,9628
0,2137
0,8519
18,3031
2,8830
5
Pkt 4, ale otrzymujący
transfery
0,9453
0,2048
0,7893
12,3325
3,02505
6
Pkt 3, ale posiadający
samochód
0,9599
0,1559
0,7955
16,9388
4,0886
7
Pkt 6, ale wykonujący pracę
wymagającą wyższych
kwalifikacji
0,9650
0,1363
0,7955
19,4358
4,7320
Źródło: Opracowanie własne.
Jeśli badaną osobą będzie kobieta o takich samych charakterystykach, to
przewidywane prawdopodobieństwo trwania zatrudnienia wyniesie 0,91, a przewidywana szansa wejścia do statusu zatrudnienia wyniesie około 0,08. Przy założeniu stacjonarności mediana długości trwania zatrudnienia wyniesie 7,7 lat,
256
Natalia Nehrebecka
a mediana czasu poza statusem zatrudnionego będzie równa 8 lat. Warto zatem
zauważyć, że bycie kobietą wpływa negatywnie na trwanie w zatrudnieniu i na
szanse przejścia do zatrudnienia, a także wydłuża okres spędzony poza zatrudnieniem. Wszystko to świadczy o gorszej sytuacji kobiet na rynku pracy.
Posiadanie wyższego wykształcenia, przy pozostałych charakterystykach takich jak w przypadku osoby referencyjnej, powoduje wzrost obu prawdopodobieństw do 0,96 i 0,16. Mediana długości trwania w statusie zatrudnionego wzrasta o więcej niż połowę i wynosi 17 lat, natomiast mediana czasu bycia poza tym
statusem spada do 4 lat.
Co ciekawe, dla osoby o wykształceniu wyższym i nieposiadającej dzieci w wieku do 6 lat, o pozostałych charakterystykach na poziomie bazowym, powyższe
prawdopodobieństwa wyniosą odpowiednio 0,962 oraz 0,21. Mediana czasu trwania w statusie zatrudnienia wyniesie 18 lat, podczas gdy mediana czasu bycia
poza statusem zatrudnionego spadnie do 3 lat.
Jeśli dodatkowo założymy, że osoba otrzymuje transfery, prawdopodobieństwo trwania zatrudnienia spadnie do 0,94. Implikuje to ponadto spadek mediany czasu trwania w statusie zatrudnionego do 12 lat, podczas gdy mediana czasu
przebywania poza danym statusem wyniesie 3 lata.
Wprowadzenie dodatkowego założenia, że osoba posiada samochód, ale nie
otrzymuje transferów, powoduje zmianę prawdopodobieństw odpowiednio do
0,95 i 0,16. Mediana czasu trwania poza danym statusem wyniesie 4 lata.
Założenie, że osoba wykonuje pracę wymagającą wyższych kwalifikacji, gwarantuje otrzymanie najwyższego prawdopodobieństwa trwania zatrudnienia na
poziomie 0,964.
Podsumowując wyniki zawarte w tabeli 5, warto zauważyć, że osoby będące przez
długi okres w stanie zatrudnienia spędzają stosunkowo mało czasu poza tym stanem. Innymi słowy, osoby te stosunkowo łatwo powracają do aktywności zawodowej
po okresach dezaktywizacji. Ponadto okazuje się, że posiadanie wykształcenia wyższego ma stosunkowo najsilniejszy pozytywny wpływ na prawdopodobieństwo trwania i przejścia do statusu zatrudnionego oraz na medianę czasu spędzonego w tym
statusie; zmienna ta ponadto stosunkowo najbardziej zmniejsza medianę czasu spędzonego poza tym statusem. Dość duży dodatni wpływ na prawdopodobieństwo
przejścia do stanu zatrudnienia ma także brak dzieci w wieku do lat 6.
3.2. Wyniki uzyskane z trójrównaniowego modelu probitowego
z endogenicznym przełączaniem
Wyniki estymacji modelu trójrównaniowego zostaną przedstawione w dwóch etapach. Najpierw zostaną przytoczone oszacowania korelacji między zmiennymi
nieobserwowalnymi, a także wyniki testów na egzogeniczność warunków początkowych i zależność stanów. Następnie zostaną przedstawione oszacowania wpływu poszczególnych zmiennych objaśniających na warunkowe prawdopodobieństwo zmiany lub trwania danego statusu.
Przejście do statusu zatrudnionego na pełny etat: analiza empiryczna…
257
3.2.1. Testowanie egzogeniczności warunków początkowych
oraz występowania zależności stanów
Aby sprawdzić egzogeniczność równania selekcji, przeprowadzono testy istotności poszczególnych korelacji oraz łącznej istotności współczynników korelacji.
W górnej części tabeli 6 znajdują się oszacowania korelacji między nieobserwowalnymi zmiennymi wpływającymi na stan początkowy jednostki oraz na warunkowy stan jednostki w okresie t – 1 (t21), korelacji między nieobserwowalnymi
zmiennymi wpływającymi na stan początkowy jednostki oraz na warunkowy stan
obecny jednostki w okresie t (t31) oraz korelacji między nieobserwowalnymi
zmiennymi wpływającymi na stan jednostki w okresie t – 1 i na warunkowy stan
obecny jednostki w okresie t (t32). Wszystkie korelacje przyjmują wartości ujemne niezależnie od statusu, w którym znajdowała się jednostka w okresach t – 2,
t – 1, i są istotne statystycznie.
Ta b e l a 6
Korelacja między równaniami dla statusu zatrudnionego
oraz wyniki testów na niezależność warunków początkowych,
istotność zastosowanych instrumentów i występowanie zależności stanów
Współczynniki korelacji
między równaniami
Parametr
t
t21
–0,0667
–1,66
t31
–0,0651
–1,99
t32
–0,1041
–3,27
Test na egzogeniczność warunków początkowych
Hipoteza zerowa
Ilość stopni
swobody
|2(k)
Prob > |2(k)
t21 = t31 = t32 = 0
3
14,44
0,0024
t21 = t31 = 0
2
11,15
0,0038
t31 = t32 = 0
2
13,69
0,0011
2
11,34
0,0034
656,20
0,000
t21 = t32 = 0
Zależność stanów
m1 = m2 = m3 = m4
20
Źródło: Opracowanie własne.
W tabeli 6 został zawarty również test na egzogeniczność warunków początkowych w okresie t – 2, w którym sprawdza się, czy t21 i t31 są łącznie równe
zeru. Hipoteza ta jest silnie odrzucana (|2(2) = 11,15; p-value = 0,0038 < a,
gdzie a jest poziomem istotności), co oznacza, że status, w jakim znajdowała się
osoba w roku t – 2 jest endogeniczny. Następnie został przeprowadzony test na
egzogeniczność warunków początkowych w okresie t – 1, w którym bada się, czy
t21 i t32 są łącznie równe zeru. Również ta hipoteza jest silnie odrzucana (|2(2)
258
Natalia Nehrebecka
= 11,36; p-value = 0,0034 < a, gdzie a jest poziomem istotności), co oznacza, że
status, w jakim znajdowała się osoba w roku t – 1 jest endogeniczny.
Przeprowadzono także test hipotezy o łącznej egzogeniczności warunków początkowych, w którym sprawdza się, czy t21, t23 oraz t31 są łącznie równe zeru,
ale także tę hipotezę należy odrzucić (|2(3) = 14,44; p-value = 0,000 < a, gdzie
a jest poziomem istotności). Wynik wskazuje zatem, że status, w jakim znajdowała się osoba w roku t – 2, t – 1 jest łącznie endogeniczny. Wniosek ten implikuje konieczność estymacji trzech równań.
W ostatnim wierszu tabeli 6 znajduje się test weryfikujący „zależność stanów”,
tzn. fakt, że przebywanie w danym statusie na rynku pracy w okresie t – 2 powoduje zmianę wpływu indywidualnych charakterystyk na prawdopodobieństwo bycia w tym samym statusie w roku t – 1 oraz że przebywanie w danym statusie na
rynku pracy w okresie t – 1 powoduje zmianę wpływu indywidualnych charakterystyk na prawdopodobieństwo pozostawania w tym samym statusie w roku obecnym. Na podstawie wyniku testu odrzucono hipotezę zerową o braku zależności
stanów w modelu (|2(20) = 656,20; p-value = 0,000 < a, gdzie a jest poziomem
istotności).
3.2.2. Wpływ zmiennych objaśniających na warunkowe prawdopodobieństwo
przejścia do statusu zatrudnionego
Oszacowania wpływu regresorów na warunkowe prawdopodobieństwo przejścia
do danego statusu w roku t, w zależności od statusu, w jakim znajdowała się osoba dwa lata wcześniej, i przy założeniu endogeniczności warunków początkowych, zostały przedstawione w tabeli 7. Wyniki estymacji przy założeniu egzogeniczności warunków początkowych zostały przedstawione w tabeli 8.
Porównując wyniki znajdujące się w obu tabelach, można zauważyć, że wprowadzenie założenia o egzogeniczności warunków początkowych w większości
przypadków powoduje wzrost wpływu regresorów na badane zjawisko, a także
zwiększa co do wartości bezwzględnej statystyki t-Studenta. Kierunek zależności
jest taki sam w obu przypadkach.
Na podstawie tabeli 7 można stwierdzić, że posiadanie wyższego wykształcenia wpływa dodatnio na warunkowe prawdopodobieństwo trwania zatrudnienia
przez trzy okresy (na poziomie istotności 5%). Negatywny wpływ na warunkowe
prawdopodobieństwo pozostawania w tym statusie w okresie t mają natomiast
następujące determinanty: obecność emeryta lub bezrobotnego w rodzinie (na
poziomie istotności 5%) oraz wiek (na poziomie istotności 10%). Przebywanie
w związku małżeńskim oraz posiadanie dzieci w wieku do 6 lat okazały się nieistotne dla wyjaśnienia prawdopodobieństwa trwania statusu. Ponownie jednak,
tak jak w modelu dwurównaniowym, zmienne te istotnie determinują status osoby w okresie t – 2, a także status jednostki oraz w okresie t – 1 w zależności od jej
statusu w okresie t – 2.
Dodatni wpływ na prawdopodobieństwo przejścia do zatrudnienia w roku t,
w przypadku gdy w poprzednich dwóch latach jednostka była poza tym statusem,
Pr(bycia
zatrudnionym
w roku t – 2)
Źródło: Opracowanie własne.
0,2580
Stała
0,3399
Płeć
0,1204
0,1076
Satysfakcja
z dochodu
Telefon
–0,0232
Wiek
0,3964
–0,3727
Emeryt
w rodzinie
–0,0345
0,3673
Stan cywilny
Samochód
1,18
0,0376
Bezrobotny
w rodzinie
Miasto
–7,27
Dzieci w wieku –0,2252
do 6 lat
3,92
4,08
–1,20
13,82
12,81
2,42
–15,58
–11,76
9,77
2,75
Zmienne objaśniające
(mierzone
w roku t – 2)
0,1812
Pr(bycia
zatrudnionym
w roku t – 1|
bycia
zatrudnionym
w roku t – 2)
Wykształcenie
1,9311
–0,0054
–0,2646
0,1551
–0,6221
–0,1310
0,4127
11,02
–1,69
–2,13
2,89
–11,67
–2,22
3,55
Pr(bycia
zatrudnionym
w t – 1|
bycia
niezatrudnionym
w t – 2)
–0,3312
–0,0347
0,1964
0,5201
0,5201
–0,1667
0,0873
–2,87
–11,79
2,73
9,39
9,39
–2,77
0,58
t
–0,0060
–0,3367
0,0531
–0,8597
–0,1031
0,3482
Parametr
–1,68
–4,79
0,62
–13,92
–1,54
2,77
t
Pr(bycia
zatrudnionym
w roku t| bycia
zatrudnionym
w roku t – 1,
t – 2)
Parametr
–0,4904
–0,0332
–0,1828
0,1361
0,4250
–0,1308
0,2433
Parametr
–3,78
–9,98
–2,44
1,62
6,28
–1,85
1,50
t
Pr(bycia
zatrudnionym
w roku t| bycia
niezatrudnionym
w roku t – 1, t – 2)
t
1,3419
–0,0371
–0,2707
0,4184
0,1958
–0,1248
0,6198
Parametr
5,23
–5,48
–1,77
2,26
1,52
–0,90
1,81
t
Pr(bycia
zatrudnionym
w roku t| bycia
zatrudnionym
w roku t – 1 i poza
danym statusem
w roku t – 2)
Parametr
0,9671
–0,0101
0,0254
–0,2024
–0,1487
0,1114
–0,3007
Parametr
3,85
–1,40
0,15
–1,13
–1,15
0,82
–0,82
t
Pr(bycia
zatrudnionym
w roku t| bycia
niezatrudnionym
w roku t – 1
i zatrudnionym
w roku t – 2)
Parametr
t
Wyniki estymacji warunkowego prawdopodobieństwa przejścia do statusu zatrudnionego w roku t w zależności od statusów
w okresach t – 1 i t – 2, przy założeniu endogeniczności warunków początkowych
Ta b e l a 7
Przejście do statusu zatrudnionego na pełny etat: analiza empiryczna…
259
260
Natalia Nehrebecka
Ta b e l a 8
Wyniki estymacji warunkowego prawdopodobieństwa przejścia do statusu
zatrudnionego w roku t, w zależności od statusów w okresach t – 1, t – 2,
przy założeniu egzogeniczności warunków początkowych
Zmienne objaśniające
(mierzone w roku t – 2)
Pr(bycia zatrudnionym
w roku t|
bycia zatrudnionym
w roku t – 1, t – 2)
Parametr
Wykształcenie
t
Pr(bycia zatrudnionym
w roku t|
bycia niezatrudnionym
w roku t – 1, t – 2)
Parametr
t
0,3640
2,91
0,2667
1,65
Dzieci w wieku do 6 lat
–0,1097
–1,62
–0,1377
–1,94
Bezrobotny w rodzinie
–0,8458
–14,01
0,4177
6,22
Emeryt w rodzinie
–0,3486
–4,98
–0,1930
–2,58
Wiek
–0,0067
–1,82
–0,0337
–10,10
Stan cywilny
0,0672
0,78
0,1448
1,73
Stała
1,8018
11,91
–0,4431
–3,50
Liczba obserwacji
LR |2(6)
3 929
243,50
5 523
209,28
Źródło: Opracowanie własne.
ma posiadanie bezrobotnego w rodzinie. Wpływ ujemny ma wiek oraz posiadanie w rodzinie emeryta i dzieci w wieku do 6 lat, z tym że obecność dzieci staje
się istotna dopiero przy a = 0,1. Zmienne nieistotne to przebywanie w związku
małżeńskim oraz wykształcenie.
Na podstawie tabeli 7 można także dostrzec, że kierunek zależności między
regresorami a zmienną zależną uwarunkowany jest stanem w roku t – 2 oraz t – 1.
Na przykład przebywanie osoby bezrobotnej w rodzinie zmniejsza prawdopodobieństwa trwania zatrudnienia, ale z drugiej strony zwiększa szansę na zostanie
zatrudnionym w roku t, jeśli było się poza tym statusem w roku t – 2 oraz t – 1.
Współczynniki przy zmiennych dotyczących dochodów transferowych i wykonywanego zawodu nie zostały podane w tabelach 7 i 8 ze względu na nieistotny
statystycznie wpływ tych zmiennych na warunkowe prawdopodobieństwo przejścia do statusu zatrudnionego w roku t w zależności od statusów w okresach t – 1
i t – 2, zarówno przy założeniu endogeniczności, jak i egzogeniczności warunków
początkowych.
Podsumowując tę część analizy, należy podkreślić występowanie znaczących
różnic we wpływie zmiennych objaśniających na warunkowe prawdopodobieństwo posiadania pracy w okresie t w zależności od statusu, w jakim znajdowała się
dana osoba dwa lata i rok wcześniej. Ponadto badanie pozwoliło stwierdzić, że
– zgodnie z oczekiwaniami – zarówno przebywanie w badanym stanie, jak i samo
wejście do danego stanu, są uwarunkowane z jednej strony cechami demograficz-
Przejście do statusu zatrudnionego na pełny etat: analiza empiryczna…
261
nymi i kapitałem ludzkim respondenta, a z drugiej także cechami gospodarstwa
domowego.
3.2.3. Prognozowanie prawdopodobieństw przejścia
do statusu zatrudnionego
Alternatywnym sposobem na przeanalizowanie wniosków płynących z uzyskanych
oszacowań jest obliczenie prawdopodobieństw wejścia do statusu zatrudnienia
i wyjścia z niego dla osób z różnymi kombinacjami cech. Podsumowanie różnych
prognoz uzyskanych na podstawie wzorów (28) i (29) z wykorzystaniem oszacowań
parametrów przedstawionych w tabeli 7 zawiera tabela 9.
Ta b e l a 9
Prawdopodobieństwa warunkowe trwania oraz zmiany statusu zatrudnienia
Warunkowe
prawdopodobieństwo
trwania statusu
zatrudnionego
Warunkowe
prawdopodobieństwo
przejścia do statusu
zatrudnionego
a) mężczyzna,
b) w wieku 35 lat,
c) brak wyższego wykształcenia,
d) zadowolony z dochodu,
e) zamieszkały w mieście,
f) mający dzieci w wieku do
6 lat,
g) w rodzinie nie ma
bezrobotnego i emeryta,
h) bez samochodu,
i) posiadający telefon.
0,9754
0,0989
2
Pkt 1, ale kobieta
0,9746
0,0776
3
Pkt 1, ale posiadający wyższe
wykształcenie
0,9898
0,1435
4
Pkt 2, ale niemająca dzieci
w wieku do 6 lat
0,9924
0,1807
Lp.
1
Charakterystyki
Źródło: Opracowanie własne.
Osobą referencyjną jest mężczyzna w wieku 35 lat, nieposiadający wyższego
wykształcenia, zamieszkały w mieście, niemający w rodzinie bezrobotnego i emeryta, mający dzieci w wieku do 6 lat, zadowolony z dochodu, bez samochodu,
posiadający telefon. Dla zdefiniowanej powyżej osoby przewidywane prawdopodobieństwo trwania zatrudnienia wynosi 0,98, a jego przewidywana szansa wejścia do statusu zatrudnionego wynosi około 0,1.
Jeśli badaną osobą będzie kobieta o takich samych charakterystykach to przewidywane prawdopodobieństwo trwania zatrudnienia wyniesie 0,97, a jej przewidywana szansa przejścia do statusu zatrudnionego wyniesie około 0,08. Posiadanie wyższego wykształcenia, przy pozostałych charakterystykach takich jak
262
Natalia Nehrebecka
w przypadku osoby referencyjnej, powoduje wzrost obu prawdopodobieństw odpowiednio do 0,99 i 0,14. Jeśli dodatkowo założymy, że osoba nie ma dzieci
w wieku do 6 lat, to prawdopodobieństwo przejścia do statusu zatrudnienia wzrośnie do 0,18.
Podsumowując wyniki z tabeli 9, warto zauważyć, że indywidualne zróżnicowanie prawdopodobieństw wejścia do statusu zatrudnionego jest większe niż
zróżnicowanie prawdopodobieństw pozostania w danym statusie.
3.3. Wnioski na temat determinant aktywności zawodowej
Na zakończenie analizy wyników uzyskanych z obydwu modeli warto dokonać
podsumowania wniosków płynących z tego badania na temat niektórych determinant aktywności zawodowej.
Zarówno w modelu dwu-, jak i trójrównaniowym posiadanie wyższego wykształcenia wpływa dodatnio na warunkowe prawdopodobieństwo trwania zatrudnienia.
Posiadanie wyższego wykształcenia jest nieistotne dla wyjaśnienia prawdopodobieństwa przejścia do zatrudnienia po okresach spędzonych poza tym statusem.
Jeżeli jednak spojrzeć na prognozowane prawdopodobieństwa, okaże się, że to
właśnie wyższe wykształcenie najsilniej zwiększa prawdopodobieństwo trwania stanu zatrudnienia i przejścia do tego stanu, silnie wydłuża czas spędzony w zatrudnieniu, a także skraca czas spędzony poza nim. Wyniki te pokrywają się z rezultatami wielu innych badań (np. Sztanderska, Grotkowska [2007], Bukowski [2005,
2008]). Na podstawie otrzymanych rezultatów warto podkreślić ogromne znaczenie
posiadanego wykształcenia, a więc także ogólniej – kapitału ludzkiego, który okazuje się kluczem do osiągnięcia sukcesu zawodowego.
Warto również wspomnieć o relatywnie gorszej sytuacji kobiet na rynku pracy.
W naszym badaniu okazało się, że sam fakt bycia kobietą ma negatywny wpływ
na szanse trwania stosunku pracy i przejścia do stanu zatrudnienia, a także wydłuża czas spędzany poza tym statusem. Gershuny i Sullivan [2003] oraz Bovenberg [2005] sugerowali, że stopa zatrudnienia kobiet zwiększy się radykalnie wraz
ze wzrostem ogólnego poziomu edukacji. Gdyby tak było, to wzrost poziomu
kapitału ludzkiego w społeczeństwie może także pomóc w zniwelowaniu istniejących różnic w aktywności zawodowej między płciami.
Wykonywanie zawodu wymagającego posiadania wyższych kwalifikacji z jednej
strony zwiększa szanse na trwanie stanu zatrudnienia, ponieważ wiąże się z posiadaniem większego zasobu kapitału ludzkiego, co powinno wpływać pozytywnie na
sytuację jednostki na rynku pracy. Z drugiej strony, zmienna ta zmniejsza prawdopodobieństwo przejścia z innego statusu do zatrudnienia na pełny etat. Nie musi to
przeczyć poprzedniemu wnioskowi; być może osoby o wyższych kwalifikacjach preferują inne formy zatrudnienia, np. samozatrudnienie, praca w niepełnym wymiarze czasu lub prace zlecone, niż zatrudnienie najemne na pełny etat. Niestety dane
użyte w naszym badaniu nie pozwalają na potwierdzenie tej hipotezy.
Przejście do statusu zatrudnionego na pełny etat: analiza empiryczna…
263
W badaniu okazało się także, że obecność bezrobotnego w rodzinie ma dodatni wpływ na prawdopodobieństwo przejścia do stanu zatrudnienia. Można by
zatem wyciągnąć wniosek, że obecność osoby bezrobotnej w rodzinie i wiążące
się z tym zmniejszenie dochodu całego gospodarstwa domowego stymuluje respondenta do skuteczniejszego poszukiwania zatrudnienia. Jednocześnie może
dziwić fakt, że zmienna ta zmniejsza szanse trwania stanu zatrudnienia. Być może
zatem obecność bezrobotnego w rodzinie wskazuje na słabą pozycję całego gospodarstwa domowego na rynku pracy, w tym także samego respondenta, który
również może mieć problemy z utrzymaniem stanowiska lub udaje mu się znaleźć
jedynie pracę dorywczą, na pół etatu czy też na krótki okres. Owa niestabilność
zatrudnienia może być z jednej strony objawem słabego dopasowania respondenta i jego gospodarstwa domowego do wymagań rynku pracy, z drugiej zaś strony
może wynikać z preferencji danej osoby – np. dana osoba z powodu relatywnie
niskiej płacy za wykonywaną pracę może woleć otrzymywać świadczenia i pozostawać w stanie nieaktywności zawodowej. Aby jednak zachować prawa do świadczeń, dana osoba musi co jakiś czas aktywizować się zawodowo, a zatem takie
preferencje skutkowałyby dość dużą mobilnością między stanami aktywności
i nieaktywności zawodowej, co wydaje się być zgodne z przedstawionymi wynikami badania. Ponieważ jednak także niedopasowanie umiejętności i kwalifikacji
do wymagań rynku pracy skutkuje niestabilnością statusu zawodowego, bez dokładniejszej analizy trudno jest wskazać rzeczywiste przyczyny takiego wpływu
obecności bezrobotnego w rodzinie na status zawodowy respondenta.
Posiadanie w rodzinie dzieci do lat 6 okazało się co prawda nieistotne dla wyjaśnienia prawdopodobieństwa posiadania stałej pracy w roku t pod warunkiem
posiadania jej także w roku t – 1 i t – 2, jednakże zmienna ta ma ujemny wpływ na
prawdopodobieństwo bycia zatrudnionym w okresie t – 1 pod warunkiem posiadania pracy także w okresie t – 2. Poza tym brak dzieci w wieku do 6 lat silnie
zwiększa prawdopodobieństwo przejścia do statusu zatrudnionego. Można zatem
uznać, że obecność małych dzieci w rodzinie ma pewien negatywny wpływ na aktywność zawodową. Obecność w rodzinie dzieci oraz osób wymagających opieki
ma bezpośredni wpływ na aktywność zawodową kobiet. Z analizy Sztanderskiej
i Grotkowskiej [2007] wynika, że obecność dzieci w wieku do 3 lat ma szczególnie
negatywny wpływ na trwałość zatrudnienia kobiet, ponieważ stymuluje je do rezygnacji z aktywności zawodowej. Natomiast posiadanie dziecka w wieku 4–6 lat co
prawda skłania kobiety do powrotu na rynek pracy, ale w przypadku trudności ze
znalezieniem zatrudnienia kobiety takie często stają się bezrobotne. W niniejszym
badaniu wpływ obecności małych dzieci na aktywność zawodową jednostki został
przeanalizowany łącznie dla mężczyzn i kobiet. Ciekawym rozwinięciem mogłoby
być przeprowadzenie oddzielnych analiz dla kobiet i mężczyzn, a także uwzględnienie obecności dzieci w wieku do 3 roku życia i starszych.
Jeżeli chodzi o zmienną opisującą stan cywilny, to okazała się ona istotna tylko w modelu dwurównaniowym, przy czym wpływ pozostawania w związku małżeńskim na prawdopodobieństwo podjęcia pracy zawodowej okazał się dodatni.
Jest to do pewnego stopnia zgodne z obserwacjami Sztanderskiej i Grotkowskiej
264
Natalia Nehrebecka
[2007], które wskazały na występowanie dość zaskakującego obrazu zatrudnienia
jednoosobowych gospodarstw domowych. Wydawałoby się, że osoby samotne nie
mają możliwości pozostawania na utrzymaniu innych osób i dlatego powinny być
bardziej zmotywowane do podjęcia pracy. Tymczasem w takich gospodarstwach
można zaobserwować zupełnie odwrotną sytuację, tzn. osoby mieszkające samotnie rzadziej niż pozostałe aktywizują się zawodowo. Być może pozostawanie
w gospodarstwie domowym z innymi dorosłymi osobami, a zwłaszcza posiadanie
rodziny, wpływa stymulująco na aktywność zawodową jednostek. Trzeba jednak
pamiętać, że zmienna użyta w niniejszym badaniu nie do końca pokazuje, czy
gospodarstwo domowe jest jednoosobowe czy wieloosobowe. Być może stąd wynika nieistotność tej zmiennej w modelu trójrównaniowym oraz nieistotność tej
zmiennej w wyjaśnianiu szansy trwania w zatrudnieniu.
Wpływ wieku na prawdopodobieństwo podjęcia pracy oraz jej kontynuacji okazał się ujemny. Zmienna ta co prawda jest istotna tylko w modelu trójrównaniowym,
ale można się spodziewać, iż model ten daje lepsze wyniki niż model dwurównaniowy. Ujemny wpływ wieku na aktywność zawodową jest zgodny z wynikami innych
analiz empirycznych, które wskazują na występowanie wysokiego bezrobocia w Polsce w grupie osób starszych i w wieku przedemerytalnym. Ujemna zależność między
wiekiem a prawdopodobieństwem zatrudnienia może także wynikać z przepływu
osób starszych na emeryturę. Także obecność emeryta w rodzinie wpływa negatywnie zarówno na prawdopodobieństwo kontynuacji pracy zawodowej, jak i na prawdopodobieństwo podjęcia pracy. Często obecność emeryta w rodzinie (który może
być małżonkiem respondenta) świadczy o ogólnie wyższej średniej wieku w danym
gospodarstwie domowym i być może oznacza, że także dany respondent zbliża się
do wieku emerytalnego, a co za tym idzie, przechodzi ze stanu aktywności zawodowej na emeryturę. Tak czy inaczej, oba te efekty (tj. wyższe bezrobocie wśród starszych osób i ich odpływ na emeryturę) będą prowadzić do spadku aktywności zawodowej jednostek w starszym wieku. Na zakończenie warto dodać, że otrzymywanie
dochodów transferowych okazało się w ogóle nie mieć wpływu na modelowane
prawdopodobieństwa przejścia do statusu zatrudnionego na cały etat.
Zakończenie
W niniejszym artykule na podstawie danych pochodzących z panelu CHER dokonano analizy przejść osób w wieku od 20 do 65 roku życia do statusu zatrudnionego na pełny etat na rynku pracy. Zastosowanie danych panelowych pozwoliło prześledzić ruchy tej samej jednostki na przestrzeni czasu, dzięki czemu można było odpowiedzieć na pytanie, jakie jest prawdopodobieństwo wejścia do
badanego statusu na rynku pracy.
Wyniki badania pokazują, że stan jednostki w danym roku jest uzależniony
nie tylko od faktu przebywania w danym stanie w zeszłym roku, lecz również od
przebywania w owym stanie w latach poprzednich. Hipoteza zerowa zakładająca
równość współczynników korelacji między trzema równaniami w każdym z roz-
Przejście do statusu zatrudnionego na pełny etat: analiza empiryczna…
265
patrywanych przypadków została bowiem odrzucona. W związku z powyższym,
mamy do czynienia z tzw. problemem warunków początkowych, czyli faktem, że
stan jednostki w latach t – 2 i t – 1 jest endogeniczny w stosunku do sytuacji
w roku t, co z kolei implikuje konieczność estymacji trzech równań.
Co więcej, z badania wynika, że wpływ indywidualnych cech osób na warunkowe prawdopodobieństwo pełnoetatowego zatrudnienia zależy od tego, czy
dana osoba była już zatrudniona w poprzednich latach, co potwierdza istnienie
„zależności stanów”. Można zatem stwierdzić, zgodnie z oczekiwaniami, że zarówno przebywanie w badanym stanie, jak i samo wejście do danego stanu są
uwarunkowane cechami demograficznymi, posiadanym kapitałem ludzkim, a także cechami gospodarstwa domowego, choć wpływ tych zmiennych zależy od poprzednich stanów w zakresie aktywności zawodowej danej jednostki.
Artykuł zawiera także statystyki opisujące czas trwania zatrudnienia oraz czas
przebywania poza nim u osób o różnych kombinacjach cech, obliczone na podstawie uzyskanych oszacowań parametrów modelu.
Podsumowując, na podstawie niniejszego badania można stwierdzić, że aktywność zawodowa jednostki w danym roku w dużej mierze zależy od jej statusu
w poprzednich okresach. Trzeba jednak także podkreślić, że istnieją pewne cechy
określające przydatność zawodową i gotowość do pracy jednostek, na których
przede wszystkim powinna skupiać się polityka rynku pracy.
Tekst wpłynął 12 stycznia 2010 r.
Bibliografia
Boskin M.J., Nold F.C., A Markov Model of Turnover in Aid to Families with Dependent
Children, „Journal of Human Resources” 1975, nr 10(4).
Bovenberg L., Knaap T., Ageing, Funded Pensions and the Dutch Economy, „CESifo
Working Paper Series” 2005, nr 1403.
Böheim R, Ermisch J., Jenkins S., The Dynamics of Lone Mothers’ Incomes: Public and
Private Income Sources Compared, „ISER Working Paper” 1999–05, University of
Essex, Colchester, http://www.iser.essex.ac.uk/pubs/workpaps/pdf/1999–05.pdf
Börsch-Supan A., Hajivassiliou V., Smooth Unbiased Multivariate Probability Simulators
for Maximum Likelihood Estimation of Limited Dependent Variable Models, „Journal
of Econometrics” 1993, nr 58.
Bukowski M., Zatrudnienie w Polsce 2005, Ministerstwo Gospodarki i Pracy 2005, http://
www.mg.gov.pl/NR/rdonlyres/80DEE1CA-2D83-4B2C-8FD6-5B27B4EA1153/14572/
zatrudnienie2005rok.pdf
Bukowski M., Zatrudnienie w Polsce 2007, Ministerstwo Gospodarki i Pracy 2008, http://
analizy.mpips.gov.pl/index.php?option=com_content&task=view&id=38&Itemid=57
Cappellari L., Dorsett R., Haile G., State Dependence, Duration Dependence and Unobserved Heterogeneity in the Employment Transitions of the Over-50s, „ISER Working
Paper” 2007, nr 16.
Cappellari L., Jenkins S., Calculation of Multivariate Normal Probabilities by Simulation,
266
Natalia Nehrebecka
with Applications to Maximum Simulated Likelihood Estimation, IZA Discussion
Papers 2112, Institute for the Study of Laobur (IZA) 2006.
Cappellari L., Jenkins S., Modelling Low Income Transitions, IZA Discussion Papers 504,
Institute for the Study of Laobur (IZA) 2002.
Cappellari L., Jenkins S., Multivariate Probit Regression Using Simulated Maximum Likelihood, United Kingdom Stata Users’ Group Meetings 2003-10, Stata Users Group,
2003.
Cappellari L., Jenkins S.P., Who Stays Poor? Who Becomes Poor? Evidence from the British Household Panel Survey, „The Economic Journal” 2002, nr 112.
Cappellari L., Low-pay Transitions and Attrition Bias in Italy: An Analysis Using Simulation Based Estimation, The Warwick Economics Research Paper Series (TWERPS)
532, University of Warwick, Department of Economics, 1999, http://www2.warwick.
ac.uk/fac/soc/economics/research/workingpapers/publications/twerp532.pdf
Cappellari L., Low Wage Mobility in the Italian Labour Market, „International Journal of
Manpower” 2000, t. 21.
Ciecieląg J., Tomaszewski A., Ekonometryczna analiza danych panelowych, WNE UW,
Warszawa 2003.
Gershuny J., Sullivan O., Time Use, Gender and Public Policy Regimes, „Social Politics”
2003, nr 10(2).
Geweke J., Efficient Simulation from the Multivariate Normal and Student-t Distributions
Subject to Linear Constraints, Computer Science and Statistics: Proceedings of the
Twenty-Third Symposium on the Interface (Alexandria, VA: American Statistical
Association, 1991) 1991.
Hajivassiliou V., Some Practical Issues in Maximum Simulated Likelihood, STICERD
Discussion Paper No. EM/97/340, London School of Economics, London 1997, http://
econ.lse.ac.uk/staff/vassilis/index own.html
Hajivassiliou V., McFadden D., The Method of Simulated Scores for the Estimation of
LDV Models with an Application to External Debt Crises, Cowles Foundation Discussion Paper 967, Yale University 1990.
Hajivassiliou V., Ruud P., Classical Estimation Methods for LDV Models Using Simulation,
w: Handbook of Econometrics, t. IV, red. R. Engle, D. McFadden, North-Holland,
Amsterdam 1994.
Heckman, J.J., Statistical Models for Discrete Panel Data, w: Structural Analysis of Discrete
Data with Econometric Applications, red. C. Manski, D. McFadden, MIT Press, Cambridge 1981a.
Heckman J.J., The Incidental Parameters Problem and the Problem of Initial Conditions
in Estimating a Discrete Time-Discrete Stochastic Process, w: Structural Analysis of
Discrete Data with Econometric Applications, red. C. Manski, D. McFadden, MIT
Press, Cambridge 1981b.
Keane M., A Computationally Practical Simulation Estimator for Panel Data, „Econometrica” 1994, t. 62.
Kotowska I.E., Przemiany rodziny: Polska a Europa, w: Szanse na wzrost dzietności – jaka
polityka rodzinna, red. I. Wóycicka, Polskie Forum Strategii Lizbońskiej, Instytut
Badań nad Gospodarką Rynkową, Warszawa–Gdańsk 2005.
Kwiatkowski E., Bezrobocie. Podstawy teoretyczne, WN PWN, Warszawa, 2007.
Kwiatkowski E., Czynniki determinujące popyt na pracę w województwie mazowieckimujęcie modelowe, w: Regionalny system koordynacji rynku pracy województwa mazo-
Przejście do statusu zatrudnionego na pełny etat: analiza empiryczna…
267
wieckiego, Praca-zatrudnienie-szkolenie, „Studia i Materiały”, t. I, Syntezy ekspertyz,
Warszawa 2006.
Kwiatkowski E., Kucharski L., Tokarski L., Bezrobocie i zatrudnienie w Polsce 1993–2001,
„Ekonomista” 2002, nr 3.
Kwiatkowski E., Neoklasyczne teorie zatrudnienia, Tradycja i współczesność, PWN, Warszawa 1988.
Kwiatkowski E., Roszkowska S., Tokarski T., Granice wzrostu bezzatrudnieniowego
w Europie i krajach WNP, „Ekonomista” 2004, nr 1.
Kwiatkowski E., Socha M., Sztanderska U., Labour Market Flexibility and Employment
Security. Poland, Employment Paper 2001/128, Employment Sector, Geneva 2001.
Leira A., Working Parents and the Welfare State. Family Change and Policy Reform in
Scandinavia, Cambridge University, Cambridge 2002.
Mariano R., Schuermann T., Weeks M., Simulation-based Inference in Econometrics
Methods and Applications, Cambridge University Press, Cambridge 2000.
Matysiak A., The Sharing of Professional and Household Duties between Polish Couples­
‑preferences and Actual Choices, „Studia Demograficzne” 2005, nr 1/147.
Nandi A., Using Simulation to Make Order Acceptance/Rejection Decisions, „Simulation”
2004, t. 80(3).
Pietras J., Europejski Model Społeczny a dylematy Strategii Lizbońskiej, 2005, http://www.
sap.com/poland/.../1_SAP4Europe_Jaroslaw_Pietras.pdf
Socha M., Sztanderska U., Stopy bezrobocia równowagi w gospodarce polskiej, Wyd. Uniwersytetu Warszawskiego, Warszawa 2003.
Socha M., Sztanderska U., Strukturalne podstawy bezrobocia w Polsce, WN PWN, Warszawa, 2000.
Stern S., Simulation-based Estimation, „Journal of Economic Literature” 1997, nr 35.
Swaffield M., Stewart J., Low Pay Dynamics and Transition Probabilities, „Economica”
1999, nr 66.
Sztanderska U., Grotkowska G., Aktywność ekonomiczna ludności, w: Aktywność zawodowa
i edukacyjna a obowiązki rodzinne w Polsce w świetle badań empirycznych, red.
I.E. Kotowska, U. Sztanderska, I. Wóycicka, Wydawnictwo Scholar, Warszawa 2007a.
Sztanderska U., Grotkowska G., Zatrudnienie i bezrobocie kobiet i mężczyzn, w: Aktywność zawodowa i edukacyjna a obowiązki rodzinne w Polsce w świetle badań empirycznych, red. I.E. Kotowska, U. Sztanderska, I. Wóycicka, Wydawnictwo Scholar, Warszawa 2007c.
Sztanderska U., Kotowska I.E., Wóycicka I., Aktywność zawodowa i edukacyjna a obowiązki rodzinne w Polsce, w: Aktywność zawodowa i edukacyjna a obowiązki rodzinne
w Polsce w świetle badań empirycznych, red. I.E. Kotowska, U. Sztanderska, I. Wóycicka, Wydawnictwo Scholar, Warszawa 2007b.
Sztanderska U., Samozatrudnienie poza rolnictwem, 2005, http://www.rynekpracy.edu.pl/
pdf/samozatrudnienie.pdf
Sztanderska U., W poszukiwaniu równowagi między elastycznością rynku pracy a bezpieczeństwem zatrudnienia, 2008, http://www.strona.stos.nazwa.pl/uploads/dokumenty/
Konferencja-STOS_EFZ_12.pdf
Ziguras S., Stricker P., Labour Market Transitions in Australia. Employment, Flexibility
and Security in a Liberal Welfare Regime, 2004, http://www.siswo.uva.nl/tlm/
268
Natalia Nehrebecka
Transition to Full-Time Employment Status. Empirical
Analysis Using Two-Equation and Three-Equation Probit
Model with Endogenous Switching
Summary
The paper presents an analysis, based on panel survey data for Poland for the years
1997–2000, of the transfers of persons aged 20-65 to full-employment status. The analysis
is made using two-equation and three-equation probit model with endogenous switching.
It focuses on the probability of entry to full-employment status. The results of the
analysis indicate that the status of a given person in the labour market in the given year
depends not only on its status in the preceding year, but also on the status held before.
The analysis also shows that the impact of individual characteristics of the persons acting
in the labour market on the conditional probability of being employed depends on their
past employment status, supporting the hypothesis of intertemporal dependence of
employment status. The paper also presents the statistics, obtained from the estimated
model, describing the duration of employment and unemployment, depending on
individual characteristics of the persons concerned.
Key words: probit model 1 endogenous switching 1 intertemporal dependence
1 employment status 1 initial conditions
Переход к занятости на полную ставку:
эмпирический анализ с использованием
пробитовой модели описанной при помощи двух
или трех уравнений с эндогенным переключением
Резюме
В статье oпосывается анализ, проведённый на базе анкетных данных за 1997–2000
годы, касающихся переходa к занятости на полную ставку лиц в возрасте 20–65 лет на
рынке труда в Польше. Анализ проводился с использованием пробитовой модели описанной при помощи двух и трех уравнений с эндогенным переключением. Анализ касается
главным образом вероятности получения статуса занятого на полную ставку. Результаты
исследования показывают, что статус данного лица в определенном году зависит не только
от его статуса в предыдущем году, но и от статуса в более ранним периоде. Кроме того,
влияние индивидуальных характристик лиц на условную вероятность занятости зависит
от того, было ли данное лицо занято в прошлом, что подтверждает гипотезу о „межвременной зависимости состояний”. В статье содержатся также статистические данные,
полученные в результате применения модели, в которых описываются продолжительность
занятости, время прибываниения без работы, в зависимости от индивидуальных характеристик разных групп людей.
Ключевые слова: пробитовая модель 1 эндогенное переключение 1 межвременная
зависимость 1 состояние занятости 1 начальные условия
M
I
S
C
E
L
L
A
N
E
A
Stanisław Lis*
Kontrowersje wokół krzywej Phillipsa
i polityki antyinflacyjnej
1. Kontrowersje teoretyczne
Badanie procesów inflacji uznaje się za jeden z trudniejszych problemów w teorii ekonomii ze względu na jego złożoność oraz kontrowersyjność. Inflacja jest bowiem uważana
za znaczący przejaw zachwiania równowagi rynkowej. Ma również istotny wpływ na efektywność ekonomiczną podmiotów gospodarujących (gospodarczych) oraz poziom dobrobytu społecznego.
Podstawowe znaczenie w analizie inflacji i polityki antyinflacyjnej ma wyjaśnienie
trzech powiązanych ze sobą procesów:
a) wpływu oczekiwań podmiotów gospodarczych na kształtowanie się inflacji,
b) zależności między inflacją a bezrobociem (krzywa Phillipsa),
c) skuteczności polityki antyinflacyjnej.
Przyjmuje się obecnie w literaturze ekonomicznej, że oczekiwania podmiotów gospodarczych (optymistyczne, pesymistyczne) dotyczące inflacji mają, obok oddziaływania na
zmiany wielkości realnych, decydujący wpływ na dynamikę i poziom cen. Oczywiście,
oczekiwania inflacyjne mogą być formułowane przez producentów i konsumentów.
Przedsiębiorcy jednakże, oczekując wzrostu cen, wliczają z góry (z wyprzedzeniem)
w ceny wytworzonych dóbr lub świadczonych usług oczekiwaną stopę inflacji, o ile pozwala na to konkurencja. Natomiast konsumenci zmniejszają swoją skłonność do oszczędzania, co oznacza wzmożenie zakupów dóbr i usług lub/i powiększają zapasy dóbr trwałego użytku, ziemi, nieruchomości i kruszcu (efekt chomikowania).
Oczekiwania inflacyjne mogą wpływać na presję inflacyjną zarówno od strony popytowej, jak i podażowej. Oczekiwania inflacyjne – jeżeli zostaną poprawnie zidentyfikowane mogą także determinować strategię pieniężną banku centralnego.
W krajach wysoko rozwiniętych przeważają optymistyczne oczekiwania, zakładające
wyhamowanie tempa inflacji. Taka sytuacja występowała przez ostatnie kilkadziesiąt lat
w Stanach Zjednoczonych oraz w niektórych krajach Unii Europejskiej. Optymizm podmiotów gospodarujących co do kształtu przyszłości pobudza aktywność i przedsiębiorczość, co umożliwia stabilizację tych krajów na trajektorii długotrwałego i zrównoważonego wzrostu gospodarczego.
Jednak większość prognoz i oczekiwań – mimo burzliwego rozwoju modeli ekonometrycznych – nie sprawdza się, co potwierdzają światowe kryzysy gospodarcze i finansowe.
* Prof.
zw. dr hab. Stanisław Lis – Uniwersytet Ekonomiczny w Krakowie; e-mail: [email protected]
270
Miscellanea
Z tego powodu należy podchodzić z dużą dozą ostrożności do hipotezy racjonalnych
oczekiwań i ich wpływu na realne procesy gospodarcze [Wojtyna 2008]. Pamiętać też
należy, że aby podmioty mogły – ewentualnie – podejmować racjonalne decyzje gospodarcze, muszą dysponować dużym zasobem wiedzy ekonomicznej i doświadczeniem zawodowym potrzebnym dla prawidłowej oceny źródeł, przebiegu i natężenia procesów
inflacyjnych – zwłaszcza w warunkach ograniczonej informacji. Zatem można stwierdzić,
że w rzeczywistości inflacja jest mało przewidywalna.
Ostry spór teoretyczny, który ma duży wpływ na kształt polityki ekonomicznej toczył
się przez długie lata wokół krzywej A.W. Phillipsa [1958]. Została ona początkowo uznana
przez keynesistów za bardzo przydatne narzędzie analizy krótkookresowych związków
między bezrobociem a inflacją, a także instrument umożliwiający wybór polityki makroekonomicznej. Krzywa ta – jak wiadomo – wskazuje na występowanie między bezrobociem a inflacją zjawiska wymienialności (trade-off). Zgodnie z nurtem keynesistowskim
rządy, wybierając rodzaj polityki fiskalnej lub monetarnej, są w stanie określić rozmiary
łącznego popytu i poziom przymusowego bezrobocia, wyższy bowiem poziom agregatowego popytu wywiera presję na wzrost płac i cen, powodując w konsekwencji wyższą inflację, a dając w zamian niższe bezrobocie i odwrotnie.
Koncepcje stałej zależności między inflacją a bezrobociem podważyli niezależnie od siebie M. Friedman [Friedman, Schwartz 1971] i E. Phelps [1976], udowadniając niewystępowanie trwałej (długookresowej) zamienności między tymi zmiennymi. Poszukiwali oni czynników, które wywołują ową niestabilność zależności między inflacją i bezrobociem, i doszli
do przekonania, że tymi czynnikami są: wspomniane już oczekiwania inflacyjne oraz naturalna stopa bezrobocia w swym pierwotnym lub zmodyfikowanym znaczeniu (NAIRU).
Wprowadzili oni rozróżnienie pomiędzy krótko- i długookresową krzywą Phillipsa.
Analizując hipotezę Phillipsa współcześni ekonomiści wysunęli kilka ważnych i na
ogół zgodnych wniosków:
1) zakładana wymienialność między inflacją a bezrobociem występuje tylko w krótkim
okresie, natomiast nie występuje ona w długim okresie;
2) rządy mogą zmniejszyć, ale tylko przejściowo, stopę bezrobocia poniżej trwałej stopy
poprzez wykorzystanie ekspansyjnej polityki pieniężnej i fiskalnej. Ten pozytywny
skutek może być jednak osiągnięty tylko za cenę rosnącej inflacji;
3) istnieje pewien minimalny poziom bezrobocia, który gospodarka jest w stanie utrzymać w dłuższym okresie. Ta teza jest jednakże wątpliwa w świetle ostatnich doświadczeń gospodarki światowej, w której obserwujemy przyspieszony wzrost stopy bezrobocia;
4) restrykcyjna polityka monetarna i fiskalna jest bardziej skuteczna w zwalczaniu inflacji aniżeli w ograniczaniu bezrobocia;
5) ujemna zależność między inflacją a bezrobociem pozostaje przez pewien okres stała,
dopóki nie ulegnie zmianie inflacja oczekiwana (inercyjna);
6) drogą do obniżenia bezrobocia permanentnego jest obniżenie trwałej stopy bezrobocia (NAIRU lub LSUR – najniższej trwałej stopy bezrobocia) poprzez oddziaływanie
na stronę podażową gospodarki i reformy na rynku pracy, które uczynią bardziej
elastyczny rynek pracy [Samuelson, Nordhaus 2007, s. 344–346];
7) inflację można obniżyć wyłącznie przez obniżenie tempa wzrostu podaży pieniądza.
Zgodnie bowiem z paradygmatem Friedmana – inflacja jest zawsze zjawiskiem pieniężnym. Wzrost podaży pieniądza prowadzi w rzeczywistości do wzrostu cen, a nie
wzrostu produkcji. M. Friedman sugerował zatem, aby bank centralny przyjął niskie,
ale stałe tempo wzrostu podaży pieniądza w stosunku do tempa wzrostu PKB (lub
271
Miscellanea
tylko nieznacznie wyższe), co będzie sprzyjało utrzymaniu niskiej inflacji w długim
okresie.
Kluczowe miejsce w modelu długookresowej krzywej Phillipsa zmodyfikowanej przez
Friedmana i Phelpsa zajmuje hipoteza racjonalnych oczekiwań, która dominowała przez
wiele lat. W sytuacji, gdy rdzeń tej teorii jest obecnie bardzo kontestowany, należy z dużą
ostrożnością podchodzić do modelu Friedmana-Phelpsa. Modelu tego nie potwierdzają
zresztą wyniki wielu badań empirycznych.
Jak podaje R.J. Barro, ujemna zależność między bezrobociem i stopą wzrostu płac
nominalnych zniknęła po I wojnie światowej w latach 1923–1939. W latach 1947–1990
zależność ta była w Wielkiej Brytanii jednoznacznie dodatnia. Również dla gospodarki
USA w analogicznym okresie stwierdzono brak istotnej statystycznie korelacji między
stopą bezrobocia i stopą wzrostu płac nominalnych [Barro 2007, s. 542–546].
2. Próba weryfikacji krzywej Phillipsa dla gospodarki polskiej
Weryfikację statystyczną zależności między inflacją a bezrobociem oraz dynamiką wzrostu produktu krajowego brutto (PKB) przeprowadzimy dla gospodarki Polski. Kształtowanie się stopy inflacji mierzonej wskaźnikiem CPI (dane roczne) oraz dynamiki PKB
(w cenach bieżących) i dynamiki bezrobocia w Polsce w okresie transformacji gospodarczej w latach 1993–2008 przedstawiono w tabeli 1.
Ta b e l a 1
Wskaźnik cen towarów i usług konsumpcyjnych, dynamika produktu krajowego brutto
oraz dynamika stopy bezrobocia w Polsce w latach 1991–2008
Rok
Wskaźnik cen towarów
i usług konsumpcyjnych
(rok poprzedni = 100)
Dynamika PKB
(rok poprzedni = 100)
Dynamika stopy
bezrobocia
(rok poprzedni = 100)
1991
170,3
93,0
187,7
1992
143,0
102,6
117,2
1993
135,3
103,8
114,7
1994
132,2
105,2
97,6
1995
127,8
107,0
93,1
1996
119,9
106,2
88,6
1997
114,9
107,1
78,0
1998
111,8
105,0
101,0
1999
107,3
104,5
126,0
2000
110,1
104,3
115,3
2001
105,5
101,2
115,9
2002
101,9
101,4
108,6
2003
100,8
103,9
105,3
272
Miscellanea
cd. tab. 1
2004
103,5
105,3
95,0
2005
102,1
103,6
92,6
2006
101,0
106,2
84,1
2007
102,5
106,7
77,0
2008
104,2
104,8
83,3
Źródło: Roczniki Statystyczne GUS.
Wykorzystując dane liczbowe zawarte w tabeli 1 obliczono współczynniki korelacji
między badanymi zmiennymi oraz wartości statystyki t-Studenta (tab. 2).
Ta b e l a 2
Współczynniki korelacji między stopą inflacji a stopą wzrostu PKB, stopą inflacji
a stopą wzrostu bezrobocia, stopą wzrostu bezrobocia a stopą wzrostu PKB w Polsce
w latach 1991–2008
Wartość
współczynnika
korelacji (r)
Wartość statystyki
t-Studenta dla (n – 2)
stopni swobody
Wartość krytyczna statystyki
t-Studenta dla a = 0,9
i 16 stopni swobody
Korelacja między
stopą inflacji a stopą
wzrostu PKB
–0,59
2,92
0,128
Korelacja między
stopą inflacji a stopą
wzrostu bezrobocia
–0,22
0,89
0,128
Korelacja między
stopą wzrostu
bezrobocia a stopą
wzrostu PKB
–0,11
0,46
0,128
Wyszczególnienie
Źródło: Obliczenia własne na podstawie danych tabeli 1.
Z przeprowadzonej analizy wynika, że w Polsce w latach 1991–2008 nie wystąpiła
statystycznie istotna zależność między bezrobociem a inflacją, o czym świadczy niska
wartość współczynnika korelacji (r) wynosząca zaledwie: –0,22 (tab. 2). Natomiast występuje umiarkowana ujemna zależność między tempem wzrostu gospodarczego (PKB)
a tempem wzrostu inflacji, na co wskazuje wielkość współczynnika korelacji: r = –0,59.
Oznacza to, że długookresowa spadkowa tendencja inflacyjna sprzyjała procesom wzrostu gospodarczego w Polsce. Nie wystąpiła także w badanym okresie prawie żadna zależność między stopą wzrostu PKB a stopą wzrostu bezrobocia (r = –0,11).
Realna gospodarka weryfikuje niektóre teorie ekonomiczne – w tym przypadku teorię sugerującą istnienie negatywnej zależności między inflacją i bezrobociem. Oczywiście
na miejsce starych teorii powstają nowe lub teorie te są modyfikowane. Ale musimy też
pamiętać, że prawidłowości czy zależności stwierdzone w pewnym okresie i funkcjonujące w określonych warunkach społeczno-ekonomicznych nie muszą mieć mocy obowiązującej ponadczasowo i mieć zastosowania dla całej gospodarki światowej.
Miscellanea
273
3. Kilka uwag na temat polityki antyinflacyjnej
Inflację i jej skutki można zwalczać środkami polityki antyinflacyjnej oraz poprzez zmiany instytucjonalne.
Istotnym zagadnieniem jest przy tym interpretacja „długiego okresu”. W makroekonomii przez długi okres rozumie się na ogół czas, w którym wszystkie parametry makroekonomiczne, jak: ceny, płace, stopy procentowe, stawki podatkowe oraz oczekiwania, mogą
się dostosowywać do zmian zachodzących w gospodarce. J.M. Keynes wątpił w wartość
poznawczą tej kategorii, pisząc wprost, że w długim okresie wszyscy będą martwi. Niektórzy
ekonomiści uważali za długi okres dwie lub jedną dekadę. Ostatnio wymienia się okres
nawet pięciu lat. Oznacza to, że coraz częściej długi okres jest utożsamiany z krótkim.
Ważniejsze jest, że omawiane procesy dostosowawcze przebiegają bardzo powoli i są często
zakłócane przez różnego rodzaju wstrząsy i zakłócenia polityczne.
Wybór właściwej polityki makroekonomicznej zależy przede wszystkim od diagnozy
przyczyn procesów inflacyjnych w danym kraju i w danym okresie. Inne bowiem narzędzia makroekonomiczne należy stosować do zwalczania inflacji popytowej, a inne do
przeciwdziałania inflacji kosztów.
W sytuacji inflacji pchanej przez popyt należy ograniczyć wydatki sektora publicznego
lub/i podnosić podatki. Restrykcyjna polityka fiskalna – zgodnie z teorematem Keynesa
– zredukuje popyt globalny. Konsekwencją tej polityki będzie jednak – oprócz obniżenia
poziomu i dynamiki inflacji – spadek produkcji i zatrudnienia – recesja gospodarcza.
Z kolei monetaryści uważają, że podstawową rolę w przeciwdziałaniu inflacji powinna odgrywać twarda (restrykcyjna) polityka monetarna, redukująca tempo wzrostu
podaży pieniądza. Przynosi ona – według nich – pozytywne efekty w postaci wygaśnięcia inflacji i obniżenia poziomu oczekiwań inflacyjnych. Kontrolując stopę procentową,
bank centralny może oddziaływać na podaż pieniądza bankowego (podaż kredytów),
co dodatkowo wpłynie na zmniejszenie wydatków podmiotów gospodarujących.
W ostatnich dekadach w gospodarce światowej dominowało monetarne podejście
w hamowaniu inflacji. Rezultatem takiej polityki jest jednakże wzrost społecznych
kosztów walki z inflacją.
Współcześnie większość ekonomistów słusznie twierdzi, że efektywność wygaszania inflacji zależy od wiarygodności rządu i zaufania, jakim cieszy się on w danym kraju. Im bardziej przewidywalna i przejrzysta jest polityka gospodarcza rządu, tym niższy jest koszt społeczny zwalczania inflacji, ponieważ spadek produkcji i spowodowane nim bezrobocie są
wówczas mniejsze i trwają krócej. Do przeciwdziałania procesom inflacyjnym (lub przeprowadzenia dezinflacji) rząd wspólnie z bankiem centralnym powinien wykorzystywać
zarówno instrumenty polityki monetarnej, jak i fiskalnej (odpowiednią tzw. policy mix).
Na stabilizację cen ważny wpływ pozytywny ma deregulacja instytucji rynkowych,
wzrost konkurencyjności podmiotów gospodarczych, zniesienie barier rozwoju przedsiębiorczości, ochrona praw konsumenta, zwiększanie elastyczności płac itp.
Historia gospodarcza pokazuje, że dylemat wyboru między inflacją a bezrobociem
jest trudny do rozwiązania na dłuższy okres mimo wzrostu efektywności mikro- i makroekonomicznej gospodarek oraz rosnącej sprawności i skuteczności polityki makroekonomicznej. Prawdopodobnie jesteśmy skazani na życie w warunkach inflacji – miejmy nadzieję, że niskiej – choć jest to trudne i kosztowne. Ponieważ inflacji nie udaje się całkowicie wyeliminować, to musimy ją przewidywać i umiejętnie się do niej dostosowywać
[Snowdon, Vane, Wynarczyk 1998, s. 172–173].
Reasumując te rozważania, należy stwierdzić, że analiza realnych procesów gospodarczych we współczesnym świecie wskazuje, że żadna polityka makroekonomiczna nie jest
274
Miscellanea
idealnym panaceum na stabilizację gospodarki. Stąd też w zmieniających się warunkach
gospodarczych istnieje konieczność wdrażania różnych kombinacji instrumentów fiskalnych i monetarnych. Wybór właściwej kombinacji polityki pieniężnej i fiskalnej zależy od
zmiennych endogenicznych i egzogenicznych determinujących wzrost gospodarczy kraju.
Jeżeli priorytetem polityki społeczno­‑gospodarczej rządu jest przyspieszenie długookresowego wzrostu gospodarczego, to powinien on preferować raczej kombinację restrykcyjnej
polityki fiskalnej i łagodnej polityki pieniężnej, gdyż taki zestaw instrumentów zdecydowanie pobudza podmioty gospodarcze do powiększania inwestycji, wdrażania postępu technicznego i rozwijania przedsiębiorczości. Badania empiryczne przeprowadzone w USA
potwierdziły, że zmiany podaży pieniądza w krótkim okresie powodują zmiany wielkości
produkcji, natomiast wraz z upływem czasu wpływ ten w coraz większym stopniu przejawia
się w inercji cen i płac [Samuelson, Nordhaus 2007, s. 447–448].
Polityka makroekonomiczna powinna być wiarygodna i dostosowana do konkretnych
zdarzeń i warunków gospodarczych. Wybór różnych kombinacji polityki fiskalnej i monetarnej zależy od poziomu rozwoju gospodarczego, przebiegu cyklu koniunkturalnego, stopnia dojrzałości instytucji i mechanizmów rynkowych, powiązań danej gospodarki z gospodarką globalną, zasobu wiedzy i doświadczenia decydentów i podmiotów gospodarczych
itp. Polityka makroekonomiczna musi uwzględniać konkretne warunki społeczno-gospodarczego rozwoju kraju; dlatego nie można mechanicznie przenosić doświadczeń i rozwiązań z jednego (nawet najbardziej rozwiniętego) kraju do innego.
Tekst wpłynął: 11 lutego 2011 r.
Bibliografia
Barro R.J., Makroekonomia, PWE, Warszawa 2007.
Friedman M., Schwartz A., A Monetary History of the United States 1867–1960, Princeton University,
Princeton 1971.
Kazimierczak A., Polityka pieniężna w gospodarce otwartej, WN PWN, Warszawa 2008.
Lis S., Lis W.M., Podstawy rynku pieniężnego i walutowego, Wydawnictwo Akademii Ekonomicznej
w Krakowie, Kraków 2006.
Phelps E.S., Phillips W., Curves, Inflation, Expectations and Optimal Employment Overtime,
„Economica” 1976, nr 3.
Phillips A.W., The Relationship between Unemployment and Rate of Change of Money Wages in the
United Kindom 1861–1957, „Economica” 1958, nr 25.
Rudolf S., Inflacja, w: Ekonomia, PWE, Warszawa 2007.
Samuelson P.A., Nordhaus W.D., Ekonomia, t. 2., WN PWN, Warszawa 2007.
Smithin J., Controversies in Monetary Economics, Edword Elegar, 2003.
Snowdon B., Vane H., Wynarczyk P., Współczesne nurty teorii ekonomii, WN PWN, Warszawa 1998.
Wojtyna A., Współczesna ekonomia – kontynuacja czy poszukiwanie nowego paradygmatu, „Ekonomista” 2008, nr 1.
Wojciech Przychodzeń*
Wahania cykliczne dynamiki PKB w Polsce
w latach 1989–2009**
Wstęp
Instrumentarium analizy harmonicznej i spektralnej1 pozwala na dogłębne poznanie
struktury procesów gospodarczych – wyodrębnienie regularnych wahań, ocenę ich okresowości i intensywności, wagi w ogólnej dynamice procesu, zbadanie modyfikacji regularnych oscylacji w miarę upływu czasu oraz identyfikację momentów skokowej (nieciągłej) zmiany dynamiki gospodarczej. Ma to duże znaczenie dla polityki gospodarczej
i prognozowania przyszłych wartości zmiennych ekonomicznych. Niestety, w polskiej literaturze ekonomicznej jest niewiele pozycji, w których wykorzystuje się analizę spektralną do badania wahań aktywności gospodarczej2.
Głównym celem artykułu jest wyodrębnienie za pomocą analizy spektralnej dominujących częstotliwości wahań cyklicznych w kwartalnej dynamice PKB w Polsce w latach
1989–2009. Potwierdzenie faktu występowania w Polsce w okresie transformacji systemowej cyklicznych wahań dynamiki PKB oraz określenie dominującej częstotliwości tych
wahań może być punktem wyjścia dla dalszych analiz zmierzających do wyjaśnienia mechanizmów cykli.
1. Analiza struktury dynamiki PKB
w Polsce w latach 1989–2009
Kształtowanie się PKB w Polsce w latach 1989–2009 (w mln zł w cenach stałych z 1990 r.)
w przekroju kwartalnym zostało przedstawione na rysunku 1. Liczba danych szeregu
wynosi N = 84. W analizowanym szeregu można wyraźnie wyodrębnić okres transformacyjnej recesji lat 1989–1992 oraz stopniowy, w miarę stabilny wzrost PKB począwszy od
1993 r. (zakłócony jedynie przejściowymi spowolnieniami w 2001 r. i 2009 r.).
* Dr
Wojciech Przychodzeń – Akademia Leona Koźmińskiego; e-mail: [email protected]
został przygotowany w ramach projektu badawczego pt. „Transformacja systemowa i rozwój
społeczno­‑gospodarczy. Uwarunkowania, osiągnięcia, perspektywy”, sfinansowanego ze środków budżetowych na naukę (umowa Nr 3456/B/H03/2010/38).
1 Podstawy metodologiczne analizy harmonicznej i spektralnej procesów gospodarczych są objaśniane
m.in. w następujących publikacjach: Zieliński [1979], Czerwiński [1982], Talaga i Zieliński [1986], Łuczyński
[1998], Warner [1998], Holger i Schreiber [2004].
2 Do nielicznych wyjątków należy zaliczyć opracowania: Łuczyński i Matkowski [1999], Skrzypczyński
[2008], Gradzewicz, Growiec, Hagemejer, Popowski [2010].
** Artykuł
276
Miscellanea
W celu wyodrębnienia w dynamice PKB dominujących częstotliwości wahań cyklicznych, wyjściowy szereg czasowy danych został przeliczony na indeksy łańcuchowe
itk/tk −1 (dany kwartał w stosunku do analogicznego kwartału roku poprzedniego), wyznaczone zgodnie z formułą:
i
tk/tk - 1
y - ykt - 1
ikt/kt - 1 = kt
# 100
ykt - 1
gdzie:
Xt = Pt + Ct
yk
– wartość PKB w k-tym kwartale
T roku t,T
2
2
`D2Ctj
= / Proku
ykt – 1 – wartość PKB w k-tym U
kwartale
– 1.
t + m t/
t=1
(1)
t=3
Powyższe przekształcenie pozwoliło
na usunięcie sezonowości regularnej z analizoDkXt = Xt - Xt - k
wanej dynamiki PKB.
m (1 - L) 2 (1 - L- 1) 2
B HP (L) =
Ry smu(n1ekL
1 ) 2 (1 - L- 1) 2 + 1
Produkt krajowy brutto w Polsce w latach 1989–2009
w ujęciu
kwartalnym
-~
e i~) 2 (r.)
(1 -z 1990
mstałe
1 - e i )2
(wB mln
zł,
ceny
=
(
)
~
HP
m (1 - e i ) 2 (1 - e - i ) 2 + 1
~
30 000
28 000
B HP (~) =
26 000
24 000
|20, 05
22 000
|20, 95
20 000
~
4m (1 - cos~) 2
4m (1 - cos~) 2 + 1
|2(a, l)
18 000
2009
2008
2007
2006
2005
2004
2003
2002
1996
|20, 95; 8
1995
1994
1993
1992
1991
1990
1989
10 000
2001
|20, 05; 8
2000
12 000
1999
|20, 95; 6
1998
14 000
1997
|20, 05; 6
16 000
1
16
Źródło: Opracowanie własne na podstawie danych GUS oraz szacunków kwartalnych PKB za lata 1989–1996
1
podanych w: Kudrycka, Radziukiewicz [1995], Welfe,
Kelm [1996, s. 49–56], Kelm [1999].
~8 =
10
~i)h
(~pomocą
^K1 * fza
Rysunek 2 przedstawia obliczone
(1) indeksy łańcuchowe dynamii), K2 * f (formuły
2
ki PKB w latach 1989–2009 w ujęciu |kwartalnym,
wyrażone
w postaci stóp zmian (w %
a ] g
(1 - ) l
w skali rocznej), a rysunki 3 i 4 Kodpowiednio
spektrum
Tukeya­‑Hanninga
oraz spektrum
2
1=
l
Parzena szeregu oczyszczonego z wahań sezonowych
metodą indeksów łańcuchowych.
2
Wagi Tukeya-Hanninga i Parzena|[Tukey
a ] g 1959, s. 300–330; Parzen 1957, s. 921–932]
( ) l
są najbardziej rozpowszechnionymi
w literaturze
przedmiotu funkcjami wagowymi stoK2 = 2
sowanymi do estymacji funkcji gęstości lspektralnej. Wagi te pozwalają na interpretację
2
funkcji spektrum. Wariancja procesu
równa się polu ograniczonemu
|(1 - a ) ]stochastycznego
lg
2
krzywą gęstości spektralnej i osią częstości.
Spektrum wyznacza udział w ogólnej wariancji wahań o okresach N/i, gdzie1i = a1, 2, ..., N/2 [Box, Jenkins 1970].
2
Dzięki usunięciu z badanego szeregu
wahań sezonowych możliwe stało się wykorzysta'
nie filtra Hodricka-Prescotta [Hodric, Prescott
1997] (filtr HP) do wyeliminowania trendu
K1
stochastycznego. Filtr ten zakłada' obecność trendu niezależnego od komponentu cykliczK2
nego. Po usunięciu wahań sezonowych
analizowany szereg czasowy, przy założeniu niewiel~i), Kzostać
)h
^K1 * f (może
kiej roli komponentu nieregularnego,
równaniem:
2 * f (~iwyrażony
1
~8 =
10
t
_Umn (~8) - f (~8)i
~5 =
277
Miscellanea
Ry s u n e k 2
Indeksy łańcuchowe kwartalnej dynamiki PKB w Polsce w latach 1989–2009
(stopy zmian w %)
30
25
20
15
10
5
0
–5
–10
–15
–20
2009
2008
2007
2006
2005
2004
2003
2002
2001
2000
1999
1998
1997
1996
1995
1994
1993
1992
1991
1990
1989
–25
Źródło: Opracowanie własne.
Ry s u n e k 3
Spektrum Tukeya-Hanninga kwartalnego indeksu PKB
oczyszczonego ze składnika sezonowego
1,5E4
1,0E4
Gęstość
5,0E3
0,0
0,1
Źródło: Opracowanie własne.
0,2
Częstość
0,3
0,4
0,5
itk/tk - 1
ykt - ykt - 1
# 100
ykt - 1
Xt = Pt + Ct ikt/kt - 1 =
gdzie:
t = 1, 2, 3, …, T,
Pt – tendencja rozwojowa,
Ct – składnik cykliczny.
U=
T
T
t=1
t=3
(2)
/ Pt2 + m / `D2Ctj
2
DkXt = Xt - Xt - k
B HP (L) =
B HP (~) =
m (1 - L) 2 (1 - L- 1) 2
m (1 - L) 2 (1 - L- 1) 2 + 1
m (1 - e i~) 2 (1 - e - i~) 2
m (1 - e i ) 2 (1 - e - i ) 2 + 1
~
~
278
Miscellanea
Ry s u n e k 4
Spektrum Parzena kwartalnego indeksu PKB oczyszczonego ze składnika sezonowego
8,0E3
6,0E3
4,0E3
Gęstość
2,0E3
0,0
0,1
Źródło: Opracowanie własne.
itk/tk - 1
0,2
itk/tk - 1
Częstość
0,3
0,4
0,5
y - ykt - 1
ikt/kt - 1 = kt
# 100
y
y
ykt - 1
Oszacowanie tendencji rozwojowej
oraz
cyklicznego odbywa się poprzez
kt - 1komponentu
ikt/kt - 1 = kt
# 100
minimalizację następującej funkcji:
ykt
+
Xt = P
C
1
t
t
T
Xt = Pt + Ct T 2
2
` 2 j
(3)
TU = / PTt + m / D Ct ,
2 t=1
2 t = 23
U = / Pt + m / `D Ctj
k
t =D
t =1 X =X
3 X gdzie:
t
t
t k
k
-1 2
2
=
D
X
X
X
D – operator różnicy
t
t
t - k , m (1 - L) (1 - L )
=
B
L
(
)
2
1
2
m – stały parametr o wartości
HP
m (1 -m (L1) -(1Litk/tk - 1 dodatniej.
) 2 (L1 -) L- 1) 2 + 1
B HP
(L) =
-1 2
2
2
L
) m1((#
mykt(1--ykt
11 Pierwsza suma we wzorze
mierzy
poprawność
wokół trendu),
-L
e i~))2estymacji
(1+-1 e - i~)(reszty
ikt/kt -(3)
100
1B= (~) =
~
~
i
i
2
2
HP
y
podczas gdy druga reprezentuje wygładzenie
- i~ 2 m odpowiada za wagę
2 e Parametr
)trendu.
(e1i~)
m (kt1--1m (e1 ) (1 - e ) + 1
BiX
(-~1P
)=
HP
obydwu komponentów (tendencji
C
/ttk=
tk
~ i składnika
- i~ 2 2cyklicznego) w łącznej sumie.
t +rozwojowej
))+ 1
m (t 1 - e i 4) 2m((11 - ecos~
Wraz ze wzrostem m trend stajeB
bardziej
a gdy m zbliża się do nieskońT sięy(kt
yktT - 1wygładzony,
=
)
~
2 2
HP 2
2 100
=
i
#
) ~) 2 + 1
mm(/
1 4-`mD(cos
j cos
kt/kt=-się
1/ linią
U
Pt +4y prostą.
C-t~
czoności, wówczas trend Bstaje
1
kt - 1
HP (~t )= =
t = 3 obliczany
1
2czasowego
Filtr HP dla danego szeregu
~) 2 + 1jest zgodnie z formułą:
4m (1 - cos
Xtk= P|t 0+
, 05Ct
=
D
X
X
X
t -Tk
T2 t
|20, 05 t |
2
0, 952
`DL2)C2tj(1 - L- 1) 2 /
=
+
U
P
(/
m
1
2
t
2
|0B, 95
,
(4)
=
t=3
HP (t L
|)(1a=
, l)
m (1 - L) 2 (1 - L- 1) 2 + 1
2k
2
|D
X -k
(a, lX
)t=
t ;|0X
~
, 05
6 mt (
e -1 i~2 ) 2
1 - e i 2) 2 (1 - gdzie L – operator przesunięcia.
2
2
=
)
|0B, 05
(
L
)
(
L
m
1
1
HP
; 6(~
~
~)
95; 6
B
(L|)0,=
e -1 i 2 ) 2 + 1
m (1 - e i 2) 2 (1 - 2 HP
2
Jego funkcją transferową
|0, 95; 6jest:
) (1 - L2 ) + 1
|0, 05; 8m (14m-(1Lcos~)
2B
=
(
)
~
2
m (1 - e i~) 2 (1 - e - i~) 2
|0, 05HP; 8 |
95; 8 4m (1 - cos~) 2 + 1
B HP (~)0,=
,
(5)
~
~
m1(1 - e i ) 2 (1 - e - i ) 2 + 1
|20, 295; 8
|0, 05 ~5 =
1
164m (1 - cos~) 2
2= (~) =
~2B
5 0HP
|
1
gdzie i – liczba urojona (i =, 95−1),
2
16
~ = 4m (1 - cos~) + 1
|22(a, l) 1 8 10
~|80=
, 05 K * f (~ ), K * f (~ )
^ 1
i
i h
2
|220, 05;10
6
|
^K102,*95f (~i), K2|*2 f (~
a i)]hl g
|
(1 - )
2
|2(02a,,95l) ;|6K
=a ] g 2
(11- ) l
|
l
U=
/ Pt
t=1
+ m / D Ct
t=3
k
D Xt = Xt - Xt - k
m (1 - L) 2 (1 - L- 1) 2
B HP (L) =Miscellanea
m (1 - L) 2 (1 - L- 1) 2 + 1
B HP (~) =
zaś funkcją przyrostu:
B HP (~) =
279
m (1 - e i~) 2 (1 - e - i~) 2
m (1 - e i ) 2 (1 - e - i ) 2 + 1
~
~
4m (1 - cos~) 2
2
4m (1 - cos~) + 1
.
(5)
|20, 05
Dla danych rocznych R. Hodrick
i E. Prescott zaproponowali przyjęcie wartości pa|20, 95
rametru m równej 100, dla danych
kwartalnych 1600, a dla danych miesięcznych 14 400.
|2(a, l)
Analizowany szereg po usunięciu
trendu stochastycznego za pomocą filtra HP (dla
2
parametru m równego 1600) został
przedstawiony
na rysunku 5. Uzyskane w ten sposób
|0, 05; 6
dane spełniają kryterium stacjonarności
w ramach
testu
pierwiastka jednostkowego ADF
|20, 95; 6 Fuller 1979]. Obliczona wartość statystyki Dickeya(Augmented Dickey-Fuller) [Dickey,
itk/tk - 1
Fullera jest większa niż wartość
dla poziomu
istotności 0,01. Hipoteza zerowa
|20, 05krytyczna
;8
ykt -hipotezy
ykt - 1
o niestacjonarności szeregu zostaje
zatem odrzucona
na=rzecz
alternatywnej.
2
i
# 100
|0, 95; 8
kt/kt - 1
itk/tk - 1
Zastosowana
procedura prowadzi
do wyodrębnienia w badanejyktdynamice
PKB dominu-1
1
ykt - ykt -wahań
jących częstotliwości
cyklicznych.
Dla
spektrum
Tukeya-Hanninga
i Parzena wyXt = Pt + Ct
1
i kt - 1 =
# 100~5 = 16
T
T
padakt/ona
w piątym
obliczeń, co odpowiada
odpowiednio
okresowi 16 i
ykt -i1 ósmym punkcie
2
2
2
1i 7.
`
j
/
/
=
+
U
D
P
C
m
10 kwartałów.
Ilustrują
to
rysunki
6
t
t
Xt = Pt + Ct
~8 =
t=1
t=3
10
T
T
2
k
Ry
k i)5h D Xt = Xt - Xt - k
Ks2 u*nf e(~
U = / Pt2 + m / `D2Ctj ^K1 * f (~i),
=1
tIndeksy
t=3
2
łańcuchowe
kwartalnej
PKB w Polsce w latach
1989–2009
a ]lg
) 2 (1 - L- 1) 2
m (1 - L
| -dynamiki
)
=%)
oczyszczone(1z trendu
(stopyB zmian
2
HP (L) w
-1 2
2
DkXt = Xt - Xt - k
K1 =
l
2
- L- 1)22
L
(
)
(
m
1
1
20
B HP (L) =
a ]lg
|
( )
m (1 - L) 2 (1 - L- 1) 2 +
1
K2 = 2
15
- i~ l2
i~ 2
m (1 - e ) (1 - e )
2
10B HP (~) =
~
- ia~ ]2l g
|(e1 )) + 1
m (1 - e i ) 2 (1 2
5
B HP (~) =
0
|20, 05
m (1 - L) (1 - L ) + 1
B HP (~) =
B HP (~) =
2
4m (1 - cos~) a
14m (1 - cos~) 2 + 12
K 1'
~
~
m (1 - e i ) 2 (1 - e - i ) 2
m (1 - e i ) 2 (1 - e - i ) 2 + 1
~
~
4m (1 - cos~) 2
4m (1 - cos~) 2 + 1
|20, 05
|20, 95
|2(a, l)
K 2'
|2
–10 2
^K1 * f (~i), K2 * f (~i)h 0, 05; 6
|(a, l)
|20, 95; 6
1
–15|2
~
=
8
0, 05; 6
10
|20, 05; 8
|20, 95; 6
_Ut mn (~8) - f (~8)i |20, 95; 8
Źródło:
Opracowanie
własne.
|20, 05
;8
^2 * (K2 - K1) * f (~8)h
1
~5 =
2
|
16
0, 95; 8
W spektrum
Tukeya-Hanninga szczyty spektralne w piątym
(odpowiadającym często1
1
ści ~5 = ) i ósmym (odpowiadającym częstości ~8 =
) punkcie obliczeń wykraczają
10
16
f (~i)hwyznaczoną z wy^K1 * f (~i), K2 *0,10),
poza dolną1 granicę ufności (przy poziomie prawdopodobieństwa
~8 =
korzystaniem
10 teoretycznych wartości wygładzonej funkcji|2gęstości
a ] g Umn i (~i). Oba wspo(1 - ) l
mniane
powyżej
szczyty
znajdują
się
jednak
poniżej
górnej
granicy
przedziału ufności.
2
~
~
K
f
K
f
*
(
),
*
(
)
^ 1
i
i h
2
K1 =
l
Oznacza to,2 że regularnych wahań dynamiki PKB w Polsce
w okresie
transformacji o okre| - a ) ]lg
2
sach 16 i 10(1kwartałów,
tzn. 4 lat i 2,5 roku, nie można uznać
] l gprzypadkowe, aczkolwiek
2
|( a ) za
K1 =
2
stwierdzenie powyższe
nie spełnia przyjętego kryterium
statystycznej
istotności.
l
K2 =
l
2
|( a ) ] l g
2
|(1 - a ) ] l g
K2 = 2
2
l
a
2
|(1 - a ) ] l g
12
2
–5
2009
2008
2007
2006
2005
2004
2003
2002
2001
2000
1999
1998
1997
1996
1995
1994
1993
1992
1991
1990
1989
|20, 95
280
Miscellanea
Ry s u n e k 6
Spektrum Tukeya-Hanninga kwartalnego indeksu PKB
oczyszczonego z trendu i składnika sezonowego
2,0E3
1,5E3
Gęstość
1,0E3
5,0E2
itk/tk - 1
0,0
itk/tk - 1
0,1
ykt - ykt - 1
Źródło: Opracowanie własne.
ikt/kt - 1 =
ykt - 1
0,2
Częstość
# 100
Ry s u n e k 7
ykt0,4- ykt - 1
# 1000,5
ykt - 1
Xt = Pt + Ct
0,3i
kt/kt - 1
=
T
U=
T
/ Pt2 + m / `D2Ctj
Xt = Pt + Ct Spektrum Parzena kwartalnego indeksu PKB
t=1
T
U=
1,2E3
1,0E3
8,0E2
6,0E2
Gęstość
4,0E2
2,0E2
T
oczyszczonego
2
Pt2 + m `D2Ctj
t=1
t=3
/
/
B HP (~) =
B HP (~) =
t=3
z trendu i składnika sezonowego
k
D Xt = Xt - Xt - k
B HP (L) =
DkXt = Xt - Xt - k
B HP (L) =
m (1 - L) 2 (1 - L- 1) 2
m (1 - L) 2 (1 - L- 1) 2 + 1
m (1 - e i~) 2 (1 - e - i~) 2
m (1 - e i ) 2 (1 - e - i ) 2 + 1
~
~
4m (1 - cos~)
2
B HP (~) =
B HP (~) =
m (1 - L) 2 (1 - L- 1) 2
m (1 - L) 2 (1 - L- 1) 2 + 1
~
~
m (1 - e i ) 2 (1 - e - i ) 2
m (1 - e i ) 2 (1 - e - i ) 2 + 1
~
~
4m (1 - cos~)
2
4m (1 - cos~) 2 + 1
|20, 05
2
4m (1 - cos~) + 1
|20, 05
|20, 95
|2(a, l)
0,1
|20, 050,0
;6
2
|0, 95; 6
Źródło: Opracowanie
własne.
|20, 05; 8
Również
spektrum Parzena
|20, 95w ;8
2
|20, 95
|2(a, l)
|20, 05; 6
0,2
|20, 95; 6
Częstość
0,3 2
|0, 05; 8
0,4
0,5
|20, 95; 8
1
5=
szczyty spektralne~w piątym
(odpowiadającym
16
1
1
) i ósmym (odpowiadającym częstości ~8 =
) punkcie obliczeń wy10
16
kraczają poza dolną
granicę ufności. Tym razem jednak^Kwahania
o częstości 2,5 roku
1
1 * f (~i), K2 * f (~i)h
~8nieznacznie
=
wykraczają
również
poza
górną
granicę
przedziału
ufności
(przy poziomie
2
10
|(1 - a ) ] l g
prawdopodobieństwa
0,90).
2
^K1 * f (~i), K2 * f (~i)h
K1 =
l
2
a
|(1 - ) ] l g
2
2
|( a ) ] l g
K1 =
l
K2 = 2
l
2
|( a ) ] l g
2
2
| a ]lg
częstości ~5 =
Miscellanea
281
Wnioski
Przedstawiona analiza miała na celu ustalenie dominującej częstotliwości wahań cyklicznych dynamiki PKB w Polsce w okresie transformacji systemowej. W tym celu niezbędne
stało się oczyszczenie indeksu dynamiki PKB z tendencji rozwojowej i składnika sezonowego. Sezonowość wyeliminowano poprzez wykorzystanie indeksów łańcuchowych,
a trend stochastyczny został wyeliminowany za pomocą filtra Hodricka-Prescotta.
Przeprowadzona analiza umożliwiła wyodrębnienie, w ramach spektrów Tukeya-Hanninga i Parzena, dominujących częstotliwości wahań cyklicznych dynamiki PKB
o okresach odpowiednio 10 i 16 kwartałów. Wahania o okresie 2,5 roku spełniają (dla
spektrum Parzena) kryterium statystycznej istotności przy poziomie prawdopodobieństwa równym 0,90.
Do powyższego wyniku należy jednak podchodzić z ostrożnością w związku z niewystarczającą długością analizowanego szeregu czasowego (84 obserwacje), koniecznością
zastosowania procedury filtracji w celu doprowadzenia danych do stacjonarności oraz brakiem spełnienia przez wahania cykliczne o okresie 10 kwartałów (w spektrum Parzena)
silnego kryterium istotności.
Tekst wpłynął 4 lutego 2011 r.
Bibliografia
Box G., Jenkins G., Time Series Analysis: Forecasting and Control, Holden-Day, San Francisco
1970.
Czerwiński Z., Matematyczne modelowanie procesów ekonomicznych, PWN, Warszawa 1982.
Dickey D., Fuller W., Distribution of the Estimators for Autoregressive Time Series with a Unit Root,
„Journal of the American Statistical Association” 1979, t. 74.
Gradzewicz M., Growiec J., Hagemejer J., Popowski P., Cykl koniunkturalny w Polsce – wnioski
z analizy spektralnej, „Bank i Kredyt” 2010, nr 41(5).
Hodrick R., Prescott E., Postwar U.S., Business Cycles: An Empirical Investigation, „Jounrnal of
Money, Credit and Banking” 1997, t. 29(1),
Holger K., Schreiber T., Nonlinear Time Series Analysis, Cambridge University Press, Cambridge
2004.
Huebner D., Lubiński M., Podstawy analizy koniunktury gospodarczej w okresie transformacji
systemowej, SGH, Warszawa 1994.
Kelm R., Kwartalny szacunek PKB i popytu finalnego dla lat 1990–1997, Wydawnictwo Uniwersytetu
Łódzkiego, Łódź 1999.
Kudrycka I., Radziukiewicz M., Kwartalne szacunki PKB na podstawie modeli ekonometrycznych,
„Wiadomości Statystyczne” 1995, nr 4.
Łuczyński W., Analiza dynamiki procesów gospodarczych Niemiec w latach 1949–1996, Wyd. AE
Poznań, Poznań 1998.
Łuczyński W., Matkowski Z., Analiza spektralna wahań aktywności gospodarczej w Polsce, w: Barometry
koniunktury dla gospodarki polskiej, red. Z. Matkowski, „Prace i Materiały IRG”, t. 64, SGH,
Warszawa 1999.
Parzen E., On Consistent Estimates of the Spectral Density of a Stationary Time Series, „The Annals
of Mathematical Statistics” 1957, t. 28.
Skrzypczyński P., Wahania aktywności gospodarczej w Polsce i strefie euro, „Materiały i Studia NBP”
2008 nr 227.
Talaga L., Zieliński Z., Analiza spektralna w modelowaniu ekonometrycznym, PWN, Warszawa
1986.
282
Miscellanea
Tukey J., An Introduction to the Measurement of Spectra, w: Probability and Statistics, red.
U. Grenander, J. Wiley, New York 1959.
Zieliński Z., Metody analizy dynamiki i rytmiczności zjawisk gospodarczych, PWN, Warszawa 1979.
Warner R.M., Spectral Analysis of Time-Series Data, The Guilford Press, New York 1998.
Welfe A., Kelm R., Porównanie szacunków makrokategorii dla okresów kwartalnych dla Polski,
„Wiadomości Statystyczne” 1996, nr 4.
Jerzy Śleszyński*
Rafał Wiewiórski**
Wycena ekonomiczna dóbr kultury
na przykładzie piwnic Pałacu Saskiego w Warszawie***
Wstęp
Dobra kultury są dla wszystkich narodów przedmiotem szczególnej troski. Wynika to
z uznania ich istotnego znaczenia dla kulturowej tożsamości społeczeństwa. Zabytkowe
budowle związane są z gustem i stylem danej epoki, a ponadto są obiektami unikatowymi i łączą się z historią kraju. Decyzje o odbudowie, restauracji lub objęciu ochroną
zabytku z reguły wiążą się z niebagatelnymi kosztami. Podjęcie prawidłowej decyzji
wymaga zdobycia możliwie pełnych informacji dotyczących samego obiektu, jego historii, jak również oceny jego wartości w kontekście objętego opieką państwa dziedzictwa
narodowego.
Zabytkowe budowle z reguły mają wyższą wartość niż ta, która mogłaby wynikać
z oszacowania ich wartości użytkowej przez rynek. Jest to efektem istnienia trudno mierzalnych, a tym bardziej trudnych do wycenienia korzyści społecznych, wynikających z samego faktu zachowania zabytku (np. wartość estetyczna, patriotyczna czy religijna). O ile
wycena wartości użytkowej może zostać dokonana na podstawie cen rynkowych, o tyle
wartość pozaużytkowa nie znajduje odbicia w transakcjach zawieranych na realnych i istniejących rynkach.
Zastosowanie odpowiednich metod wyceny pozwala jednak oszacować wartość nierynkową przypisywaną zabytkom. Dzięki metodom wyceny wykorzystującym hipotetyczny rynek stworzony na potrzeby konkretnej wyceny lub informacje o wydatkach na rynkach zastępczych, jesteśmy w stanie określić pozaużytkową wartość dobra kultury. Co
istotne, określenie tej wartości w jednostkach pieniężnych może stać się dodatkowym
argumentem w publicznej dyskusji nad sensem i formą ochrony i utrzymania niektórych
zabytków.
Badanie opisane w niniejszej pracy jest dopiero drugim w Polsce wykorzystującym
metodę wyceny warunkowej do określenia wartości pozaużytkowych dóbr kultury.
* Prof. dr hab. Jerzy Śleszyński – Wydział Nauk Ekonomicznych Uniwersytetu Warszawskiego, Warszawski Ośrodek Ekonomii Ekologicznej; e-mail: [email protected]
** Mgr Rafał Wiewiórski – absolwent Międzywydziałowych Studiów Ochrony Środowiska Uniwersytetu
Warszawskiego; e-mail: [email protected]
*** Artykuł powstał na podstawie pracy magisterskiej R. Wiewiórskiego Metody wyceny ekonomicznej
zastosowane do dóbr kultury na przykładzie piwnic Pałacu Saskiego, napisanej w 2009 r. w Wydziale Nauk
Ekonomicznych Uniwersytetu Warszawskiego pod kierunkiem prof. dr. hab. J. Śleszyńskiego.
284
Miscellanea
Pierwsze badanie dotyczyło Cytadeli Warszawskiej [Orłowska 2005]. Druga i omawiana
tutaj analiza dotyczy wyceny wartości piwnic Pałacu Saskiego w Warszawie. Stworzenie
scenariusza badania stało się możliwe po odkryciu przez archeologów wyjątkowo dobrze
zachowanych piwnic Pałacu Saskiego. Najstarsze ich części pochodziły z dworu Tobiasza
Morsztyna, brata pisarza Jana Andrzeja. Czas ich powstania określono na rok 1630, co
czyni je unikatowymi nie tylko w Warszawie, ale i w skali całego kraju. W odniesieniu do
pałacowych piwnic posłużono się konserwatorskim scenariuszem rozwoju sytuacji, którego najważniejsze założenia prawdopodobnie zostaną rzeczywiście zrealizowane przez
władze Warszawy w ciągu najbliższych kilkunastu lat.
Piwnice Pałacu Saskiego zostały wybrane na obiekt badania jako oryginalnie zachowany zabytek o dużym znaczeniu dla historii miasta i potencjalnie ważny dla mieszkańców. Pałac Saski w okresie poprzedzającym badanie oraz w trakcie ankietowania był
obiektem ogłoszonych przetargów na jego odbudowę. Do czasu wpisania do rejestru
zabytków los piwnic był niepewny, a więc były one zagrożone zniszczeniem i niewłaściwą
konserwacją. Ponadto ograniczone środki finansowe przyznane przez władze miasta
stwarzały i wciąż stwarzają niejasną sytuację co do sposobu zachowania piwnic. Na potrzeby badania powstał scenariusz sytuacji uzasadniającej wycenę. Przedstawiał on pierwotny plan odbudowy Pałacu Saskiego bez zachowania zabytkowych piwnic i dlatego
stawiał przed osobą ankietowaną problem gotowości indywidualnego wsparcia projektu,
który uwzględniałby uratowanie i udostępnienie piwnic zwiedzającym.
Scenariusz zakładał możliwość zachowania piwnic dzięki wsparciu prywatnymi darowiznami. Na tej podstawie w badaniu ankietowym ujawniona została gotowość społeczeństwa Warszawy do zapłacenia określonej kwoty za zachowanie piwnic i tym samym
oceniony został rozmiar korzyści społecznych związanych z ich zachowaniem.
Pierwotny projekt odbudowy pałacu powstał przed archeologicznymi odkryciami i nie
wspominał o zabytkowych podziemiach, a kolejne próby zmiany projektu napotykały
przeszkody finansowe. Całkowity koszt odbudowy Pałacu Saskiego, bez zachowania piwnic, określony na podstawie przetargu w 2006 r. i wynosił 201,3 mln złotych. Na wniosek
władz miasta przeprowadzono następnie oszacowanie kosztów zachowania piwnic pałacu. Nakłady na inwestycję wzrosłyby o 30–70 mln zł, w zależności od przyjętych rozwiązań. Dało to sumę rzędu 231–271 mln zł za kompleksowe przedsięwzięcie konserwatorskie.
Celem tego artykułu jest wykazanie, że znane i dostępne metody wyceny ekonomicznej mogą być stosowane do dóbr kultury i stanowić wsparcie dla procesów decyzyjnych
dotyczących ponoszonych na nie wydatków publicznych. Artykuł nie wgłębia się nadmiernie w szczegóły techniczne badania, wyjaśnia natomiast, w jaki sposób deklarowane
w badaniu ankietowym preferencje społeczne mogą prowadzić do identyfikacji wartości
nierynkowego dobra w ujęciu ekonomicznym, nawet wówczas, gdy dobrem tym jest unikatowy obiekt zabytkowy.
W artykule przedstawiono wyniki badania, w którym zastosowano metodę wyceny
warunkowej (Contingent Valuation Method – CVM). Wynikiem badania ankietowego jest
przede wszystkim oszacowanie pozaużytkowej wartości ekonomicznej przypisywanej piwnicom Pałacu Saskiego przez mieszkańców Warszawy. Otrzymane oszacowanie, w jednostkach pieniężnych, posłużyło do określenia kwoty uzasadniającej ze społecznego
punktu widzenia poniesienie dodatkowych kosztów, co w praktyce oznaczałoby odbudowę Pałacu Saskiego wraz z piwnicami.
Warto zaznaczyć, że objęcie ochroną prawną tego obiektu zmusza obecnie inwestora,
a są nim władze miasta Warszawy, do zachowania zabytkowych pozostałości pałacu razem z piwnicami. Konieczne jest wprowadzenie kosztownych zmian w konstrukcji odbu-
Miscellanea
285
dowywanego budynku, zabezpieczenie piwnic oraz ich zaadaptowanie w celu turystycznego udostępnienia zwiedzającym. Określenie wartości pozaużytkowej piwnic w jednostkach pieniężnych może posłużyć do uzasadnienia szybszego poniesienia dodatkowych
nakładów z funduszy publicznych na konserwatorskie prace dotyczące piwnic Pałacu
Saskiego.
1. Wycena ekonomiczna
Przyjmujemy, że całkowita wartość ekonomiczna dobra obejmuje wartość użytkową
i wartość pozaużytkową. Wartość pozaużytkowa to z punktu widzenia ekonomii i samej
wyceny ekonomicznej problem niebanalny. Składają się na nią wartość opcji, dziedzictwa
i egzystencji. Wartość opcji uwzględnia tę część wartości, która łączy się z odsunięciem
w przyszłość momentu czerpania potencjalnych korzyści. Wartość dziedzictwa, postrzegana z punktu widzenia dzisiejszego obserwatora, to część całkowitej wartości związana
z możliwością przekazania dobra przyszłym pokoleniom. Wartość egzystencji łączy się
z samym faktem istnienia ocenianego obiektu i to zupełnie niezależnie od pożytków,
jakie mógłby on zapewnić teraz lub w przyszłości.
Metody szacowania wartości ekonomicznej dóbr nierynkowych zmierzają do określenia krzywej popytu na te dobra lub do oszacowania kosztów, które wiążą się z ich użytkowaniem, odtworzeniem i zastępowaniem [Pearce, Turner 1990; Ekonomiczna wycena…
1996; Shechter 1996, s. 193–219]. Metody biorące pod uwagę realnie poniesione nakłady
(na odtworzenie, zastąpienie lub ochronę) z reguły nie są w stanie uwzględnić całkowitej
wartości ekonomicznej i sprowadzają się do przybliżonego oszacowania wartości użytkowej i pewnych składowych wartości pozaużytkowej. Są to zatem metody dokonujące raczej oszacowania „z dołu”, często w sposób nie dość precyzyjny i przekonująco uzasadniony teoretycznie.
Metody identyfikujące wielkość popytu mają uzasadnienie w teorii popytu Hicksa lub
Marshalla i prowadzą w istocie do pomiaru nadwyżki konsumenta jako rynkowej miary
korzyści ekonomicznej wynikającej z gotowości do zakupienia dobra na rynku.
Konsument uzyskuje dodatkową korzyść, poza faktem posiadania dobra, jeżeli kwota,
jaką byłby gotów zapłacić za jednostkę dobra, jest wyższa od ceny, po jakiej je nabył.
Całkowita nadwyżka konsumenta, dla danego rodzaju dobra, kumuluje w sobie nadwyżki osiągane na kolejnych zakupionych jednostkach dobra. Może ona ulegać zmianom
wraz ze zmianami ceny rynkowej dobra, jak również w następstwie zmiany gotowości do
zapłacenia za dobro. Zmiana ta może być spowodowana nowymi atrybutami samego
dobra lub może wynikać ze zmian w preferencjach konsumenta wywołanych dostępnością dóbr substytucyjnych i komplementarnych oraz ich cenami.
W ciągu ostatnich 20 lat dynamicznie rozwinęły się badania nad wartościowaniem
różnych składników środowiska naturalnego i nad metodami ich wyceny ekonomicznej.
W ślad za tym poszły badania ukierunkowane na wycenę zdrowia i życia ludzkiego, a następnie nierynkowych dóbr kultury i dziedzictwa narodowego. Wypracowano szereg metod, które najczęściej dzieli się na te, w których wyceny dokonuje się bezpośrednio (tworząc scenariusz hipotetycznie dokonywanej transakcji, kontaktując się z konsumentem
i pytając wprost o jego preferencje) lub w sposób pośredni [Garrod, Willis 1999; Bateman
i in. 2002; Boyle 2003].
Rozróżnienie sposobu wyceny na „bezpośredni” albo „pośredni” odnosi się również
do sposobu przejawiania się popytu na dane dobra. Powiemy, że popyt przejawia się
bezpośrednio, jeżeli konsument płaci za uzyskanie pewnych korzyści lub przynajmniej
286
Miscellanea
bezpośrednio deklaruje swoją potencjalną gotowość do zapłacenia. W ten sposób preferencje konsumenta są jawnie deklarowane. W metodach dokonujących wyceny w sposóbpośredni pomocy trzeba szukać w cenach ujawnionych na rynkach dóbr pokrewnych lub
rynkach dóbr związanych z pozyskaniem badanych dóbr. Preferencje konsumenta są tu
stopniowo ujawniane w procesie rozpoznawania i analizowania jego wydatków na dobra
inne niż badane.
Dalej interesować nas będzie wyłącznie metoda wyceny bezpośredniej. Podstawowym
sposobem bezpośredniego oszacowania wartości jest uzyskanie od potencjalnych lub aktualnych użytkowników odpowiedzi na pytanie: ile byliby gotowi zapłacić za określone
dobro lub dany poziom dostarczanych usług? Identyfikacja popytu posługuje się zatem
kategorią ekonomiczną gotowości do zapłaty (willingness to pay – WTP).
Metoda wyceny warunkowej (CVM) wykorzystuje zasadnicze wnioski wynikające
z kategorii WTP. Jest to zatem technika uzyskiwania informacji o wartości związanej
z dobrami lub usługami na fikcyjnym rynku stworzonym wyłącznie na potrzeby badania.
Podstawowym narzędziem tej metody jest badanie ankietowe przypominające badania
socjologiczne, w których respondent udziela odpowiedzi na pytania postawione w kwestionariuszu lub przez przeprowadzającego wywiad. Pytania mogą zostać postawione
w formie otwartej (open ended question), co pozwala respondentowi podać dowolną kwotę albo też w formie pytań wyboru dwudzielnego (dichotomous choice question), gdy
proponowana respondentowi kwota może zostać przez niego przyjęta jako właściwa lub
też odrzucona.
Dyskusja nad wyższością jednego z wymienionych dwóch podejść nie została zakończona, ale najczęściej stosuje się ich kombinację. W badaniu głównym zwykle stosuje się
pytania z wyborem dwudzielnym, przedstawiając respondentowi do oceny konkretną
ofertę, której wysokość wynika z wcześniej przeprowadzonego badania próbnego (nazywanego pilotowym) z pytaniami otwartymi. Oferta to propozycja skierowana do respondenta w formie konkretnej kwoty odnoszącej się do danego dobra lub usługi. Wyrażona
w gotówce kwota ma odzwierciedlać preferencje respondenta, jego opinię dotyczącą
wartości danego dobra. W sposób warunkowy, wynikający z hipotetyczności transakcji,
ustala się wyrażoną wartościowo chęć posiadania rozważanego dobra będącego źródłem
potencjalnych korzyści.
Praktycy zalecają iteracyjne składanie ofert, najczęściej z zastosowaniem wydrukowanych kart płatności, które umożliwiają wizualizację ocenianych kwot. Powtarzana kilkakrotnie procedura składania ofert, w której poziom oferty ulega metodycznym zmianom
w górę lub w dół, w zależności od kolejnych ocen respondentów, przypomina w ogólnym
zarysie licytację. Iteracyjne składanie ofert odbywa się według schematu wyboru dwudzielnego, natomiast ostateczna wycena dokonywana jest przez respondenta zazwyczaj
w formie odpowiedzi na kończące procedurę pytanie otwarte. Ostateczna oferta (wycena) to ten poziom oferty, który został zaakceptowany przez respondenta w ramach procedury ujawniania oceny wartości badanego dobra. Ustalona w ankiecie wartość odpowiadać ma rzeczywistej gotowości respondenta do zapłaty (WTP).
Analiza rozkładu częstości występowania deklarowanych kwot jest stosowana w procedurach wyznaczania reprezentatywnej wartości WTP w metodzie wyceny warunkowej.
Niezależnie od formy pytań stawianych respondentowi uzyskuje się zbiór punktowych
obserwacji odpowiadających poziomom wycen, będących odpowiedzią na postawione
w kwestionariuszu pytania. Dla zbioru danych można wyznaczyć tradycyjne miary statystyczne, takie jak średnia, mediana czy rozkład częstości. Rozkład częstości pozwala
określić, jaka część badanej populacji wyraża daną gotowość do zapłaty. W analizie uzyskanych wyników wykorzystuje się również rozkład skumulowanego prawdopodobień-
Miscellanea
287
stwa. Badana krzywa pozwala analizować zebrane dane statystyczne z punktu widzenia
prawdopodobieństwa występowania pewnej cechy.
Wydaje się, że w badaniach dotyczących unikatowych dóbr i usług największe zagrożenie dla jakości i wiarygodności wyników kryje się w braku doświadczenia konsumenta­
‑respondenta. Swoje oceny dotyczące gotowości do zapłaty konsument określa codziennie, mając w pamięci wcześniejsze ceny rynkowe lub ceny rynkowe dóbr substytucyjnych
lub komplementarnych. Brak konsumenckiego doświadczenia w odniesieniu do zabytków może owocować ocenami przypadkowymi i nieodpowiadającymi rzeczywistym preferencjom. Z kolei dostosowywanie zawartej w kwestionariuszu informacji wprowadzającej do poziomu wiedzy ogólnie dostępnej kryje w sobie ryzyko, że dobro, które ma
zostać objęte badaniem, nie będzie tożsame z dobrem rozpoznawanym i rozważanym
następnie przez respondentów.
Metoda wyceny CVM spotkała się z bardzo dobrym przyjęciem wśród ekonomistów
zajmujących się ochroną środowiska. Znalazła zastosowanie do wyceny całkowitej wartości ekonomicznej, a przede wszystkim wartości pozaużytkowej, która jest tak trudno
uchwytna w przypadku zasobów środowiska przyrodniczego. Znane są badania dotyczące wartości reintrodukowanych lub chronionych gatunków zwierząt, wartości związanej
z utrzymaniem lub ochroną unikalnych ekosystemów, wartości przypisywanej poprawie
pewnych charakterystyk stanu środowiska przyrodniczego, a nawet wartości wizualnych
walorów krajobrazowych. Stosunkowo powoli przybywa opracowań ukierunkowanych na
wycenę dóbr kultury [Valuing Cultural… 2002; Ready, Navrud 2006, s. 429–434]. Być
może przyczyną tego jest wewnętrzny opór przed nadawaniem wartości ekonomicznej
dziedzictwu kulturowemu – uważanemu za tak ważne, że aż bezcenne.
Oczywiście deklarowana gotowość do zapłaty to nie to samo, co realny fundusz zgromadzony w wyniku ściągnięcia opłat i gotowy do finansowania konkretnego przedsięwzięcia. Jednak porównanie przewidywanych wydatków z sumą oczekiwanych korzyści
społecznych, wyrażonych poprzez sumaryczną gotowość do zapłaty, to bardzo wyraźna
informacja o preferencjach społeczeństwa. Pozwala ona oszacować, jak może kształtować się suma społecznych korzyści netto, która z kolei powinna być polityczną wskazówką wyboru w odniesieniu do wydatków publicznych i kierunków rozwoju.
2. Opis badania
W badaniu zastosowano, w miarę możliwości, wskazówki z rekomendacji zawartych w raporcie amerykańskiej komisji oceny zasobów naturalnych powołanej przez NOAA (Narodowa Administracja Oceanu i Atmosfery – National Oceanic and Atmospheric Administration). Zgodnie z zaleceniami zawartymi w literaturze przedmiotu [Boyle 2003, s. 111–
–169; Fink 1995; Litwin 1995; Ready, Navrud 2006] podjęto również starania, aby wartość
ocenianego dobra kultury została rzetelnie oszacowana i niezawyżona.
W celu prawidłowego zastosowania metody wyceny warunkowej przeprowadzono
dwa badania. Dane zebrane w badaniu pilotowym posłużyły do wstępnego przetestowania założeń oraz korekty kwestionariusza wykorzystanego następnie w badaniu głównym.
W badaniu głównym skorzystano z usług profesjonalnej firmy stosującej się do obowiązujących zasad i standardów badań rynku.
Badanie pilotowe przeprowadzono za pomocą internetu. W przygotowywaniu
kwestionariusza badania pilotowego uwzględniono rezultaty wywiadów z kilkoma grupami opiniodawców. Zbadano reakcje na różne wersje pytań oraz uwzględniono uwagi krytyczne. Analiza wyników badania pilotowego i zamieszczonych w nim komenta-
288
Miscellanea
rzy pozwoliła zminimalizować wątpliwości dotyczące pytań. Po przeprowadzeniu badania pilotowego, a w trakcie konstruowania kwestionariusza badania głównego,
przeprowadzono ponownie spotkanie z małą grupą kontrolną. Umożliwiło to jeszcze
przed badaniem głównym bezpośrednie przetestowanie konstrukcji ankiety i uzyskiwanych odpowiedzi.
Pytania o gotowość do zapłaty miały w badaniu pilotowym postać otwartą. Na karcie
płatności badania głównego utworzono dzięki temu przedziały kwotowe zgodne z najczęściej deklarowanymi stawkami. Zastosowanie pytania o gotowość do zapłaty ogranicza
przeszacowanie wartości dobra, które z reguły występuje w razie zastosowania pytania
o gotowość do przyjęcia rekompensaty (willingness to accept – WTA).
Zgodnie z wynikami badania pilotowego zaproponowano mechanizm płatności polegający na uiszczaniu opłaty na rzecz specjalnie powołanej fundacji non-profit. W badaniu
głównym założono, zgodnie ze wskazówkami zawartymi w raporcie NOAA, że opłata
miałaby być uiszczana raz na rok przez najbliższe trzy lata. Zminimalizowało to prawdopodobieństwo przeszacowania WTP, jakie zaistniałoby przy zastosowaniu opłaty jednorazowej.
W obu badaniach przed zadaniem pytań respondentowi przedstawiano informacje
wprowadzające. Opis wycenianego dobra, jakim były oryginalne i zachowane piwnice
Pałacu Saskiego, został wzbogacony o odpowiednio dobrane trzy zdjęcia i dwie mapki.
W ankiecie przedstawiono odkryty obiekt archeologiczny oraz możliwość utworzenia
w zachowanych piwnicach muzeum z zabytkowymi obiektami.
Według wytycznych zawartych w raporcie NOAA respondentowi należy przedstawić
koszt realizacji rozważanego projektu. W obu naszych ankietach (w badaniu pilotowym
oraz głównym) nie zamieszczono informacji o koszcie odbudowy, ponieważ można było
z dużym prawdopodobieństwem domyślać się, że firmy biorące udział w przetargach nie
oszacowały wszystkich kosztów, jakie będą musiały zostać realnie poniesione. Głównym
kryterium wyboru zwycięzcy przetargu był bowiem najniższy koszt realizacji inwestycji,
przy spełnieniu określonych wymagań. Podanie do wiadomości respondentów deklarowanego w przetargach kosztu odbudowy Pałacu Saskiego (rzędu 200 mln zł) oszacowanego jeszcze przed podjęciem decyzji o zachowaniu piwnic, mogłoby mieć nielosowy
i zakłócający wpływ na deklarowane przez respondentów kwoty.
Raport NOAA zalecał, aby ankieter zapisywał dodatkowe informacje, jakich udziela
respondentowi. W naszym badaniu, na podstawie wywiadów z grupami kontrolnymi oraz
wyników badania pilotowego, ustalono z ankieterami wzory odpowiedzi na prawdopodobne pytania respondentów. Pozwoliło to w jednorodny sposób przedstawić ankietowanym definicję oryginalności ocenianego zabytku lub wyjaśnić wątpliwości dotyczące sposobu dokonywania płatności.
Pod koniec wywiadu ankieter wypełniał specjalny aneks kwestionariusza. Opisywał
w nim stopień zrozumienia pytań przez respondenta, oceniał, czy odpowiedzi były przemyślane, określał stosunek badanego do wywiadu oraz zaznaczał, czy w trakcie rozmowy
była obecna inna osoba i czy miało to wpływ na odpowiedzi.
Istotną sprawą jest identyfikacja tak zwanych odpowiedzi protestujących. Respondenci
mogą nie zgadzać się z ideą zawartą w badaniu (odbudową konkretnego zabytku), z hipotetycznym scenariuszem renowacji lub z niektórymi pytaniami. Udzielają wtedy odpowiedzi odmownych lub deklarują zerową gotowości do zapłaty. Przyczyny takich zachowań powinny być wyjaśnione. Prawidłowe wyodrębnienie odpowiedzi protestujących
pozwala na uzyskanie dokładniejszej wyceny. Z kolei zbyt restrykcyjne wyłączanie odpowiedzi protestujących musi prowadzić do przeszacowania gotowości do zapłaty pozostałej populacji.
Miscellanea
289
W badaniu wyodrębniono grupę respondentów protestujących. W tym celu zbadano
odpowiedzi na wybrane pytania i uzasadnienia kluczowych odpowiedzi. Ustalono w ten
sposób dwa schematy odpowiedzi respondenta, które zostały uznane za typ odpowiedzi
protestującej1. Analizując wyniki badania, zwrócono uwagę na fakt, że oszacowana wartość obiektu jest różna w zależności od tego, czy i w jakim stopniu eliminuje się z badania odpowiedzi protestujące.
Pytając o gotowość do zapłaty wykorzystano format karty płatności. Respondent był
proszony o zaznaczenie najwyższej kwoty, którą na pewno jest gotów zapłacić. W związku z tym WTP badanego respondenta mieści się w przedziale między kwotą, którą zaznaczył a kwotą następnego przedziału poniżej. Przedziały zostały dobrane na podstawie
wyników badania pilotowego i nie są sobie równe, dlatego w analizie wykorzystano środki przedziałów.
Zgodnie z teorią użyteczności założono, że dodatkowe jednostki dochodu mają malejący wpływ na wzrost poziomu użyteczności. Dlatego przyjęto logarytmiczny rozkład
deklarowanej wartości gotowości do zapłacenia za zachowanie piwnic Pałacu Saskiego
oraz ujawnionej, najwyższej akceptowanej ceny biletu wstępu do utworzonego w piwnicach muzeum2.
3. Uzyskane wyniki
Główne badanie zostało poprzedzone badaniem pilotowym zrealizowanym za pomocą internetu od 12 do 26 kwietnia 2008 r. Ankieta była wypełniana przez respondentów on-line.
W celu zapewnienia losowego doboru próby zaprogramowano pojawianie się ankiety
w taki sposób, żeby link do kwestionariusza pokazywał się korzystającym z kilku znanych
portali internetowych.
Ankieta składała się z 18 pytań poprzedzonych opisem obiektu badania, jego lokalizacji oraz historii. Został przedstawiony opis aktualnej sytuacji związanej z odbudową
Pałacu Saskiego. Respondent był informowany o możliwości zachowania zabytkowych
piwnic i utworzenia tam muzeum oraz placówki gastronomicznej. Po czterech pytaniach
wprowadzających następowały trzy pytania dotyczące gotowości do zapłaty. Dalej ankietowany odpowiadał na pięć pytań na temat zabytków oraz różnych związanych z nimi
preferencji. Ankietę kończyło siedem pytań dotyczących danych socjoekonomicznych
respondenta.
Wypełnianie kwestionariusza ukończyło 87 osób w wieku powyżej 18 roku życia.
Ponad 500 ankiet nie zostało ukończonych, a licznik pokazał ponad tysiąc wejść internautów. Na podstawie badania pilotowego i obecnych w nim komentarzy określono możliwe do wystąpienia problemy ze zrozumieniem pytań. Ustalono również preferencje
1 Dwa schematy filtrów zastosowane przy wyodrębnianiu grupy respondentów protestujących są
dokładnie opisane w cytowanej pracy [Wiewiórski 2009]. Przede wszystkim decydowały odpowiedzi udzielone na dwa pytania: negatywna odpowiedź na pierwsze pytanie: „czy zgadza się Pani/Pan z ideą ochrony
zabytków jako świadectwa dziedzictwa narodowego?” oraz odmowa zapłaty w pytaniu o gotowość do
zapłaty za zachowanie piwnic Pałacu Saskiego w celu udostępnienia ich zwiedzającym. Jeżeli te odpowiedzi
negatywne łączyły się w wybranymi, ośmioma uzasadnieniami (dwa przykładowe: „należy skorzystać z dotacji UE” lub „nie wiem, co to za zabytki”), to ankietowanego zaliczano do grupy protestujących. Ponadto
brano pod uwagę komentarz ankietera: „niechętny stosunek do badania”. Grupa protestujących była mniejsza, kiedy jako dodatkowe kryterium zastosowano odmowę zapłaty w razie możliwości zwiedzania w przyszłości piwnic i zgromadzonych w nich obiektów zabytkowych.
2 Zastosowano logarytm według wzoru Y = log (X + 1), gdzie Y jest nową zmienną, a wartość X
10
oznacza WTP respondenta.
290
Miscellanea
respondentów dotyczące mechanizmu płatności oraz określono odpowiednie przedziały
na karcie stawek deklarowanych opłat – w zakresie od 5 zł do 1000 zł.
W badaniu wzięła udział próba respondentów, która nie była w pełni reprezentatywna dla miasta Warszawy. Pomimo to cele badania pilotowego zostały spełnione.
Zidentyfikowano problemy ze zrozumieniem pytań, które mogły wystąpić w badaniu
głównym. Ustalono preferencje respondentów związane z mechanizmem płatności oraz
określono odpowiednie przedziały na karcie płatności. Wyłoniono cechy, które według
respondentów są najważniejsze w przypadku obiektów zabytkowych. Przeprowadzono
wstępną analizę stanu wiedzy badanych na temat zabytków zachowanych w stanie oryginalnym w Warszawie, dzięki czemu potwierdzono zasadność tego pytania w badaniu
głównym.
Do wyliczenia średniego WTP respondentów, w związku z otwartym formatem pytania kwotowego, można było posłużyć się bezpośrednio deklarowanymi kwotami.
Określając średnią wartość WTP za zachowanie piwnic Pałacu Saskiego, odrzucono kwestionariusze niewiarygodne z punktu widzenia deklarowanego wcześniej miesięcznego
dochodu. Wartość średniej WTP za ochronę zabytków w Warszawie nie obejmuje czterech najwyższych deklaracji złożonych przez osoby o niskich dochodach.
Respondenci udzielili odpowiedzi dotyczące ich gotowości do zapłacenia za ochronę
oryginalnych zabytków Warszawy oraz za zachowanie piwnic Pałacu Saskiego oraz ujawnili, ile minimalnie są gotowi zapłacić za zwiedzanie muzeum piwnic Pałacu Saskiego.
Średnia WTP za ochronę zabytków w Warszawie (84,94 zł) okazała się wyższa od średniej WTP za zachowanie piwnic Pałacu Saskiego (77,51 zł). Jednak mała różnica obu
średnich wskazuje, że problem wyodrębniania (embedding problem)3, w tym przypadku
rozdzielnego i indywidualnego rozpatrywania obiektów zabytkowych, nie został wyeliminowany.
Badanie główne zostało przeprowadzone od 8 sierpnia do 2 września 2008 r. W celu
uniknięcia systematycznego błędu wynikającego z czasu przeprowadzenia ankiety ankietowanie odbywało się o różnych porach dnia i w różnych dniach tygodnia. W realizacji
badania wzięło udział 4 zawodowych ankieterów pracujących w Millward Brown SMG/
KRC. Badanych rekrutowano na ulicach w centralnej części Warszawy.
W badaniu wykorzystano kwestionariusz ankietowy zawierający 20 pytań utworzonych na podstawie wyników badania pilotowego i skierowanych do losowo napotkanych
mieszkańców Warszawy. Specjalny aneks dla ankietera, zawierający 5 pytań, miał na celu
dostarczenie informacji o subiektywnej ocenie wywiadu oraz stosunku ankietowanego do
tematu badania. Pozwoliło to na lepszą ocenę jakości przeprowadzanych wywiadów
W pierwszej, informacyjnej części wywiadu pokazywano badanym zdjęcia związane
z Pałacem Saskim i jego odsłoniętymi piwnicami. Odczytywano skróconą historię Pałacu
wraz z informacjami dotyczącymi bieżących prac nad jego rekonstrukcją, ze szczególnym
uwzględnieniem oryginalnych piwnic. Następnie ankieterzy przechodzili do zadawania
pytań respondentom.
W badaniu wzięło udział 310 mieszkańców Warszawy w wieku powyżej 18 roku życia.
Średnia wieku respondentów to w przybliżeniu 40 lat. Najmłodszy uczestnik miał 18 lat,
a najstarszy liczył sobie 81 lat. Najczęściej na pytania ankiety odpowiadali 25-latkowie.
Połowa respondentów nie przekroczyła 36 roku życia. Na pytania ankiety odpowiedziało
prawie tyle samo kobiet (48,5%) co mężczyzn (51,5%). Gospodarstwa domowe respondentów składały się najczęściej z 2 osób, a w 46,9% były mniejsze niż 3-osobowe. Co pią3 Więcej
informacji na temat fachowego słownictwa i nielosowych błędów oraz problemów towarzyszących wycenie warunkowej dóbr pozarynkowych w krajach Europy Środkowej zawiera praca Ekonomiczna
wycena… [1996.]
Miscellanea
291
ty respondent mieszkał sam. W przeważającej części gospodarstw domowych (65,26%)
w ogóle nie było dzieci w wieku poniżej 18 lat. Jedno dziecko przypadało na co piąte,
a dwoje na co dziesiąte gospodarstwo domowe.
W badaniu zauważalny jest wysoki udział respondentów z wyższym wykształceniem
(34,65%). Niespełna 15% stanowiły osoby z wykształceniem niepełnym wyższym, a byli
to najczęściej studenci ostatnich lat lub osoby po uzyskaniu absolutorium. Kolejną liczną
grupę stanowiły osoby z wykształceniem średnim (38,3% respondentów), z czego najwięcej osób otrzymało wykształcenie ogólnokształcące (16,8%) i zawodowe (14,2%).
Co dziesiąty uczestnik badania (9,5%) ukończył zasadniczą szkołę zawodową, a najmniej
było osób z wykształceniem podstawowym (3,3%). Do ostatniej kategorii najczęściej należały osoby z najstarszej grupy wiekowej, urodzone w czasie II wojny światowej lub tuż
przed jej wybuchem.
Według ogólnie przyjętej klasyfikacji wykształcenia w Polsce, wykształcenie średnie
zawodowe jest traktowane jako wyższe wykształcenie od średniego ogólnego. W naszym
badaniu wykształcenie potraktowano jako wskaźnik przynależności do pewnej grupy społecznej i ponieważ wykształcenie średnie ogólne jest najczęściej wybierane przez osoby
dążące do uzyskania wykształcenia pomaturalnego lub wyższego, w naszej analizie wyżej
wymienione poziomy wykształcenia uporządkowano odwrotnie. Deklarowane wykształcenie badanych podzielono na cztery grupy, co umożliwiło przeprowadzenie analizy statystycznej, w której wykształcenie odgrywa rolę wskaźnika przynależności badanego do
odpowiedniej grupy społecznej.
Wśród respondentów dominowała kategoria dochodów w granicach 1501–2000 zł miesięcznie (17,1%). Nieco rzadziej pojawiała się następna kategoria dochodu – 2001–2500 zł
(15,7%) i to ona wyznaczała medianę. Najrzadziej spotykano osoby, które dysponowały
miesięcznie kwotą poniżej 500 zł. Były to głównie osoby młode, będące na utrzymaniu rodziców.
Zdecydowana większość respondentów (91,6%) nie była związana ani zawodowo, ani
hobbystycznie z żadną z form wspierania ochrony zabytków. Nikt z badanych nie pracował
w instytucji lub firmie związanej bezpośrednio z ochroną zabytków, a 17 osób (5,5%) prywatnie zajmowało się gromadzeniem antyków i przedmiotów artystycznych. Kilka osób
(2,6%) działało na rzecz upowszechniania wiedzy o dziedzictwie narodowym. Na podstawie
odpowiedzi respondentów na pytanie o powiązanie zawodowe lub hobbystyczne z ochroną
zabytków utworzono zmienną informującą o tym, że deklarowana gotowość do zapłaty
może być zawyżona. 267 badanych nie było w jakikolwiek sposób powiązanych z ochroną
zabytków, a jedynie u 26 osób można było oczekiwać, że podadzą zawyżone WTP.
Średni okres zamieszkania w Warszawie osób badanych to 28,5 roku, co oznaczało,
że wiele osób mieszka w stolicy od urodzenia. Najczęściej badani deklarowali, że mieszkają w Warszawie od 25 lat, a połowa respondentów mieszka w tym mieście krócej niż
27 lat. Napotkano osoby, które bardzo niedawno sprowadziły się do stolicy (w ostatnim
roku). W badaniu brały także udział osoby starsze, żyjące w stolicy od urodzenia, maksymalnie aż 79 lat. Sześciu respondentów odmówiło odpowiedzi na to pytanie. W analizie oszacowań skorzystano z obserwacji, że spośród badanych 195 osób spędziło
w Warszawie ponad połowę swojego życia.
Prawie wszyscy respondenci (98,4%), zgadzali się z ideą ochrony zabytków jako świadectwa dziedzictwa narodowego. Oznacza to, że respondenci przywiązują dużą wagę do
idei ochrony zabytków i łączą ją z poczuciem narodowej tożsamości i kultywowaniem
narodowej tradycji. Jednak ponad połowa ankietowanych (50,1%) nie potrafiła wymienić
ani jednego zabytku zachowanego w stanie oryginalnym w Warszawie. Najwięcej osób
potrafiło przypomnieć sobie tylko jeden obiekt, a z każdym kolejnym wymienianym za-
292
Miscellanea
bytkiem liczba odpowiedzi malała. Żadna z osób nie wymieniła więcej niż 5 zabytków.
Co istotne, często wymieniane obiekty w rzeczywistości nie zostały oficjalnie uznane za
zabytki, albo nie przetrwały do naszych czasów w oryginalnej postaci.
Każdy z ankietowanych był proszony o wskazanie trzech cech, które jego zdaniem są
najważniejsze w przypadku zabytków. Ankietowani najczęściej (ponad 200 razy) wskazywali na fakt przekazywania ich następnym pokoleniom oraz na potrzebę zachowania ich
w oryginalnym stanie. Wskazuje to na znaczący udział w deklarowanym WTP wartości
pozaużytkowej, a konkretnie wartości związanej z dziedziczeniem przez następne pokolenia bogactw narodowej kultury materialnej.
Na dalszych pozycjach pod względem ważności (powyżej 150 wskazań) uplasowały
się: rola edukacyjna zabytków oraz możliwość ich zwiedzania, które są związane z wartością użytkową wynikającą z bezpośredniego lub pośredniego użytkowania. Rzadziej
wskazywano znaczenie estetycznego wyglądu i możliwość używania obiektu do celów komercyjnych lub reprezentacyjnych niezwiązanych z turystyką. Wśród innych cech, spontanicznie dodawanych przez uczestników badania, warto wymienić postulowanie udostępnienie zabytków do celów turystycznych.
Blisko dwie trzecie osób ankietowanych (61,3%) stwierdziło, że wiedziało wcześniej
o odkryciu piwnic Pałacu Saskiego. Część z nich przyznawała, że dowiedziała się o tym
z mediów, od znajomych lub zainteresowała się widokiem rozkopanego Placu
Piłsudskiego. Dla większości respondentów wyceniane dobro nie było czymś nowym,
przedstawianym po raz pierwszy. Należy więc przypuszczać, że deklarowane kwoty gotowości do zapłaty mogą być wynikiem wcześniejszej i osobistej refleksji respondentów.
Na podstawie zebranych danych socjoekonomicznych można uznać badaną próbę za
reprezentatywną dla mieszkańców Warszawy. Jednak w odniesieniu do kilku cech (wiek,
dochody, wykształcenie oraz wielkość gospodarstw domowych respondentów) odchylenia od profilu socjoekonomiczego mieszkańców stolicy przekraczały nieznacznie zakładane zwykle i dopuszczalne 3%.
Analizę statystyczną przeprowadzono za pomocą programu SPSS 15.0. Analizowano
całą próbę w celu sprawdzenia korelacji i poprawności uzyskanych wyników. Zbadano
korelację zmiennych niezależnych z deklarowaną przez respondentów kwotą za zachowanie piwnic Pałacu Saskiego (tab. 1). Analiza pokazała, że zmienne w większości przypadków w wyższym stopniu korelują z logarytmem zadeklarowanej kwoty niż z samą
kwotą. Oznacza to poprawność założenia o mniejszej użyteczności kolejnych jednostek
danego dobra lub dochodu.
Uzyskanie odpowiedzi ankietowanych dotyczących ich WTP było podstawowym celem badania zmierzającego do określenia wartości historycznego obiektu, jakim są piwnice Pałacu Saskiego. Przeprowadzone badanie pozwoliło określić średnią gotowość
mieszkańców Warszawy do zapłaty za zachowanie piwnic Pałacu Saskiego oraz średnią
wartość akceptowanej, najwyższej ceny za bilet w razie udostępnienia piwnic i obejrzenia
zgromadzonych tam zabytkowych obiektów związanych z Pałacem Saskim.
Wyniki badania przedstawione są w tabelach 2 i 3 w trzech wariantach: dla całej populacji oraz dla populacji pomniejszonej o respondentów protestujących. Należy przypomnieć, że zastosowane filtry na dwa sposoby definiowały respondentów protestujących:
według ich ankietowych odpowiedzi i według wypowiedzi na temat badania. Filtr drugi
eliminował większą grupę respondentów identyfikowanych jako protestujący.
Następnie przeprowadzono ekstrapolację średniego WTP (kwota płacona raz w roku
przez trzy lata) na całą populację dorosłych i finansowo niezależnych mieszkańców
Warszawy. Na potrzeby niniejszego badania zastosowano jedną z najprostszych metod
ekstrapolacji wyników. Średnią gotowość do zapłaty przemnożono przez 3 oraz przez
293
Miscellanea
Ta b e l a 1
Współczynniki korelacji r Pearsona policzone dla całej próby
Deklarowana
gotowość do
zapłaty za
zachowanie piwnic
Pałacu Saskiego
Logarytm
deklarowanej
gotowości do
zapłaty za
zachowanie piwnic
Pałacu Saskiego
Płeć
0,012
0,094
Liczba osób w gospodarstwie domowym
0,025
0,038
Liczba dzieci w wieku poniżej 18 lat w gospodarstwie
domowym
0,017
0,033
Wykształcenie (wg przyjętej klasyfikacji)
0,284***
0,320***
Własny miesięczny dochód netto
0,225***
0,226***
Okres zamieszkiwania w Warszawie (lata)
–0,038
–0,068
Czy jest starym mieszkańcem Warszawy?
–0,023
–0,030
Wiek respondenta w latach
–0,070
–0,077
Umiejętność wymienienia zabytków w Warszawie
0,136*
0,171**
Liczba prawidłowo wymienionych zabytków
w Warszawie
0,163**
0,214***
Czy słyszał o odkryciu piwnic Pałacu Saskiego?
0,196***
0,213***
–0,225***
–0,335***
0,118*
0,223***
Deklaracje zerowej ceny biletu
Czy wybrałaby/wybrałby się, gdyby wstęp był bezpłatny?
Zachowanie w oryginalnym stanie
–0,100
–0,096
Estetyczny wygląd
–0,062
–0,054
Zachowanie dla następnych pokoleń
0,102
0,096
Możliwość zwiedzania
0,021
0,036
Rola edukacyjna
0,082
0,106
–0,010
–0,063
Możliwość używania do celów komercyjnych/
reprezentacyjnych
Zawodowe lub hobbystyczne powiązanie z ochroną
zabytków
0,192**
0,164**
Najwyższa cena biletu
0,313***
0,257***
Logarytm najwyższej cena biletu
0,252***
0,164**
Wyniki istotne (wytłuszczone) oznaczone są następującymi znakami: * Istotne na poziomie istotności 0,05.
** Istotny na poziomie istotności 0,01. *** Istotny na poziomie istotności 0,001.
liczbę aktywnych zawodowo i osób w wieku poprodukcyjnym. Przedział wieku produkcyjnego przyjęty w Polsce dla kobiet wynosi 18–59 lat, a dla mężczyzn 18–64 lata. Dane
liczbowe zostały udostępnione przez Urząd m.st. Warszawy: 1 115 800 osób w wieku
produkcyjnym, 340 900 osób w wieku poprodukcyjnym (stan na 31.03.2008). Zagregowane
wyniki tej ekstrapolacji podane są w tabeli 4.
294
Miscellanea
Ta b e l a 2
Średnie WTP za zachowanie piwnic Pałacu Saskiego oszacowane dla mieszkańca Warszawy
Gotowość do zapłacenia raz w roku, przez najbliższe 3 lata, za zachowanie piwnic Pałacu Saskiego
Liczebność próby
Średnia
Odchylenie standardowe średniej
Cała próba (N = 306)
36,67
3,525
Bez respondentów „protestujących” – filtr 1 (N = 289)
38,78
3,694
Bez respondentów „protestujących” – filtr 2 (N = 240)
46,71
4,273
Ta b e l a 3
Średnia najwyższa akceptowana cena za bilet wstępu do muzeum piwnic Pałacu Saskiego
Najwyższa deklarowana cena biletu
Liczebność próby
Średnia
Odchylenie standardowe średniej
Cała próba (N = 306)
12,43
0,502
Bez respondentów „protestujących” – filtr 1 (N = 289)
12,76
0,502
Bez respondentów „protestujących” – filtr 2 (N = 240)
12,5
0,507
Statystyczna analiza wykazała zgodny z przewidywaniami i logiczny związek odpowiedzi respondentów na merytoryczne pytania ankiety z deklarowanymi następnie kwotami.
Można zatem sądzić, że uzasadnione jest formułowanie wniosków o charakterze ekonomicznym i decyzyjnym na podstawie otrzymanych w tym badaniu i ekstrapolowanych na
większą populację oszacowań gotowości do zapłaty mieszkańców stolicy.
Ta b e l a 4
Wyniki ekstrapolacji deklarowanej w badaniu ankietowym gotowości do zapłaty
za zachowanie piwnic Pałacu Saskiego na całą populację mieszkańców Warszawy
powyżej 18 roku życia
Dla całej próby (N = 306)
Bez respondentów „protestujących” filtr 1 (N = 289)
Bez respondentów „protestujących” filtr 2 (N = 240)
160 251 567,00 zł
144 846 527,50 zł
–
175 656 606,50 zł
169 472 478,00 zł
153 325 002,20 zł
–
185 619 953,80 zł
204 127 371,00 zł
185 451 102,30 zł
–
222 803 639,70 zł
Uwaga: Oszacowania podane wytłuszczonym drukiem zostały uzyskane w oparciu o wartości średnie podane
w tabeli 2. Oszacowania w postaci przedziałowej uwzględniają odchylenia standardowe od wartości średnich.
Całkowity koszt odbudowy Pałacu Saskiego został określony na podstawie przetargu
w 2006 r. na około 201 mln zł, a następnie podwyższony o 30–70 mln zł z tytułu szacunkowego kosztu rekonstrukcji, a więc do wysokości 230–270 mln zł.
Miscellanea
295
Otrzymane w wyniku ekstrapolacji średniego WTP na dorosłą populację mieszkańców Warszawy kwoty określiły wartość pozaużytkową piwnic w przedziale od 160,2 do
204,1 mln zł, przy czym najniższa kwota odnosi się do sytuacji, gdy nie odrzucamy odpowiedzi uznanych za „protestujące”, a najwyższa do najbardziej restrykcyjnego wariantu
eliminującego tego typu odpowiedzi. Oszacowania, nawet w przypadku najniższej kwoty,
w znaczący sposób przewyższają dodatkowy koszt z tytułu rekonstrukcji zabytkowych
piwnic w projekcie odbudowy pałacu. Oznacza to, że dla mieszkańców Warszawy wartość
pozaużytkowa wspomnianych piwnic jest wyższa od kosztu ich rekonstrukcji. Przeważająca
większość mieszkańców Warszawy (89%) zdaje sobie sprawę z niedostatku publicznych
środków na ochronę zabytków i deklarowała w ankiecie gotowość finansowego wsparcia
rekonstrukcji piwnic Pałacu Saskiego.
Co więcej, przeważająca część ankietowanych (86%) zadeklarowała chęć zwiedzenia
zrekonstruowanych piwnic Pałacu Saskiego, po uiszczeniu pewnej kwoty za bilet. Średnia
deklarowana cena biletu wyniosła 12 zł, co świadczy o przypisywaniu zachowanym piwnicom pewnej wartości użytkowej ujawniającej się dzięki możliwości ich bezpośredniego
zwiedzania. Ponadto okazało się, że znacząca część badanej populacji była zainteresowana wizytami w zabytkowych piwnicach. Uzyskane w ten sposób potencjalne dochody
mogą być rozważane jako podstawa finansowa utworzenia i istnienia Muzeum Piwnic
Pałacu Saskiego w przyszłości.
Podsumowanie
W badaniu głównym przeprowadzono wywiady bezpośrednie z reprezentatywną grupą
310 mieszkańców Warszawy. Oszacowano średnią gotowość do zapłacenia za zachowanie
piwnic Pałacu Saskiego. Dla całej próby wynosi ona 36,67 zł na osobę, raz w roku przez
trzy lata. Na podstawie zastosowanych dwóch schematów selekcji odrzucono odpowiedzi
protestujące. Średnie WTP wynosi wówczas więcej – od 38,78 zł do 46,71 zł. Średnia
najwyższa cena za bilet wstępu do muzeum piwnic Pałacu Saskiego dla całej próby wyniosła 12,43 zł na osobę (po wyłączeniu z próby respondentów protestujących nie uległa
ona znaczącej zmianie i wyniosła 12,76 zł).
Otrzymane wyniki ekstrapolowano na całą populację Warszawy powyżej 18 roku życia, to jest aktywną zawodowo populację mieszkańców oraz osoby w wieku poprodukcyjnym. Określona w ten sposób wartość pozaużytkowa piwnic Pałacu Saskiego wynosi od
160,3 do 204,1 mln zł. W znaczący sposób suma ta przewyższa szacowany koszt uwzględnienia piwnic w projekcie odbudowy pałacu. Uzasadnia to – naszym zdaniem – objęcie
ochroną prawną tego fragmentu zabytku i podjęcie działań na rzecz jego zachowania
i udostępnienia zwiedzającym. W badaniu pokazano, że mieszkańcy Warszawy zgadzają
się z ideą ochrony zabytków traktowanych jako dziedzictwo narodowe (98% badanych).
Ponadto wykazano, że warszawiacy są skłonni finansować ochronę zabytków z prywatnych pieniędzy (89% badanych).
Określenie wartości pozaużytkowej w jednostkach pieniężnych może stać się cennym
argumentem w publicznej dyskusji nad racjonalnością ochrony zabytków. W przypadku
piwnic Pałacu Saskiego nowa sytuacja prawna wymusza na inwestorze, a są nim władze
stołecznego miasta, odbudowę pałacu przewidującą zachowanie i ekspozycję piwnic. Na
podstawie wyników badania można sformułować argument natury społecznej i ekonomicznej usprawiedliwiający poniesienie kosztów odbudowy Pałacu Saskiego wraz z piwnicami.
296
Miscellanea
W Polsce środki finansowe przeznaczane na kulturę i ochronę dziedzictwa narodowego są stosunkowo małe, a struktury instytucji pozarządowych pozyskujących pieniądze na ten cel są nadal słabo rozwinięte. Tworzy to utrzymującą się od lat sytuację
niedofinansowania ochrony zabytków. Wyniki badania świadczą o możliwości pozyskiwania od społeczeństwa znacznych dodatkowych środków na zachowanie lub renowację zabytków.
Renowacja lub odbudowa zabytków na podstawie zachowanej dokumentacji łączy się
z reguły z wysokimi kosztami. Uzasadnienie ich w kategoriach ekonomicznych jest bardzo trudnym zadaniem. Określenie wartości pozaużytkowych w jednostkach pieniężnych
stwarza możliwość wzmocnienia argumentacji i może w określonych warunkach zadecydować o podjęciu decyzji o realizacji inwestycji związanych z zabytkami.
Tekst wpłynął 5 marca 2010 r.
Bibliografia
Bateman I.J. i in., Economic Valuation with Stated Preferences Techniques. A Manual, Edward Elgar,
Cheltenham 2002.
Boyle K.J., Contingent Valuation in Practice, w: A Primer on Nonmarket Valuation, red. P.A. Champ,
K.J. Boyle, T.C. Brown, Kluwer, Dordrecht 2003.
Ekonomiczna wycena środowiska przyrodniczego, red. G. Anderson, J. Śleszyński, Wydawnictwo
Ekonomia i Środowisko, Białystok 1996.
Fink A., How to Sample in Surveys, Sage Publications, London 1995.
Garrod G., Willis K.G., Economic Valuation of the Environment. Methods and Case Studies, Edward
Elgar, Cheltenham 1999.
Litwin S.M., How to Measure Survey Reliability and Validity, Sage, London 1995.
Orłowska B., Zastosowanie metody wyceny warunkowej do dóbr kultury, praca magisterska, Wydział
Nauk Ekonomicznych, Uniwersytet Warszawski, Warszawa 2005.
Pearce D.W., Turner R.K., Economics of Natural Resources and the Environment, Harvester
Wheatsheaf, Hemel Hempstead 1990.
Ready R., Navrud S., International Benefit Transfer: Methods and Validity Tests, „Science Direct”
2006, t. 60.
Shechter M., Wycena środowiska, w: Ekonomia środowiska i zasobów naturalnych, red. H. Folmer,
L. Gabel, H. Opschoor, Wydawnictwo Krupski i S-ka, Warszawa 1996.
Wiewiórski R., Metody wyceny ekonomicznej zastosowane do dóbr kultury na przykładzie piwnic
Pałacu Saskiego, praca magisterska, Wydział Nauk Ekonomicznych, Uniwersytet Warszawski,
Warszawa 2009.
Valuing Cultural Heritage. Applying Environmental Valuation Techniques to Historic Buildings, red.
S. Navrud, R. Ready, Monuments and Artifacts, Edward Elgar, Cheltenham 2002.
e
s
e
j
e
Grzegorz W. Kołodko*
Świat między kryzysami – refleksje na marginesie książki
N. Roubiniego i S. Mihma Ekonomia kryzysu
Rzeczy dzieją się tak, jak się dzieją, ponieważ wiele dzieje się naraz. Świat się zmienia.
Nieustannie. Rzec można – wędruje [Kołodko 2008]. Druga dekada XXI w. zaczyna się
w zgoła odmienny sposób niż pierwsza, kiedy to sytuacja światowej gospodarki i ludzkości wyglądała z kolei inaczej niż u zarania ostatniej dekady minionego wieku. Inny, w sumie znacznie wyższy, jest nie tylko poziom produkcji i inaczej, bardziej nierównomiernie,
dzielone są jej efekty, lecz także inny jest sposób funkcjonowania planetarnej gospodarki, coraz bardziej współzależnej, połączonej licznymi więzami kulturowymi, politycznymi
i ekonomicznymi. I jest nas – ludzi – coraz więcej. Dwadzieścia lat temu 5,3 mld, dziesięć
lat temu 6 mld, teraz już prawie 7 mld1. Również i z tej perspektywy inaczej trzeba patrzeć na to, co się dzieje w globalnej gospodarce, gdyż dotyczy to coraz większej liczby
mieszkańców Ziemi.
Ostatnie dwie dekady – naznaczone nakładaniem się, swoistą koincydencją megatrendów o wymiarze epokowym: globalizacją, rewolucją techniczno-informatyczną, posocjalistyczną transformacją, liberalnym przełomem polityczno-kulturowym – uśpiły
czujność znacznej części środowiska nauk społecznych i, co ważne, polityków. Choć szybko okazało się, że nie ma żadnego końca historii [Fukuyama 2009]2 i takowy nawet się
nie zbliża, bo ta skończyć może się jedynie wraz z końcem cywilizacji, to do 2007 r. w odniesieniu do oczekiwań wobec przyszłości górował optymizm. Często dość naiwny.
Zarazem wobec dominującego nurtu interpretacji procesów rozwoju społeczno-gospodarczego nie starczało niezbędnej dozy krytycyzmu, bez czego trudno liczyć na długofalowy postęp. W rzeczywistości wskutek coraz to szerszego rozpościerania się skrzydeł
neoliberalizmu trwał lot ćmy do ognia. I to bynajmniej nie w stronę „zderzenia cywilizacji”, co, polemizując z Fukuyamą, zapowiadał Huntington [1988]3, lecz ku rozległemu
światowemu kryzysowi gospodarczemu, z implikacjami daleko wykraczającymi poza obszar stosunków ekonomicznych. I to na skalę nieznaną w dziejach, bo nie tylko obejmu* Profesor zw. dr hab. Grzegorz W. Kołodko – Dyrektor Centrum Badawczego Transformacji, Integracji
i Globalizacji TIGER, Akademia Leona Koźmińskiego w Warszawie; e-mail: [email protected]
1 Liczba ludności na świecie zwiększa się o ponad 70 mln osób rocznie, o dwakroć więcej niż wynosi
obecnie liczba mieszkańców Polski. Przy takiej dynamice populacji ludzkość osiągnąć 7 mld może już
w końcu 2011 r.
2 Praca w oryginale ukazała się na początku lat 90. [Fukuyama 1992], wkrótce po upadku systemu
socjalistycznego.
3 Po raz pierwszy Huntington przedłożył swą hipotezę w artykule opublikowanym w 1993 r. na łamach
„Foreign Affairs”. Zob. też polskie wydanie książki tego autora [Huntington 2005].
298
Eseje
jącą wyłonioną wskutek globalizacji współzależną gospodarkę wszechświatową, ale i niebywałą masę ludzi.
Globalizacja to długotrwały i spontaniczny (by nie rzec – chaotyczny) proces liberalizacji i towarzyszącej jej integracji wcześniej w dużej mierze funkcjonujących w odosobnieniu rynków gospodarek narodowych w jeden wewnętrznie sprzężony rynek ogólnoświatowy. Integracji przy tym podlegają nie tylko rynki towarów, lecz także kapitału,
w tym w ostatnich dekadach ze szczególną intensywnością bardzo płynnego kapitału finansowego. Zdecydowanie wolniej natomiast liberalizują się i integrują rynki siły roboczej. Już z tego samego faktu wynika określona dychotomia procesu globalizacji: nie dla
wszystkich stwarza ona takie same szanse, nie wszystkich też obarcza jednakowo towarzyszącymi jej kosztami4. Przede wszystkim jednak globalizacja, prowadząc do wyłonienia się ogólnoświatowego rynku, nie doprowadziła jak dotychczas do powstania planetarnego systemu koordynacji polityki gospodarczej5.
Literatura na temat globalizacji jest już przebogata. Nie brakuje w niej, co skądinąd
zrozumiałe, pozycji zdecydowanie broniących ten proces [World Bank 2002]. Jest to
o tyle zrozumiałe, o ile akcentuje się dobre strony uświatowienia gospodarki. Bo globalizacja to tyleż samo, co „uświatowienie”, a więc uczynienie gospodarki ogólnoświatową. Dzięki globalizacji, poprzez otwarcie i integrację, poszerzają się rynki zbytu
i spadają koszty produkcji; swobodne przepływy inwestycji bezpośrednich są głównym
kanałem transferu nowych technologii i przyczyniają się do niezwykle szybkiego rozprzestrzeniania się postępu technicznego; transfery kapitału portfelowego mogą wspomagać finansowanie deficytów krajów, które same w krótkim okresie nie potrafią związać budżetowego końca z końcem; bardziej swobodne migracje ludności przyczyniają
się do relatywnego zmniejszania się nierówności dochodowych6 i sprzyjają w dłuższej
perspektywie czasowej podnoszeniu jakości kapitału ludzkiego poprzez wzrost kwalifikacji.
Nie brakuje też prac pisanych z pozycji apologetycznych, nobilitujących współczesny,
ogólnoświatowy kapitalizm [Norbert 2003; Bhagwati 2004] który przecież nie tylko wiele
problemów rozwiązuje, lecz w tym samym czasie wiele – niekiedy nawet więcej – tworzy7.
I teraz, na przełomie pierwszej i drugiej dekady XXI w., akurat tak się dzieje. Problemów
dotyczących uwarunkowań, mechanizmów i skutków zarówno krótkookresowej reprodukcji, jak i długofalowego rozwoju społeczno-gospodarczego zdecydowanie nam przybyło. A to za sprawą kryzysu lat 2008–2010.
Kryzys 2008–2010? W tych ramach czasowych chyba będzie on przywoływany, podobnie jak jego znany poprzednik sprzed ośmiu dekad – Wielki Kryzys 1929–33 – aczkolwiek
w obu przypadkach z jednej strony korzenie tkwią w zjawiskach i procesach zachodzących już wcześniej, natomiast skutki i implikacje dawały i dawać będę znać o sobie później.
4 Zob. m.in. Bauman [1998], Huston, Giddens [2000], Kołodko [2001], Staniszkis [2003], Szymański
[2004]; Wnuk-Lipiński [2004].
5 Piszą o tym szerzej m.in. Stiglitz [2004], Kołodko [2007], Szymański [2007].
6 Relatywnego, gdyż w wymiarze absolutnym nierówności te rosną. Jednakże migracje z krajów o niższych dochodach do gospodarek, gdzie zarabia się więcej, obniżają podaż siły roboczej w miejscach, które
się opuszcza, w ślad za czym płace na długą metę rosną tam szybciej, podczas gdy przyrost podaży siły
roboczej zmniejsza poziom płac, a częściej tylko tempo ich wzrostu, tam dokąd się przyjeżdża. I tak, na
przykład, w dekadzie 2001–2010 różnice płacowe pomiędzy Europą Środkowo-Wschodnią i Zachodnią czy
też między Meksykiem i USA zmniejszyły się w większym zakresie aniżeli w odniesieniu do PKB per
capita.
7 Na temat istoty globalizacji i jej wielostronnych konsekwencji dla procesów produkcji, akumulacji,
wymiany i konsumpcji zob. m.in. Kolodko [2003, 2005], Wolf [2004], Stiglitz [2006].
Eseje
299
*
* *
Ostatnie kilka lat to dla jakże wielu swoisty szok8. Ludzie zostali wyrwani w gwałtowany,
dla przytłaczającej większości zaskakujący sposób z iluzji. Z iluzji domniemania, jeśli nie
doskonałości, to rzetelności i funkcjonalności kapitalizmu. Tymczasem pokazał on – nie
po raz pierwszy i nie ostatni – swoje inne oblicze. Co prawda, można i należy wciąż dbać
o kultywowanie tego, co w nim słuszne i postępowe, wyłuskując dobre strony kapitalistycznej gospodarki rynkowej, teraz już ogólnoświatowej.
I teraz pojawiać się będzie coraz więcej prac krytykujących, niekiedy wręcz potępiających współczesny globalny kapitalizm jako ustrój niesprawny, niesprawiedliwy i wręcz
nieefektywny. Już się pojawiają. Publikowanych też jest coraz więcej prac usiłujących
bronić tę formację przed krytyką i próbujących pomóc jej w wymknięciu się od odpowiedzialności za niezwykle kosztowne zaburzenia, do jakich doszło w światowej gospodarce.
Już są publikowane. W pierwszym przypadku miewamy do czynienia z przegięciem
w stronę krytykanctwa, bez zdolności do wskazania odmiennych dróg gospodarczej wędrówki w przyszłość9. W drugim natomiast przebija się apologetyka systemu kapitalistycznego, który przecież w tym okresie nie sprawdził się, gdyż nie uda się zinterpretować
współczesnego kryzysu jako wypadku przy pracy [Orłowski 2008]. Trwają zatem starania
o przerzucenie odpowiedzialności – intelektualnej i politycznej – na innych. Nic dziwnego: tak jest zawsze w ciężkich czasach, a to są czasy trudne.
Na tym tle praca dwojga amerykańskich autorów – Nouriela Roubiniego z New York
University oraz Stephena Mihma z University of Georgia – to znaczące wydarzenie
[Roubini, Mihm 2010]. Jest to bezsprzecznie najlepsza książka pokazująca rzetelnie istotę obecnego światowego kryzysu gospodarczego i bardzo dobrze się dzieje, że szybko
ukazuje się jej polskie wydanie [Roubini, Mihm 2011]. Prac roztrząsających jego charakter ukazało się więcej10 i będzie ich jeszcze więcej, jednakże żadna z nich tak trafnie,
dogłębnie i prawdziwie nie pokazuje uwarunkowań, dynamiki i następstw kryzysu. Udało
się to autorom dzięki umiejętnemu łączeniu wątków współczesnych z historycznymi, mikroekonomii z makroekonomią, a ich obu z analizą i syntezą w ramach ekonomii politycznej. Przy tym nie tkwią oni w gorsecie wąsko rozumianej analizy ekonomicznej – co
niejednego już zawiodło na manowce – lecz poruszają się z dużą erudycja i intelektualną
sprawnością po stykach ekonomii z innymi, pokrewnymi dyscyplinami nauk społecznych,
zwłaszcza nauk politycznych oraz socjologii i psychologii. Nie tkwią też w jakiejkolwiek
ortodoksji, sięgając w wyjaśnianiu istoty rzeczy do elementów różnych teorii i szkół ekonomicznych. Jest to więc praca o znamionach interdyscyplinarnych i holistycznych, a tylko w ten sposób można powiedzieć coś zasadniczo nowego i zarazem słusznego11.
Autorzy przy tym wszystkim nie nudzą. Praca napisana jest z werwą, żywym językiem,
a narracja prowadzona w stylu utrzymującym czytelnika w nieustannej uwadze. Można
by rzec, że świetnie poruszają się w kryzysowej przestrzeni i w czasach, w których kryzysy
8 Stiglitz swą książkę, analizującą uwarunkowania i przebieg światowego kryzysu gospodarczego, rozpoczyna w rozdziale pierwszym, noszącym tytuł „Wytwarzanie kryzysu”, takimi słowami: „Jedynym zaskakującym aspektem kryzysu gospodarczego 2008 roku było to, że jego nadejście zaskoczyło tak wielu ludzi”. Por.
Stiglitz [2010, s. 1].
9 Tak można zakwalifikować m.in. popularną pracę Klein [2008].
10 Zob. m.in. Zakaria [2009], King [2010], Bremmer [2010], Legrain [2010], Rajan [2010], Stiglitz
[2010]. Po polsku również ukazało się kilka prac, w tym znakomita książka Szymańskiego [2009]. Do trwającej debaty włączył się także autor tego eseju jako redaktor naukowy i współautor pracy zbiorowej przedstawiającej różne punkty widzenia na kryzys. Zob. Globalizacja, kryzys... [2010].
11 O imperatywie takiego właśnie ujęcia metodologicznego w nowoczesnej ekonomii, stosując je zarazem do interpretacji długofalowych procesów rozwoju, pisałem już szeroko we wcześniejszych publikacjach [Kołodko 2008, 2010, 2011].
300
Eseje
nas dotykają. Nie pierwszy to bowiem z nich i nie ostatni. Nie tylko dlatego, że jeden
z autorów – Stephen Mihm – jest historykiem gospodarczym, lecz przede wszystkim
z tego względu, iż nie da się sensownie opisać obecnego kryzysu bez historycznej analizy
porównawczej. I dlatego autorzy często przenoszą czytelnika w inne, niekiedy zamierzchłe już czasy, sięgając przy tym do klasycznego już dzieła Kindlebergera [1978]. A czynią to po to, aby pokazać, że historia gospodarki to w istocie historia kryzysów.
Przynajmniej od czasu, gdy feudalizm został wyparty przez kapitalizm.
Nie ma kapitalizmu bez cykliczności procesu reprodukcji makroekonomicznej. Nie
ma gospodarki rynkowej bez periodycznych kryzysów. Nie ma i nie będzie. Autorzy wykazują to niezbicie. Ale przecież nie oni pierwsi. Nie boją się przypomnieć, że wykazał to
już półtora wieku temu Karol Marks [1951]12, a później udowodnił raz jeszcze John
Maynard Keynes [2003]13. Co prawda, ze swoich rozważań o immanentnej kryzysogenności kapitalizmu wyciągnęli oni zgoła odmienne wnioski: Marks, sugerując nieuchronność upadku kapitalizmu i imperatyw zastąpienia go intencjonalnie bezkryzysowym socjalizmem (komunizmem), Keynes zaś podpowiadając, jak tenże kapitalizm uratować
przed autodestrukcją. Wszakże obaj (choć bynajmniej nie tylko oni) nigdy nie mieli iluzji
co do kapitalistycznej sielanki. Tym bardziej jest zdumiewające, jak wielu ludzi – w tym
także skądinąd inteligentnych ekonomistów i polityków – oczarował mit o w miarę bezkonfliktowym funkcjonowaniu gospodarki rynkowej. Im bardziej byli oczarowani, tym
bardziej teraz powinni być rozczarowani. Oczywiście, jeśli nie są ofiarami doktrynerstwa
i dogmatyzmu, co niestety w ekonomii – nauce ocierającej się o wartości i idee, a zarazem tkwiącej w morzu sprzecznych interesów – zdarza się jakże często…
*
* *
Kunszt pisarski Roubiniego i Mihma polega na tym, że znakomicie łączą przeszłość
z przyszłością. Analiza historyczna – a uważam, że jest ona potrzebna nie tylko w tym
przypadku – stanowi dla autorów instrument nie tyle intelektualnego roztrząsania przeszłości, co skądinąd samo w sobie może być fascynujące14, ile narzędzie do pokazywania
przyszłości.
Autorzy przy tym umykają przed zagrożeniem popełniania błędu prostej ekstrapolacji, co nierzadko zdarza się w ekonomii: „tak było, tak jest, więc i tak będzie”. Otóż nie,
ponieważ procesy reprodukcji makroekonomicznej nie są bezwarunkowo ciągłe, a dokładniej mamy do czynienia z nakładaniem się i przenikaniem ciągłości i zmiany. Jeszcze
jedna zatem koincydencja w czasie i przestrzeni. Przyszłość nie jest – bo z natury długofalowych procesów rozwoju (i, od czasu do czasu, zastoju bądź wręcz regresu) być nie
może – prostą funkcją trendu15.
Błąd ekstrapolacji leży u podstaw tego, że teraz to Roubini właśnie robi światową
karierę jako ten, który „przewidział kryzys”. To prawda, choć nie on jeden. Ale to on
potrafił wystąpić w siedlisku finansowej ortodoksji, zarówno teoretycznej, jak i praktycznej, z jakże niekonwencjonalnymi w tamtym miejscu i czasie – czasie boomu tego niby
bezkonfliktowego rynku – poglądami. W samej „jaskini lwa”, bo na Wall Street
i w Międzynarodowym Funduszu Walutowym, dowodził, dość niezbitymi argumentami,
12 Oryginał
dzieła Marksa Das Kapial: Kritik der politischen Ökonomie, ujrzał światło dzienne w 1867 r.
fundamentalna praca Keynesa w oryginale ukazała się po raz pierwszy w 1936 r.
14 Zob. m.in. Friedman [2005], Landes [2005], Talbott [2008].
15 Więcej na temat związków przyczynowo-skutkowych między teraźniejszością a przyszłością – zob.
np. Thurow [1996] i Kołodko [2008]. O ile Thurow obecnego kryzysu nie przewidział, co zrozumiałe, bo
w połowie lat 90. bynajmniej nie był on jeszcze nieuchronny, o tyle w drugiej z tych prac, która ukazała się
na pół roku przed upadkiem banku Lehman Brothers, nieuchronność nadejścia kryzysu jest pokazana jako
oczywistość.
13 Ta
Eseje
301
że rynek finansowy, zwłaszcza w USA, już wtedy – w latach 2005–2006 – był nadętym
balonem, a dmuchane weń powietrze było coraz bardziej skażone.
Bańka finansowa bowiem już w połowie minionej dekady była pełna papierów „wartościowych” – jakby na kpinę wciąż tak właśnie nazywanych przez ekonomistów (w języku angielskim mówimy: securities, choć znaczna część tych papierów bynajmniej nie była
ani bezpieczną, ani godną zaufania lokatą płynnego kapitału) – które musiały się z czasem okazać mało warte, o ile wręcz nie bezwartościowe.
Roubini to rozumiał i starał się dotrzeć swoją argumentacją do kręgów, które mogły
coś sensownego uczynić poprzez odpowiednią reakcję polityki gospodarczej [Roubini
2004]. W odniesieniu do USA chodziło tu zwłaszcza o działania w sferze polityki pieniężnej banku centralnego, czyli Systemu Rezerw Federalnych, Fed, jak i w ramach polityki
fiskalnej rządu, czyli administracji prezydenta George’a W. Busha. Natomiast w skali
globalnej rzecz dotyczyła między innymi konieczności zmiany ortodoksyjnego podejścia
typowego dla Międzynarodowego Funduszu Walutowego. Dokładnie dwa lata przed
upadkiem Lehman Brothers, jednego z okrętów flagowych Wall Street, na seminarium
zorganizowanym we wrześniu 2006 r. w MFW, Roubini przekonywał o nieuchronności
nadchodzącego kryzysu. Jednak nie posłuchano go, tym bardziej, że nieopodal, o parę
ulic dalej, kierownictwo Fed nie potrafiło, albo i nie chciało – będąc z jednej strony pod
nadmiernym wpływem monetarnej ortodoksji, z drugiej zaś pod przemożnym naciskiem
specjalnych grup interesów finansjery Wall Street – zadziałać w sposób ograniczający
nadmuchiwanie spekulacyjnej bańki, a Departament Skarbu, czyli amerykańskie ministerstwo finansów, też się nie odważyło przeciwstawić nasilającej się nawałnicy. MFW zaś
raz jeszcze okazał się organizacją szczególnie dbającą o interesy Stanów Zjednoczonych,
a dokładniej ich elit finansowych i politycznych. Rychło miało się okazać, że bynajmniej
nie było to także i w ich interesie.
Choć też nie do końca, bo przecież i tym razem – jak zawsze zresztą przy okazji kryzysu – znaleźli się i tacy, którzy na tym nieźle wyszli. Niejeden z czołowych amerykańskich banków inwestycyjnych jest obecnie bogatszy, posiada większy niż przed 2008 r.
kapitał i ma silniejszą pozycję zarówno na rynku amerykańskim, jak i globalnym. Jak
natomiast kierownictwa tych banków zachowywały się w krytycznych dniach września
2008 r., które doprowadziły do wybuchu otwartej fazy kryzysu i tąpnięcia na Wall Street
– do wybuchu, bo do kryzysu doprowadził cały łańcuch wydarzeń zakorzenionych w zjawiskach i procesach zachodzących dużo wcześniej, co znakomicie książka Roubiniego
i Mihma pokazuje – poczytać można nie tylko na jej stronach16.
*
* *
Choć Ekonomia kryzysu to jedna z najostrzejszych prac krytykujących współczesny kapitalizm, to autorzy bynajmniej nie popadają w skrajność. Nie ogłaszają jeszcze ani końca
świata, ani też upadku kapitalistycznego ustroju polityczno-gospodarczego, opartego na
wolnym rynku i dominacji prywatnej własności oraz maksymalizacji zysku jako celu działalności gospodarczej. A i takie wieszczenie bez mała końca kapitalizmu się zdarza,
a przynajmniej wskazać można na symptomatyczne przypadki przechodzenia od ściany
do ściany. Niekiedy może to wyglądać jak olśnienie, innym razem jest to zwykły oportunizm oraz polityczny i intelektualny koniunkturalizm. Wiele przykładów na to możemy
przytoczyć z własnego, polskiego podwórka, gdzie w ślad za podmuchami kryzysu wzrosła liczba zwolenników interwencjonizmu państwa.
16 O kilku dniach przetargów pomiędzy amerykańskimi władzami finansowymi i Wall Street, w tym
o cynicznym podejściu szefostwa niektórych banków inwestycyjnych pisze Stewart [2009].
302
Eseje
Przykładem takiego olśnienia na amerykańskim, nader opiniotwórczym gruncie może
być zwrot dokonany przez jednego z do niedawna bardziej zagorzałych zwolenników hipotezy efektywnych rynków, która nader często bywa nadużywana przez apologetów wolnego, niczym nieskrępowanego rynku17. Jeden z eksponentów „szkoły chicagowskiej”,
Richard A. Posner, autor książki mówiącej o kompromitacji kapitalizmu [Posner 2009],
na pytanie, czego ekonomiści (sam jest prawnikiem) nauczyli się przez ostatnie, kryzysowe lata, odpowiada, że obawia się, iż niczego. A to dlatego, że „…rynkowe korekty działają bardzo wolno w stosunku do rynku akademickiego. Profesorowie są na kontraktach
etatowych. Mają wielu studentów i doktorantów do wypromowania. Posługują się metodami, które znają od dawna i z którymi czują się wygodnie. To zaiste wymaga olbrzymiego wysiłku, aby odciągnąć ich od zajmowania się sprawami w sposób, do którego przywykli” [Cassidy 2010, s. 29].
Otóż to: wygoda, konformizm, tradycja w złym jej znaczeniu. Albo – z innej perspektywy – konformizm, brak dostatecznej intelektualnej innowacyjności (o zgrozo!), przyzwyczajenie, a niekiedy nawet myślowa gnuśność i lenistwo. Absolutnie takich przywar
pozbawieni są autorzy Ekonomii kryzysu. To właśnie heterodoksyjność i polityczna niepoprawność, intelektualna krnąbrność i nieuleganie presji zachowawczego myślowo tzw.
głównego nurtu podpowiedziały im właściwą drogę poszukiwań i podsunęły na czas,
a nie ex post, właściwe odpowiedzi. To oni mają rację. Ale rację mają także inni, jak chociażby wspomniany Posner, którzy potrafią przejść z pozycji neokonserwatywnych (używając amerykańskiej gwary politycznej) na quasi-keynesizm, który skądinąd też nie jest
wystarczającą receptą na aktualne bolączki. I teraz nawet taki prominent szkoły chicagowskiej przyznaje, że to wadliwa polityka pieniężna i deregulacja spowodowały aktualny
kryzys.
Roubini takiej wolty wykonywać nie musi18. Co do keynesizmu, to sięga doń tylko na
tyle, na ile jest to konieczne, zdając sobie sprawę, że przyszłość należy do heterodoksji
i teoretycznego eklektyzmu19. Miał racje wiele lat temu, kiedy go nie posłuchano, ma ją
i teraz, kiedy stał się gwiazdą ekonomii. Tak właśnie. W ekonomii także bywają gwiazdy.
I moda. Nie aż tak jak w show-biznesie, ale bywają.
Przez wiele lat jakże wielu skądinąd mądrych ludzi dawało się zwieść temu, co autorzy nazywają raz to konserwatyzmem, innym razem „współczesnym leseferyzmem”.
Chodzi im o to samo, co inni z nas – także ja w pracach na temat globalizacji, rozwoju
i zastoju oraz kryzysu – określają jako neoliberalizm.
Autorzy Ekonomii kryzysu w sposób trafny i przekonujący pokazują, że nie mamy do
czynienia z ogólnym kryzysem kapitalizmu, że nie jest to, generalnie biorąc, „Failure of
Capitalism”, ale z pewnością jest to załamanie się jego neoliberalnej odsłony. Już załamanie, ale jeszcze nie upadek. Podkreśliłem to w tytule jednego z rozdziałów Wędrującego
17 Na moim blogu, towarzyszącym książkom traktującym o światowej gospodarce i o procesach rozwoju, www.wedrujacyswiat.pl, pojawił się taki oto wymowny wpis: „Panie Profesorze, jestem obecnie studentem uniwersytetu XYZ, w którym studiuję naukę o polityce. Rozumiem, że każdy ma swoją własną
prawdę, ale jeśli 90% kadry nauczycielskiej mówi nam na przykład że wolny rynek sam się wyreguluje, albo
że przy obecnej polityce rządu i przy naszym obecnym tempie rozwoju gospodarczego dogonimy za 20 lat
Niemcy, to pierwsze, co przychodzi mi na myśl, to słowa ks. Tischnera: „g…o prawda”. Każdy ma prawo
się mylić, to prawda, ale żeby tacy „wielcy profesorowie” wpajali uczniom takie bajki.” Por. wpis 1015
z 22.11.2010, http://www.wedrujacyswiat.pl/blog/?p=6
18 Piszę: Roubini, gdyż jego współautor, Mihm, nakreślił głównie historyczne wątki książki.
19 Niektórzy inni autorzy – jakby ich ostatnio coraz więcej – sądzą, że nadszedł okres renesansu keynesizmu; zob. Skidelsky [2009]. Ale tak naprawdę jest to czas kolejnej ucieczki do przodu, a nie oglądania
się wstecz. Z (neo)keynesizmu warto czerpać całymi garściami, ale nie wolno w obliczu wyzwań współczesności do niego się ograniczać.
Eseje
303
świata: „Upadający neoliberalizm i jego marna spuścizna (czyli dlaczego szkodliwa koncepcja na czas jakiś zawojowała pół świata i jak sobie z tym poradzić)”.
No właśnie, jak sobie z tym poradzić? I tu autorzy mają wiele sensownego, podchodząc do spraw pragmatycznie, do zaproponowania. Jest to kolejna cenna zaleta tej książki, zawiera ona bowiem nie tylko rzetelną, przekonującą i klarownie wyłożoną diagnozę
stanu rzeczy (złego), lecz również konstruktywne propozycje, co i jak czynić, aby w przyszłości było lepiej. Lepiej nie oznacza jednakże uniknięcia kryzysów. Nicią przewodnią
wywodu jest bowiem teza, że kryzysy są immanentną, niezbywalną cechą kapitalizmu.
Dlatego też i w przyszłości przyjdzie nam się z nimi borykać. Można je wszakże zawczasu
przewidzieć. A gdy to się potrafi, to można rozładowywać przynajmniej po części ich
potencjał, by były mniej dewastujące dla procesu reprodukcji – dla wytwarzania i świadczenia usług, dystrybucji, akumulacji i inwestycji, konsumpcji i zaspokajania potrzeb.
Można wreszcie lepiej z punktu widzenia zarówno tejże reprodukcji na długą metę, jak
i imperatywu zachowania równowagi społecznej i ekologicznej, rozkładać koszty przezwyciężania skutków kryzysów, gdy już w nas uderzają.
Roubini i Mihm piszą o tym sporo. I piszą mądrze. Pytanie tylko, na ile takie mądre
rady przebiją się do praktyki – do polityki makroekonomicznej i strategii biznesu, zwłaszcza tego uprawianego w przyszłości. Teraz, tkwiąc wciąż w długim cieniu kryzysu, wydaje
się, że powinno to dziać się na rozległą skalę. Ale – jak uczy nie tylko historia – później
już tak być nie musi. Trzeba zatem uważać, bo z czasem nadejdą kolejne kryzysy, także
ten, który w innym miejscu określiłem jako Jeszcze Większy Kryzys [Kołodko 2008].
*
* *
Nie szczędząc gorzkich słów pod adresem naszej pięknej nauki ekonomii – a przecież
zasługuje ona na całą ich litanię – Roubini i Mihm nie odżegnują się od niej i nie ogłaszają jej końca. Pokazują za to, że główny nurt ekonomii, oparty na prostej, a niekiedy
prostackiej interpretacji ekonomii neoklasycznej, zawiódł w całej rozciągłości. To, co zawiodło, to neoliberalizm. Albo – jak wolą autorzy – współczesny leseferyzm.
Pokazują oni jednak, że nauka ekonomii też bez winy nie jest. Dodajmy, że czynią to,
z rozmaitych punktów widzenia, również inni autorzy, a niektórzy nawet nie od dzisiaj,
zwracając uwagę na ułomności tej upolityczniającej się i ulegającej wpływom grup interesów dyscypliny wiedzy (zob. np. Ormerod [1997], Csaba [2009]).
Wielką wartością Ekonomii kryzysu – sądzę, że nie mniejszą niż interesujący, warsztatowo rzetelny opis uwarunkowań i przyczyn, mechanizmu i przebiegu, skutków doraźnych
i długofalowych następstw współczesnego światowego kryzysu gospodarczego – jest pokazanie, że periodyczne kryzysy są czymś normalnym w kapitalizmie. Przyszło nam zatem żyć
w świecie wędrującym od kryzysu do kryzysu. To taki świat między kryzysami.
Może ich wszak być w przyszłości mniej i uderzać w nas mogą rzadziej oraz z mniejszą intensywnością. I o to chodzi. By tak jednak było, trzeba wiedzieć, co od czego zależy i zawsze pamiętać, że rzeczy dzieją się tak, jak się dzieją, ponieważ wiele dzieje się
naraz.
Bibliografia
Bauman Z., Globalizacja, Państwowy Instytut Wydawniczy, Warszawa 1998.
Bhagwati J., In Defense of Globalization, Oxford University Press, New York 2004.
Bremmer I., The End of the Free Market: Who Wins the War Between States and Corporations?
Portfolio, New York 2010.
304
Eseje
Cassidy J., After the Blowup. Laissez-faire Economists Do Some Soul-searching – and Finger Pointing,
„The New Yorker”, 11.01.2010.
Csaba L., Crisis in Economics?, Akadémiai Kiadó, Budapest 2009.
Emerging Market Economies. Globalization and Development, red. G.W. Kołodko, Ashgate,
Aldershot, England–Burlington, VT 2003.
Friedman B.M., The Moral Consequences of Economic Growth, Alfred A. Knopf, New York 2005.
Fukuyama F., Koniec historii, Wydawnictwa Znak, Kraków 2009.
Fukuyama F., The End of History and the Last Man, Free Press, New York 1992.
Global Capitalism, red. A. Giddens, W. Huston, The New Press, New York 2000.
Globalizacja, kryzys i co dalej? red. G.W. Kołodko, Poltext, Warszawa 2010.
Globalization and Social Stress, red. G.W. Kołodko, Nova Science Publishers, New York 2005.
Huntington S.P., The Clash of Civilizations and the Remaking of World Order, Simon and Schuster,
New York 1998.
Huntington S.P., Zderzenie cywilizacji, Muza, Warszawa 2005.
Keynes J.M., Ogólna teoria zatrudnienia, procentu i pieniądza, WN PWN, Warszawa 2003.
Kindleberger Ch.P., Manias, Panics, and Crashes. A History of Financial Crises, Basic Books, New
York 1978.
King S.D., Losing Control. The Emerging Threats to Western Prosperity, Yale University Press, New
Haven–London 2010.
Klein N., Doktryna szoku, Wydawnictwo Muza, Warszawa 2008.
Kołodko G.W., Globalizacja a perspektywy rozwoju krajów posocjalistycznych, Towarzystwo Naukowe
Organizacji i Kierownictwa, Toruń 2001.
Kołodko G.W., Polska z globalizacją w tle. Instytucjonalne i polityczne aspekty rozwoju gospodarczego,
Towarzystwo Naukowe Organizacji i Kierownictwa, Toruń 2007.
Kołodko G.W., Świat na wyciągnięcie myśli, Prószyński i S-ka, Warszawa 2010.
Kołodko G.W., Truth, Errors, and Lies. Politic and Economics in a Volatile World, Columbia University
Press, New York 2011.
Kołodko G.W., Wędrujący świat, Prószyński i S-ka, Warszawa 2008.
Landes D.S., Bogactwo i nędza narodów. Dlaczego jedni są tak bogaci, a inni tak ubodzy, Wydawnictwo
Muza, Warszawa 2005.
Legrain Ph., Aftershock: Reshaping the World Economy After the Crisis, Little Brown, London 2010.
Marks K., Kapitał. Krytyka ekonomii politycznej, Książka i Wiedza, Warszawa 1951.
Norbert J., In Defense of Global Capitalism, Cato Institute, Washington D.C. 2003.
Orłowski W.M., Świat, który oszalał, czyli poradnik na ciekawe czasy, Agora, Warszawa 2008.
Ormerod P., The Death of Economics, John Wiley & Sons, Inc., New York 1997.
Posner R.A., A Failure of Capitalism: The Crisis of ‘08 and the Descent into Depression, Harvard
University Press, Cambridge, Mass., London 2009.
Rajan R., Fault Lines: How Hidden Fractures Still Threaten the World Economy, Princeton University,
Princeton 2010.
Roubini N., Mihm S., Crisis Economics. A Crash Course in the Future of Finance, The Penguin Press,
New York 2010.
Roubini N., Mihm S., Ekonomia kryzysu, Wolters-Kluwer Polska, Warszawa 2011.
Roubini N., The US as a Net Debtor: The Sustainability of the US External Imbalances, November
2004, http://pages.stern.nyu.edu/~nroubini/papers/Roubini-Setser-US-External-Imbalances.pdf
Skidelsky R., Keynes: The Return of the Master, Perseus Books, New York 2009.
Staniszkis, J., Władza globalizacji, Wydawnictwo Naukowe Scholar, Warszawa 2003.
Stewart, J.B., Eight Days. The Battle to Save the American Financial System, „The New Yorker”,
21.09.2009.
Stiglitz J.E., Freefall: America, Free Markets, and the Sinking of the World Economy, W.W. Norton &
Company, New York 2010a.
Stiglitz J.E., Freefall – jazda bez trzymanki. Ameryka, wolne rynki i tonięcie gospodarki światowej,
Polskie Towarzystwo Ekonomiczne, Warszawa 2010.
Stiglitz J.E., Globalizacja, WN PWN, Warszawa 2004.
Eseje
305
Stiglitz J.E., Making Globalization Work, W.W. Norton & Company, New York–London 2006.
Szymański W., Czy globalizacja musi być irracjonalna? SGH, Warszawa 2007.
Szymański W., Interesy i sprzeczności globalizacji, Difin, Warszawa 2004.
Szymański W., Kryzys globalny. Pierwsze przybliżenie, Difin, Warszawa 2009.
Talbott S., The Great Experiment. The Story of Ancient Empires, Modern States, and The Quest for
a Global Nation, Simon & Schuster, New York–London–Toronto–Sydney 2008.
Thurow L., The Future of Capitalism. How Today’s Economic Forces Shape Tomorrow’s World,
William Morrow and Company, Inc., New York 1966.
Wnuk-Lipiński E., Świat międzyepoki. Globalizacja, demokracja, państwo narodowe, Wydawnictwo
Znak, Instytut Nauk Politycznych PAN, Kraków 2004.
Wolf M., Why Globalization Works, Yale University Press, New Haven–London 2004.
World Bank, Globalization, Growth, and Poverty. Building an Inclusive World Economy, World Bank
and Oxford University Press, Washington, D.C. 2002.
Zakaria F., The Post-American World, W.W. Norton & Company, New York 2009.
R E C E N Z J E
I
O M Ó W I E N I A
Janina Godłów-Legiędź, Współczesna ekonomia. Ku nowemu paradygmatowi?
Wydawnictwo C.H. Beck, Warszawa 2010, s. 200
Książka Janiny Godłów-Legiędź zasługuje na zainteresowanie z trzech podstawowych
powodów. Po pierwsze, wpisuje się w stosunkowo słabo obecny w polskiej literaturze
ekonomicznej, a jakże ważny nurt rozważań o charakterze metodologicznym w powiązaniu z historią myśli ekonomicznej. Drugi powód to narastająca dyskusja o ekonomii
w kontekście ostatniego kryzysu finansowego i jego konsekwencji dla sfery realnej. Nie
brak głosów, że kryzys jest także kryzysem ekonomii wymagającej istotnych przemian,
które można sprowadzić do hasła rewizji dominujących paradygmatów. Wreszcie trzeci
powód wynika z zawartości pracy i jej walorów merytorycznych. Książka stanowi ważkie
wzbogacenie polskiego piśmiennictwa naukowego z zakresu dyskusji odnoszącej się do
teorii ekonomii.
Biorąc pod uwagę zarówno sformułowany we wstępie cel, którym była „…analiza
podstawowych tendencji metodologicznych i ideologicznych myśli ekonomicznej XX w.,
a w szczególności krytyka formalistyczno-matematycznego podejścia oraz próba przekonania Czytelnika do metod i wartości prezentowanych przez ekonomistów krytycznych
wobec poglądów dominujących w głównym nurcie ekonomii” (s. 7), jak i treść pracy,
wydaje się, że z dwóch, wynikających zapewne z błędu drukarskiego, wariantów tytułu
(na okładce drugi człon zakończony jest znakiem zapytania, a jego zapis na stronie tytułowej jest bez tego znaku), bliższy jest autorce ten bez znaku zapytania. Już sama konstrukcja pracy odzwierciedla położenie akcentu przede wszystkim na owo przekonywanie
czytelnika do poglądów wybranych przez autorkę reprezentantów nurtu krytycznego wobec ekonomii głównego nurtu, a nie na prezentację samej ekonomii głównego nurtu. Tej
ostatniej dotyczy przede wszystkim pierwszy rozdział („Główny nurt ekonomii XX wieku: spór o metodę czy wartości”).
Kolejne cztery rozdziały pracy zawierają prezentację dorobku czterech ekonomistów
nagrodzonych Nagrodą Banku Szwecji pamięci Alfreda Nobla z ekonomii (autorka pisze,
jak większość osób, o Nagrodzie Nobla z ekonomii). W kolejności jest to dyskusja poświęcona Ronaldowi Coase’owi, Douglasowi Northowi, Robertowi Foglowi i Edmundowi
Phelpsowi, przy czym trzej pierwsi należą do grona ekonomistów identyfikowanych z Nową
Ekonomią Instytucjonalną (NEI), podobnie jak laureaci Nagrody Nobla z 2009 r., czyli
Olivier Williamson i Elinor Ostrom. Obecność Phelpsa, któremu poświęcony został rozdział piąty i którego trudno zaliczyć do ekonomistów z kręgu NEI, trochę łamie logikę
doboru przybliżanych czytelnikowi postaci. Autorka broni jednak we wstępie takiego rozwiązania, wskazując na nieortodoksyjność koncepcji Phelpsa, która jej zdaniem pozwala
dostrzec punkty styczne jego poglądów z ideami NEI.
Z kolei brak szerszej prezentacji dorobku O. Williamsona może budzić pewne wątpliwości. Co prawda, w momencie gdy książka była przygotowywana do druku, nie był on
308
Recenzje i omówienia
jeszcze laureatem Nagrody Nobla, ale jest niewątpliwie dla NEI o wiele bardzie znaczącą postacią niż chociażby R. Fogel, który jest przede wszystkim reprezentantem nowej
historii gospodarczej, co prawda często przedstawianej jako składnik szeroko rozumianego podejścia instytucjonalnego, ale wykazującej wyraźną odrębność w stosunku do
tego, co można by określić mianem „twardego jądra” NEI. To właśnie Williamson –
o czym zresztą pisze autorka – wprowadził termin „nowa ekonomia instytucjonalna”,
a jego publikacje, w tym wydane także po polsku Ekonomiczne instytucje kapitalizmu,
zaliczane są do klasyki NEI.
W rozdziale szóstym, który ma wyraźnie aplikacyjno-empiryczny charakter, autorka
podjęła próbę zastosowania elementów podejścia instytucjonalnego i szczególnie istotnej
dla NEI idei kosztów transakcyjnych do analizy przede wszystkim transformacji ustrojowej.
W swej analizie autorka uwzględniła także przypadek Chin, ale nie tylko jej ten przypadek
(który nazywa w przeciwieństwie do innych analizowanych krajów transformacją gospodarczą, a nie ustrojową) sprawia pewne kłopoty. Chiny bowiem nie bardzo mieszczą się w standardowych, także wynikających z NEI, ramach analizy. W przekonaniu autora recenzji,
w zrozumieniu zmian zachodzących w Chinach pomocny mógłby być stosunkowo mało
obecny w analizowanej książce tak zwany tradycyjny czy też historyczny instytucjonalizm,
w którym znacznie większą rolę niż w NEI (pomijając Northa) odgrywa kwestia instytucji
o charakterze norm niesformalizowanych, związanych ze sferą kultury czy tradycji. Na dodatek to w tradycyjnym instytucjonalizmie jest silnie akcentowany (zdaniem wielu ekonomistów aż za bardzo) wywodzący się z tradycji Veblena wpływ instytucji na ludzi i ich zachowania. W NEI, której większość reprezentantów z Williamsonem na czele bardzo sceptycznie odnosi się do tradycyjnego instytucjonalizmu, akcent przesuwa się raczej w stronę
dyskusji o tym, jak w wyniku działań ludzi kształtują się instytucje.
Analizując rozdział szósty, a także niektóre wcześniejsze fragmenty pracy, tudzież
patrząc z perspektywy całej książki na dobór przybliżonych czytelnikowi postaci, widać
wyraźnie, że autorka dostrzega szansę, a nawet absolutną potrzebę istotnych zmian
w ekonomii przede wszystkim związaną z szeroką implementacją tego sposobu postrzegania i analizowania rzeczywistości gospodarczej, który wiąże się z NEI. Autorka dostrzega także walory propozycji innych ekonomistów, którzy podobnie jak reprezentanci
NEI, nie odrzucając dorobku ekonomii głównego nurtu, proponują zarazem jej wzbogacenie lub zmodyfikowanie o nowe elementy. Jednakże podkreślane już bardzo ograniczone odwołania do Williamsona, a zarazem eksponowanie dorobku Northa i Fogla,
podobnie jak niektóre inne fragmenty książki, wskazują na to, że autorce bliscy są zwłaszcza ci ekonomiści kojarzeni z NEI, których dorobek może być postrzegany jako nieodcinający się radykalnie od niektórych koncepcji typowych dla tradycyjnego instytucjonalizmu. Trochę szkoda, że skoro autorka – w moim przekonaniu słusznie – jest zwolenniczką swego rodzaju syntezy instytucjonalnej i nietraktowania NEI i tradycyjnego
instytucjonalizmu jako szkół czy kierunków z założenia opozycyjnych, nie znalazło to
odzwierciedlenia w wyraźniejszym wyeksponowaniu tej idei w pracy.
Książka J. Godłów-Legiędź zawiera wiele cennych uwag i spostrzeżeń, z których część
skłania do dyskusji. Tytułem przykładu można podnieść takie kwestie, jak to, na ile zasadne jest używanie w odniesieniu do części współczesnej ekonomii terminu neoklasyczna, dlaczego ekonomia głównego nurtu, mając (nie tylko zdaniem autorki) tyle słabości,
utrzymuje swoją dominującą pozycję i czy rzeczywiście ostatni kryzys finansowy to – jak
pisze autorka – „jednocześnie oznaki kryzysu występującego w panującej ekonomii neoklasycznej” (s. 168). Należy zresztą zauważyć, że zachęcanie do pytań i dyskusji stanowi
istotny walor książki.
Recenzje i omówienia
309
Dla tych ekonomistów i czytelników, którzy skłonni są zakładać, że to nie współczesna ekonomia zawodzi czy zawiodła, lecz ci, którzy często nie znając osiągnięć ekonomii
lub znając bardzo wyrywkowo i swobodnie je interpretując podpierają się nimi w swych
działaniach w skali mikroekonomicznej, jak i w ramach decyzji z zakresu polityki makroekonomicznej, książka będzie w warstwie wnioskowej trudna do zaakceptowania zwłaszcza w tej części, w której autorka bardzo zdecydowanie krytykuje ekonomię głównego
nurtu. Sądzę, że w odniesieniu do wspomnianej grupy ambitny i przytaczany już cel przekonania czytelników do nurtu krytycznego wobec ekonomii głównego nurtu nie zostanie
osiągnięty. Przeszkodą w realizacji celu nie będzie jednak słabość argumentacji autorki,
tylko fundamentalna rozbieżność spojrzenia na ekonomię, a w tym zakresie na to, co
znajduje wyraz w pojęciu paradygmatu. Nie do końca zgodzą się także z autorką ci, którzy są skłonni do jeszcze bardziej radykalnej krytyki ekonomii głównego nurtu, a których
autorka zdaje się z jednej strony dostrzegać i doceniać, ale zarazem nie zgadza się z radykalizmem ich poglądów, często wykraczających poza sferę dyskusji o charakterze naukowym.
Największe uznanie zyska autorka wśród dwóch grup odbiorców książki. Jedna to
całkiem już spore grono polskich ekonomistów, którzy w swych badaniach odwołują się
do dorobku NEI, a w znacznej mierze skłaniają ich do tego doświadczenia transformacji.
Druga grupa to ci ekonomiści, którzy być może nie do końca akceptując swoistą fascynację autorki NEI i koncepcjami do niej zbliżonymi docenią pojawienie się na rynku wydawniczym pracy powiększającej niezbyt liczny, jak już podkreślałem, polski dorobek
publikacyjny poświęcony współczesnej myśli ekonomicznej.
Odnosząc się do kwestii zmiany paradygmatu, do czego wraca autorka w zakończeniu
pisząc, że „…celem przedstawienia poglądów wybranych laureatów Nagrody Nobla na
tle tendencji rozwoju głównego nurtu ekonomii XX w. było poszukiwanie argumentów
na rzecz tezy, że we współczesnej ekonomii nabierają znaczenia idee, które można uznać
za sygnał zmiany paradygmatu tej nauki” (s. 166), chciałbym zauważyć, że podzielam
poglądy J. Godłów-Legiędź co do rosnących wątpliwości w odniesieniu do paradygmatów, na których opiera się ekonomia głównego nurtu, i wzrostu znaczenia różnych obszarów szeroko rozumianej ekonomii heterodoksyjnej. Zarazem jednak dostrzegam problem, który być może widzi także autorka, ale go nie eksponuje. Tym problemem łączącym ekonomistów spoza ekonomii głównego nurtu jest to, że są oni znacznie silniejsi
w wytykaniu różnego rodzaju słabości ekonomii głównego nurtu niż w zakresie zaproponowania spójnego, dojrzałego i spełniającego pewne rygory metodologiczne alternatywnego programu badawczego. To także dotyczy NEI, niezależnie od budzących szacunek
osiągnięć zarówno tych ekonomistów, których autorka szeroko przedstawia, jak i tych,
którzy tak, jak np. Williamson, zostali przedstawieni w skromniejszym zakresie.
Marek Ratajczak
WSKAZÓWKI DLA AUTORÓW
1. Redakcja przyjmuje do oceny i publikacji niepublikowane wcześniej teksty o charakterze naukowym, poświęcone problematyce ekonomicznej.
2. Redakcja prosi o składanie tekstów w formie elektronicznej (dokument MS Word
na CD, dyskietce lub e-mailem) oraz 2 egzemplarzy wydruku komputerowego.
Wydruk powinien być wykonany na papierze A4 z podwójnym odstępem między
wierszami, zawierającymi nie więcej niż 60 znaków w wierszu oraz 30 wierszy na
stronie, w objętości (łącznie z tabelami statystycznymi, rysunkami i literaturą) do
30 stron. Opracowania podzielone na części powinny zawierać śródtytuły.
3. Wraz z tekstem należy dostarczyć do Redakcji Oświadczenie Autora. Wzór
oświadczenia dostępny jest na stronie www.ekonomista.info.pl
4.Do tekstu należy dołączyć streszczenie (200 słów) składające się z uzasadnienia
podjętego tematu, opisu metody oraz uzyskanych wyników. Streszczenie powinno zawierać słowa kluczowe (w języku polskim, rosyjskim i angielskim).
5. Przypisy wyjaśniające tekst należy zamieszczać na dole strony, a dane bibliograficzne w tekście – przez podawanie nazwisk autorów i roku wydania dzieła, na
końcu zdania w nawiasie. W bibliografii zamieszczonej na końcu tekstu (ułożonej w porządku alfabetycznym) należy podawać:
–– w odniesieniu do pozycji książkowych – nazwisko, imię (lub inicjały imion) autora, tytuł dzieła, wydawcę, miejsce i rok wydania;
–– w przypadku prac zbiorowych nazwisko redaktora naukowego podaje się po
tytule dzieła;
–– w odniesieniu do artykułów z czasopism – nazwisko, imię (lub inicjały imion)
autora, tytuł artykułu, nazwę czasopisma ujętą w cudzysłów, rok wydania i kolejny numer czasopisma;
–– w przypadku korzystania z internetu należy podać adres i datę dostępu;
–– powołując dane liczbowe należy podawać ich źrodło pochodzenia (łącznie
z numerem strony).
6. W przypadku gdy artykuł jest oparty na wynikach badań finansowanych w ramach
programów badawczych, autorzy są proszeni o podanie źródła środków.
7. Warunkiem przyjęcia tekstu do oceny i dalszej pracy jest podanie przez autora
pełnych danych adresowych wraz z numerem telefonicznym i adresem e-mail.
Autorzy artykułów są również proszeni o podanie danych do notatki afiliacyjnej:
tytuł naukowy oraz nazwa uczelni albo innej jednostki (tylko jedna jednostka).
Dane afiliacyjne są zamieszczane w opublikowanych tekstach.
8.Opracowanie zakwalifikowane przez Komitet Redakcyjny do opublikowania na
łamach „EKONOMISTY”, lecz przygotowane przez autora w sposób niezgodny
z powyższymi wskazówkami, będzie odesłane z prośbą o dostosowanie jego formy do wymagań Redakcji.
9. Materiały zamieszczone w „EKONOMIŚCIE” są chronione prawem autorskim.
Przedruk tekstu może nastąpić tylko za zgodą Redakcji.
10. Redakcja nie zwraca tekstów i nie wypłaca honorariów autorskich.
www.keytext.com.pl
Polecamy:
Marcin Sitek
Bankowość hipoteczna
i rynek nieruchomości
Format 165x240 mm, 230 stron
Brunon R. Górecki
Ekonometria
podstawy teorii i praktyki
Format 165x240 mm, 268 stron
Adam Oleksiuk, Mykola Vashchenko
Międzynarodowe
stosunki ekonomiczne
gospodarcze wyzwania XXI wieku
Format 165x240 mm, 246 stron
Wydawnictwo Key Text sp. z o.o., 01-134 Warszawa, ul. Wolska 64a
tel. 022 632 11 36, 022 632 11 39, [email protected]
Zapraszamy od poniedziałku do piątku w godzinach od 9.00 do 17.00
Prowadzimy również sprzedaż wysyłkową
Przyjmujemy zamówienia telefonicznie, e-mailem lub ze strony www
EKONOMISTA
EKONOMISTA
Tylko prenumerata zapewni
regularne otrzymywanie
czasopisma
Warunki prenumeraty
11 Wy­daw­nic­two Key Text
Wpła­ty na pre­nu­me­ra­tę przyj­mo­wa­ne są na okres nie­prze­kra­cza­ją­cy jed­ne­go ro­ku. Pre­nu­me­ra­ta roz­po­czy­na się od naj­
bliż­sze­go nu­me­ru po do­ko­na­niu wpła­ty na ra­chu­nek ban­ko­wy nr:
64 1160 2202 0000 0001 1046 1312
Wy­daw­nic­two Key Text spół­ka z o.o., ul. Gór­czew­ska 8, 01-180 War­sza­wa.
Ce­na jed­ne­go nu­me­ru w pre­nu­me­ra­cie krajowej w 2011 r. wy­no­si 50,40 PLN; ze zle­ce­niem do­sta­wy za gra­ni­cę rów­na
będzie ce­nie pre­nu­me­ra­ty kra­jo­wej plus rze­czy­wi­ste kosz­ty wy­sył­ki.
Ce­na pre­nu­me­ra­ty za okres obej­mu­jący kil­ka nu­me­rów jest wie­lo­krot­no­ścią tej su­my.
Ce­na pre­nu­me­ra­ty kra­jo­wej na 2011 r. wy­no­si 302,40 zł (w tym 5% VAT).
11 „RUCH” S.A.
Prenumerata krajowa
Wpła­ty na pre­nu­me­ra­tę przyj­mu­ją jed­nost­ki kol­por­ta­żo­we „RUCH” S.A. wła­ści­we dla miej­sca za­miesz­ka­nia. Ter­min przyj­
mo­wa­nia wpłat na pre­nu­me­ra­tę kra­jo­wą do 5-go dnia każde­go mie­sią­ca po­prze­dza­ją­ce­go okres roz­po­częcia pre­nu­me­ra­ty.
in­fo­li­nia 0-804-200-600; www.ruch.com.pl
Pre­nu­me­ra­ta zagraniczna
In­for­ma­cji o wa­run­kach pre­nu­me­ra­ty i spo­so­bie za­ma­wia­nia udzie­la „RUCH” S.A. Od­dział Kra­jo­wej Dys­try­bu­cji Pra­sy,
01-248 War­sza­wa, ul. Ja­na Ka­zi­mie­rza 31/33, te­le­fo­ny 0-22 53-28-731 – pre­nu­me­ra­ta płat­na w wa­lu­cie ob­cej;
te­le­fo­ny 022 53-28-816, 022 53-28-734, 022 53-28-819 – pre­nu­me­rata płat­na w PLN.
in­fo­li­nia 0-804-200-600
Pre­nu­me­ra­ta opła­ca­na w PLN
Prze­le­wem na kon­to w ban­ku: PEKAO S.A. IV O/War­sza­wa, 68 1240 1053 1111 0000 0443 0494 lub w ka­sie Od­dzia­łu.
Do­ko­nu­jąc wpła­ty za pre­nu­me­ra­tę w ban­ku czy też w Urzę­dzie Pocz­to­wym na­le­ży po­dać: na­zwę na­szej fir­my, na­zwę ban­ku,
nu­mer kon­ta, czy­tel­ny, peł­ny ad­res od­bior­cy za gra­ni­cą, za­mawia­ny ty­tuł, okres prenumeraty, ro­dzaj wy­sył­ki (pocz­tą prio­ry­
te­to­wą czy eko­no­micz­ną). Wa­run­kiem r­ ozpoczęcia w
­ ysyłki pre­nu­me­ra­ty jest do­ko­na­nie wpła­ty na na­sze kon­to.
Prenumerata opłacana w de­wi­zach przez od­bior­cę z za­gra­ni­cy
–– prze­lew na na­sze kon­to w ban­ku: SWIFT ban­ku: PKOPPLPWXXX
w USD PEKAO S.A. IV O/W-wa IBAN PL54124010531787000004430508
w EUR PEKAO S.A. IV O/W-wa IBAN PL46124010531978000004430511
Po dokonaniu przelewu prosimy o przesłanie kserokopii polecenia przelewu z podaniem adresu i tytułu pod nr faxu
+48 022 532-87-31.
–– czek wystawiony na firmę „RUCH SA OKDP” i przesłany razem z zamówieniem listem poleconym na nasz adres.
–– karty kredytowe VISA i MASTERCARD płatność przez http://www.ruch.pol.pl.
11 „Kol­por­ter” S.A.
ul. Stry­char­ska 6, 25-659 Kiel­ce
11 „Gar­mond Press” S.A.
ul. Sien­na 5, 31-041 Kra­ków
EKONOMISTA
CZASOPISMO POŚWIĘCONE NAUCE I POTRZEBOM ŻYCIA
ZAŁOŻONE W ROKU 1900
2011
2
2011
Indeks 357030
ISSN 0013-3205
Cena 50,40 zł
(w tym 5% VAT)
2
W numerze
Zbigniew MADEJ
Paradygmaty i główny nurt w ekonomii
Piotr MISZTAL
Współzależności między deficytem budżetowym
i deficytem bilansu obrotów bieżących w Polsce w latach 1999–2009
Bazyli CZYŻEWSKI, Aldona MRÓWCZYŃSKA-KAMIŃSKA
Przepływy międzygałęziowe i podział rent
w sektorze rolno-żywnościowym w Polsce w latach 1995–2005
Natalia NEHREBECKA
Przejście do statusu zatrudnionego na pełny etat:
analiza empiryczna z wykorzystaniem
dwurównaniowego i trójrównaniowego modelu probitowego
z endogenicznym przełączaniem
11 Wersja elektroniczna (również numery archiwalne) do nabycia: http://www.ekonomista.info.pl
Eko­no­mi­sta 2011, nr 2, s. 153–310
Ce­na 50,40 PLN
Wydawnictwo KEY TEXT
WARSZAWA