Ekonomista 2007 2 darmowy

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 roz­po­czy­ na się od naj­bliż­sze­go nu­me­ru po do­ko­na­niu wpła­ty na ra­chu­nek ban­ko­wy nr: 64 1160 2202 0000 0001 1046 1312 Wy­daw­nic­two Key Text sp. z o.o. ul. Sokołowska 9/410 (1 piętro), 01-142 War­sza­wa +48 22 632 11 36 Wersja papierowa: Ce­na jed­ne­go nu­me­ru w pre­nu­me­ra­cie krajowej w 2014 r. wy­no­si 55,65 PLN; ze zle­ ce­niem do­sta­wy za gra­ni­cę rów­na będzie ce­nie pre­nu­me­ra­ty kra­jo­wej plus rze­czy­wi­ste kosz­ty wy­sył­ki.

Wersja elektroniczna: Cena jednego numeru w prenumeracie w 2014 r. wynosi 49,20 PLN. Ce­na pre­nu­me­ra­ty za okres obej­mu­jący kil­ka nu­me­rów jest wie­lo­krot­no­ścią tej su­my.

11 Prenumerata realizowana przez „RUCH” S.A.

Prenumerata krajowa Zamówienia na prenumeratę w wersji papierowej i na e-wydania można składać bezpośrednio na stronie www.prenumerata.ruch.com.pl. Ewentualne pytania prosimy kierować na adres e-mail: prenumerata@ ruch.com.pl lub kontaktując się z Centrum Obsługi Klienta pod numerem: 22 693 70 00 lub 801 800 803 – czynne w godzinach 700 – 1800. Koszt połączenia wg taryfy operatora.

Pre­nu­me­ra­ta ze zleceniem wysyłki za granicę Informacji o warunkach prenumeraty i sposobie zamawiania udziela

RUCH S.A. Biuro Kolportażu – Zespół Obrotu Zagranicznego ul. Annopol 17A, 03-236 Warszawa Tel. +48 22 693 67 75, +48 22 693 67 82, +48 22 693 67 18 www.ruch.pol.pl Infolinia prenumeraty +48 801 443 122 koszt połączenia wg taryfy operatora.

11 „Kol­por­ter” S.A. – pren-kold@kolporter.com.pl, +48 22 35 50 471 do 478 11 „Gar­mond Press” S.A. – prenumerata.warszawa@garmondpress.pl, 01-106 Warszawa, ul. Nakielska 3,

EKONOMISTA CZASOPISMO POŚWIĘCONE NAUCE I POTRZEBOM ŻYCIA ZAŁOŻONE W ROKU 1900

2007 2

Indeks 357030 ISSN 0013-3205

2007

2 W numerze Andrzej SŁAWIŃSKI

Ryzyko utraty kontroli nad wysokością realnej stopy procentowej w systemie izby walutowej Renata GRZĘDA LATOCHA

Inflacja jako wielomianowa funkcja luki produkcyjnej Piotr KRAJEWSKI Michał MACKIEWICZ

Długookresowy wpływ polityki fiskalnej na stopę inwestycji Paweł MARSZAłEK

Podstawy fiskalnej teorii poziomu cen

+48 22 836 69 21 11 Wersja elektroniczna (również numery archiwalne) do nabycia: www.ekonomista.info.pl Eko­no­mi­sta 2007, nr 2, s. 139–284

PolskA AkademiA Nauk Komitet Nauk Ekonomicznych

Polskie Towarzystwo Ekonomiczne

Wydawnictwo Key Text

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. Rysunki proste, wektorowe, w czerni. Linie na wykresach i pola mogą być w szarościach – rysunki powinny być czytelne w tej postaci, bez kolorów i efektów specjalnych (np. cieni, faz, płynnych przejść, tekstur, szrafów, efektów przestrzennych). Format wektorowy PDF, EPS, ostatecznie osadzone wykresy z Excela.

8. Nazewnictwo plików – teksty: Autor_Tytuł.docx (np. Jan Kowalski_Gospodarka polska.docx); streszczenia do artykułów: Autor_Streszczenia.docx (np. Jan Kowalski_Streszczenia.docx); ewentualne dodatkowe pliki nazywamy w analogiczny sposób: (np. Jan Kowalski_rysunek01.pdf).

9. 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.

10. 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.

11. Materiały zamieszczone w „EKONOMIŚCIE” są chronione prawem autorskim.

Przedruk tekstu może nastąpić tylko za zgodą Redakcji.

12. Redakcja nie zwraca tekstów i nie wypłaca honorariów autorskich.

PROPONUJEMY

ZAMIESZCZENIE

REKLAMY

TEMATYCZNIE ZWIĄZANEJ Z DZIEDZINĄ NAUK EKONOMICZNYCH Reklama w kolorze 2100 zł + 23% VAT (2583 zł brutto) Reklama czarno-biała 1600 zł + 23% VAT (1968 zł brutto) Cena dotyczy jednorazowej publikacji reklamy w pojedynczym numerze

Zainteresowanych prosimy o kontakt z Wydawnictwem Key Text Wydawnictwo Key Text sp. z o.o., 01-142 Warszawa, ul. Sokołowska 9/410 tel. 22 632-11-36, kom. 665-108-002 www.keytext.com.pl, e-mail: wydawnictwo@keytext.com.pl

Zapraszamy od poniedziałku do piątku w godzinach od 9.00 do 17.00

www.ekonomista.info.pl

EKONOMISTA CZASOPISMO POÂWI¢CONE NAUCE I POTRZEBOM ˚YCIA ZA¸O˚ONE W ROKU 1900

2007

2

eytex

WARSZAWA ey ext

WYDAWCA KOMITET NAUK EKONOMICZNYCH POLSKIEJ AKADEMII NAUK I POLSKIE TOWARZYSTWO EKONOMICZNE

RADA PROGRAMOWA

Marek Belka, Zbigniew Czerwiƒski, Danuta Hübner, Krzysztof Jajuga, Wac∏aw Jarmo∏owicz, Mieczys∏aw Kabaj, Józef Kaleta, Józefa Kramerowa, Stefan Kurowski, Jan Lipiƒski (przewodniczàcy Rady), Aleksander ¸ukaszewicz, Edward ¸ukawer, Wojciech Maciejewski, Marian Ostrowski, Urszula P∏owiec, Krzysztof Porwit, Antoni Rajkiewicz, Andrzej Wernik, Wac∏aw Wilczyƒski, Jerzy Wilkin, Micha∏ G. Woêniak.

KOMITET REDAKCYJNY

Marek Bednarski, Bogus∏aw Fiedor, Brunon Górecki, Zbigniew Hockuba, Adam Lipowski (zast´pca redaktora naczelnego), Zbigniew Matkowski, El˝bieta Màczyƒska, Adam Noga, Eugeniusz Rychlewski, Zdzis∏aw Sadowski (redaktor naczelny), Tadeusz Smuga, Jan Solarz, W∏adys∏aw Âwitalski (sekretarz Komitetu Redakcyjnego), Andrzej Wojtyna.

Adres Redakcji: 00-042 Warszawa, Nowy Âwiat 49, tel. 022 55 15 417 i 416 www.ekonomista.info.pl redakcja@ekonomista.info.pl

Wydanie publikacji dofinansowane przez Ministra Nauki i Szkolnictwa Wy˝szego

Realizacja wydawnicza Wydawnictwo Key Text sp. z o.o.

01-180 Warszawa, ul. Górczewska 8 tel. 022 632 65 96, fax wew. 212 www.keytext.com.pl wydawnictwo@keytext.com.pl Nak∏ad 525 egz., ark. wyd. 13,5

Spis treÊci Artyku∏y Andrzej S ¸ A W I ¡ S K I: Ryzyko utraty kontroli nad wysokoÊcià realnej stopy procentowej w systemie izby walutowej . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

Renata G R Z ¢ D A L A T O C H A: Inflacja jako wielomianowa funkcja luki produkcyjnej . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

Piotr K R A J E W S K I, Micha∏ M A C K I E W I C Z: D∏ugookresowy wp∏yw polityki fiskalnej na stop´ inwestycji . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

Pawe∏ M A R S Z A ¸ E K: Podstawy fiskalnej teorii poziomu cen . . . . . . . . . . . . . . . . . .

147 161 181 199

Miscellanea Dorota C I O ¸ E K, Stanis∏aw U M I ¡ S K I: Transfer technologii przez zagranicznych inwestorów . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 221 Anna  W I E R C Z Y ¡ S K A: Perspektywy integracji systemów emerytalnych w Unii Europejskiej . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 235 Grzegorz K U L A: Decyzja o przejÊciu na emerytur´. Przeglàd literatury . . . . . . . . . . . . . 251

Recenzje o omówienia Monika B Ñ K, Europa Ârodkowa i Wschodnia wobec wyzwania transformacyjnego (rec. Grzegorz W. Ko∏odko) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

Stanis∏aw K A S I E W I C Z, Waldemar R O G O W S K I, Monika K I C I ¡ S K A, Kapita∏ intelektualny. Spojrzenie z perspektywy interesariuszy (rec. Adam Noga) Rynek papierów wartoÊciowych strefy euro, red. Wies∏awa Przybylska-KapuÊciƒska (rec. Leszek Dziawgo) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

Finanse przedsi´biorstwa, praca zbiorowa pod redakcjà Jana Szczepaƒskiego i Lecha Szyszko oraz Zarzàdzanie finansami przedsi´biorstw, praca zbiorowa pod redakcjà Piotra Karpusia (rec. Czes∏aw Skowronek) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

Jerzy C I E Â L I K, Przedsi´biorczoÊç dla ambitnych. Jak uruchomiç w∏asny biznes (rec.

Adam Noga) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

269 273 275

277 280

Z ˝ycia naukowego Zdzis∏aw S A D O W S K I: 20 lat Olimpiady Wiedzy Ekonomicznej . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 283 * Ka˝dy artyku∏ zawiera streszczenie w j´zyku angielskim i rosyjskim.

Angielskoj´zyczne streszczenia artyku∏ów zamieszczanych w „EkonomiÊcie” sà rejestrowane w serwisie: International Bibliography of the Social Sciences (IBSS): www.ibss.ac.uk oraz „The Central European Journal of Social Sciences and Humanities”: http://cejsh.icm.edu.pl

Contents Articles Andrzej S ¸ A W I ¡ S K I: The Risk of Loosing Control Over Real Interest Rates under the Currency Zone . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

Renata G R Z ¢ D A L A T O C H A: Inflation as a Polynomial Function of Production Gap . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

Piotr K R A J E W S K I, Micha∏ M A C K I E W I C Z: Fiscal Policy’s Long-term Influence on Investment Rate . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

Pawe∏ M A R S Z A ¸ E K: Foundations of the Fiscal Theory of Price Level . . . . . . . . .

147 161 181 199

Miscellanea Dorota C I O ¸ E K, Stanis∏aw U M I ¡ S K I: Technology Transfer by Foreign Investors 221 Anna  W I E R C Z Y ¡ S K A: The Perspectives of Integration of Old Age Pension Systems within the European Union . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 235 Grzegorz K U L A: The Decision to Quit Employment and to Become a Retired Pensioner 251

Book reviews Monika B Ñ K: Europa Ârodkowa i Wschodnia wobec wyzwania transformacyjnego (Central and Eastern Europe Facing the Transformational Challenge) ( by Grzegorz W. Ko∏odko) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

Stanis∏aw K A S I E W I C Z, Waldemar R O G O W S K I, Monika K I C I ¡ S K A: Kapita∏ intelektualny. Spojrzenie z perspektywy interesariuszy (Intellectual Capital.

A glance from the Stakeholders’ Perspective) (by Adam Noga) . . . . . . . . . . . . . . . . .

Rynek papierów wartoÊciowych strefy Euro (Securities Market in the Euro Zone), Wies∏awa Przybylska-KapuÊciƒska ed. (by Leszek Dziawgo) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

Finanse przedsi´biorstwa (Finances of an Enterprise), Lech Szyszko, Jan Szczepaƒski eds.; Zarzàdzanie finansami przedsi´biorstwa (Management of Firm’s Finances), Piotr KarpuÊ ed. (by Czes∏aw Skowronek) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

Jerzy C I E Â L I K: Przedsi´biorczoÊç dla ambitnych. Jak uruchomiç w∏asny biznes (Entrepreneurship for People with Ambitions. How to Start-up Own Firm) (by Adam Noga) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

269

273 275

277

280

Notes on academic events Zdzis∏aw S A D O W S K I: 20 Years of the Olympiad of Economic Knowledge . . . . . . . 283 * 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): www.ibss.ac.uk and „The Central European Journal of Social Sciences and Humanities”: http://cejsh.icm.edu.pl

ëÓ‰ÂʇÌË ëÚ‡Ú¸Ë Анджей А Ь : иск потерять контроль над величиной реальной процентной ставки в системе валютной палаты . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . ената А Я О А: нфляция как многочленная функция производственного разрыва . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . етр А , ихал А : олгосрочное влияние фискальной политики на норму капиталовложений . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . авел А А : Основы фискальной теории уровня цен . . . . . . . . . . . . . . . .

147 161 181 199

ê‡ÁÌÓ орота О , танислав У Ь : рансферт технологии иностранными инвесторами . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 221 Анна Ь Ь А: ерспективы интеграции пенсионных систем в вропейском оюзе . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 235 жегож У Я: ешение об уходе на пенсию . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 251

êˆÂÌÁËË Ë Ó·ÁÓ˚ оника О : ентральная и осточная вропа перед вызовом трансформации (рeц. жегож . олодко) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . танислав А , альдемар О О , оника Ь А: нтеллектуальный капитал. згляд с перспективы заинтересованных сторон (рeц. Адам ога) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . ынок ценных бумаг зоны О, ред. еславa шиъыльска- апусьциньска (рeц. ешек зявго) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . инансы предприятия, под редю. еха ишко и Яна епаньски; Управление финансами предприятия, под ред. етра арпуся (рeц. еслав ковронек) жи Ь : редпринимательство для амбициозных. ак начать собственный бизнес (рeц. Адам ога) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

269

273 275 277 280

ç‡Û ˜Ì‡fl ÊËÁ̸ дзислав

А

О

: 20 лет Олимпиады по экономике . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 283 *

Rf;lfz cnfnmz cjghjdj;lftncz htp/vt yf fyukbqcrjv b heccrjv zpsrf[.

одержание и резюме статей, помещаемых в „Экономисте”, регистрируются в библиографичеcком сервисе International Bibliography of the Social Sciences (IBSS): 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

¸

Y

ANDRZEJ S¸AWI¡SKI*

Ryzyko utraty kontroli nad wysokoÊcià realnej stopy procentowej w systemie izby walutowej** Wprowadzenie Wkrótce po odzyskaniu niepodleg∏oÊci kraje ba∏tyckie zastosowa∏y u siebie system izby walutowej (currency board), w którym bank centralny zobowiàzuje si´ ograniczyç swà dzia∏alnoÊç do wymiany waluty krajowej na waluty obce po kursie, który nie mo˝e byç zmieniony1 .

Poczàtkowo systemy izby walutowej przynios∏y krajom ba∏tyckim spektakularne korzyÊci. W ma∏ych otwartych gospodarkach wprowadzenie sztywnego kursu walutowego przynios∏o szybki spadek inflacji i ustabilizowanie jej na niskim poziomie. Rzàdy krajów ba∏tyckich by∏y zmuszone prowadziç rozwa˝nà polityk´ bud˝etowà. Szybko ros∏a wymiana handlowa. Utrzymywa∏o si´ wysokie tempo wzrostu gospodarczego. Gdy kraje ba∏tyckie wesz∏y w 2004 r. do Unii Europejskiej, wydawa∏o si´, ˝e z ∏atwoÊcià spe∏nià kryteria z Maastricht i znajdà si´ w strefie euro ju˝ w 2007 r.

RzeczywistoÊç okaza∏a si´ inna. W latach 2005–06 w krajach ba∏tyckich wystàpi∏o wyraêne przegrzanie koniunktury. Akcja kredytowa banków zacz´∏a rosnàç w zawrotnym tempie, osiàgajàc w poczàtkowych kwarta∏ach 2006 r. na Litwie i w Estonii odpowiednio 60% i 70%. Inflacja wzros∏a na tyle, ˝e w 2006 r. Estonia i ¸otwa nie aplikowa∏y ju˝ nawet o przystàpienie do strefy euro. Aplikacja Litwy zosta∏a odrzucona, mimo ˝e przekroczenie kryterium inflacyjnego z Maastricht by∏o w jej przypadku niewielkie.

Najbardziej charakterystyczne by∏o jednak to, ˝e kraje ba∏tyckie przesta∏y okreÊlaç dat´ swojego wejÊcia do strefy euro, og∏aszajàc, ˝e nastàpi ono z kilkuletnim opóênie*

Andrzej S∏awiƒski – profesor Szko∏y G∏ównej Handlowej.

Artyku∏ niniejszy jest referatem na konferencj´ Uniwersytetu Miko∏aja Kopernika nt. „W∏asnoÊç i kontrola w teorii i praktyce”, która odb´dzie si´ we wrzeÊniu 2007 r.

1 JeÊli zastosujemy kryteria formalne, izby walutowe majà Litwa i Estonia, a ¸otwa stosuje system sta∏ego kursu walutowego, poniewa˝ jej bank centralny ma mo˝liwoÊç udzielania bankom komercyjnym kredytów refinansowych. **

148

Andrzej S∏awiƒski

niem. Dlaczego jednak Litwa przesta∏a mówiç o swym szybkim wejÊciu do strefy euro, w sytuacji gdy w 2006 r. zabrak∏o jej do spe∏nienia kryterium inflacyjnego tylko 0,06%?

Przyczynà by∏o to, ˝e zastosowanie systemu izby walutowej oznacza wyrzeczenie si´ mo˝liwoÊci wp∏ywania na wysokoÊç krajowych stóp procentowych. W 2006 r. Litwa tylko nieznacznie przekroczy∏a kryterium inflacyjne z Maastricht, ale inflacja w jej gospodarce ros∏a. Problem le˝a∏ w tym, ˝e w ramach systemu izby walutowej Litwa nie mog∏a po prostu podnieÊç stóp procentowych, by zwi´kszyç prawdopodobieƒstwo spe∏nienia kryterium inflacyjnego w nast´pnym roku. Przeciwnie, nie majàc kontroli nad wysokoÊcià stóp procentowych, musia∏a pogodziç si´ z tym, ˝e wystàpi niekorzystne sprz´˝enie zwrotne mi´dzy wzrostem inflacji i spadkiem realnych stóp procentowych.

Bez mo˝liwoÊci wp∏ywania na wysokoÊç swych stóp procentowych kraje ba∏tyckie nie wiedzà, kiedy uda im si´ spe∏niç kryterium inflacyjne z Maastricht i wejÊç dzi´ki temu do strefy euro. Co gorzej, nie jest to ich obecnie g∏ównym problemem gospodarczym. Jest nim to, ˝e nie mogàc podnieÊç stóp procentowych i sch∏odziç przegrzanej koniunktury, nara˝ajà si´ na coraz wi´ksze ryzyko narastania nierównowagi w ich gospodarkach. Jednym z jej widocznych symptomów jest wyst´powanie du˝ych deficytów handlowych i szybki wzrost zad∏u˝enia zagranicznego. Kraje ba∏tyckie znalaz∏y si´ w sytuacji, w której up∏yw czasu nie jest ich sojusznikiem.

W chwili obecnej nie wiadomo jeszcze, czy zwi´kszajàca si´ nierównowaga w bilansach p∏atniczych krajów ba∏tyckich i bardzo szybko rosnàce ich zad∏u˝enie zagraniczne zrodzà ryzyko kryzysu finansowego, czy te˝ nastàpi samoistne os∏abni´cie koniunktury i presji inflacyjnej w ich gospodarkach. Zrealizowanie si´ drugiego scenariusza umo˝liwi∏oby krajom ba∏tyckim spe∏nienie kryterium inflacyjnego z Maastricht i wejÊcie do strefy euro. Gdyby krajom ba∏tyckim uda∏o si´ wejÊç do strefy euro, ich szybko rosnàce zad∏u˝enie zagraniczne sta∏oby si´ ju˝ tylko zad∏u˝eniem krajowym. Nie rodzi∏oby ryzyka kraju. Im d∏u˝ej jednak kraje ba∏tyckie b´dà pozostawa∏y poza strefà euro, tym wi´ksze mo˝e byç ryzyko, ˝e zawiÊnie nad nimi groêba kryzysu finansowego.

I. Zagro˝enia zwiàzane ze stosowaniem systemu izby walutowej Czasami angielska nazwa currency board bywa t∏umaczona jako zarzàd walutà. T∏umaczenie takie jest niefortunne, poniewa˝ chodzi o system instytucjonalny, w którym bank centralny zobowiàzuje si´ ograniczyç swojà dzia∏alnoÊç tylko do kupowania i sprzedawania walut po sztywnym kursie, który nie mo˝e ju˝ byç zmieniony. JeÊli nawet bank centralny w kraju stosujàcym system izby walutowej przeprowadza operacje otwartego rynki, to nie robi tego w takim stopniu, który neutralizowa∏by w istotny sposób charakteryzujàcy ten system automatyzm wp∏ywu zmian rezerw walutowych na wielkoÊç p∏ynnych rezerw banków. W∏adza monetarna wyrzeka si´ w ten sposób zarzàdzania swà walutà. Nie mo˝e bowiem ani zmieniç kursu walutowego, ani wp∏ynàç na wysokoÊç krajowych stóp procentowych [W. Ma∏ecki 2005].

Ryzyko utraty kontroli nad wysokoÊcià realnej stopy procentowej

149

W kraju stosujàcym system izby walutowej wysokoÊç krajowych krótkoterminowych stóp procentowych dostosowuje si´ do wysokoÊci krótkoterminowych stóp procentowych wyst´pujàcych w kraju lub na obszarze walutowym, którego waluta stanowi aktywa rezerwowe kraju stosujàcego izb´ walutowà. Wynika to z mobilnoÊci mi´dzynarodowych przep∏ywów kapita∏owych. Bez ryzyka kursowego zmiany rynkowych stóp procentowych w Estonii i na Litwie uruchamiajà krótkoterminowe przep∏ywy kapita∏owe, które dostosowujà ich wysokoÊç do wysokoÊci stóp procentowych w strefie euro.

Zale˝noÊç ta nie odnosi si´ jednak do realnej wysokoÊci stóp procentowych. Realne stopy procentowe w kraju stosujàcym izb´ walutowà mogà ró˝niç si´ od realnych stóp procentowych wyst´pujàcych w kraju lub obszarze waluty rezerwowej.

Jednà z przyczyn tego stanu rzeczy jest to, ˝e w wyniku niedoskona∏ej mobilnoÊci czynników produkcji inflacja w kraju stosujàcym izb´ walutowà mo˝e ró˝niç si´ od inflacji w unii walutowej, której pieniàdz stanowi – jak w krajach ba∏tyckich – ich walut´ rezerwowà.

W ramach unii walutowej zjawisko tego rodzaju jest rzeczà naturalnà. Mo˝na je obserwowaç tak˝e w strefie euro, gdzie wyst´pujà ró˝nice tempa inflacji, powodujàce, ˝e wysokoÊç realnej stopy procentowej jest ró˝na w ró˝nych krajach. Brak mo˝liwoÊci wp∏ywania przez kraje cz∏onkowskie unii na wysokoÊç swych realnych stóp procentowych mo˝e powodowaç sprz´˝enie zwrotne mi´dzy o˝ywieniem koniunktury i spadkiem realnej stopy procentowej wywo∏anym wzrostem inflacji. Mo˝e ono sprzyjaç zwi´kszaniu si´ deficytu w obrotach bie˝àcych, co zaobserwowano w strefie euro w Hiszpanii, Grecji i Portugalii.

W unii walutowej nie sà to jednak zjawiska, które mia∏yby powa˝ne niekorzystne nast´pstwa. Deficyt handlowy i zad∏u˝enie paƒstwa nale˝àcego do unii walutowej nie rodzà ryzyka kraju, a wi´c ryzyka niemo˝noÊci wywiàzania si´ ze zobowiàzaƒ p∏atniczych wobec zagranicy, poniewa˝ chodzi tu g∏ównie o zad∏u˝enie w walucie krajowej (wobec innych krajów strefy euro). Ilustracjà tego jest kompletny brak zainteresowania rynków finansowych deficytami handlowymi Portugalii, Grecji i Hiszpanii.

W przypadku krajów b´dàcych cz∏onkami unii walutowej deficyty te sà tylko wskaênikami koniunktury i niczym wi´cej.

Zupe∏nie inna sytuacja wyst´puje w krajach ba∏tyckich. Sprz´˝enie zwrotne, które wystàpi∏o w ich gospodarkach mi´dzy przegrzaniem koniunktury i spadkiem realnych stóp procentowych, doprowadzi∏o do szybkiego wzrostu ich zad∏u˝enia zagranicznego. O potencjalnych zagro˝eniach, jakie mogà si´ z tym wiàzaç, mówià doÊwiadczenia Argentyny.

II. DoÊwiadczenia Argentyny Argentyna zastosowa∏a system izby walutowej w 1991 r., wprowadzajàc sztywny kurs wymiany peso w stosunku do dolara amerykaƒskiego. Poczàtkowo system izby walutowej przyniós∏ Argentynie wiele korzyÊci. Z jednej strony uwolni∏ jej gospodark´ od hiperinflacji i zmusi∏ rzàd do przeprowadzenia reform w systemie wydatków so-

150

Andrzej S∏awiƒski

cjalnych. JednoczeÊnie jednak izba walutowa okaza∏a si´ systemem, który uczyni∏ Argentyn´ bezbronnà wobec niekorzystnych dla niej szoków zewn´trznych.

Jednà z przyczyn tego by∏o ustalenie przez Argentyn´ sztywnego kursu swej waluty tylko do dolara amerykaƒskiego, a nie do koszyka walut, którego struktura odzwierciedla∏aby struktur´ argentyƒskiego handlu zagranicznego. W sytuacji gdy kurs argentyƒskiego peso zosta∏ ustalony w stosunku do dolara, 40% spadek kursu brazylijskiego reala, jaki wystàpi∏ na poczàtku 1999 r., oznacza∏ bardzo silnà aprecjacj´ peso i spadek argentyƒskiego eksportu. Podobne skutki mia∏a trwajàca od 1997 r. aprecjacja dolara amerykaƒskiego w stosunku do walut europejskich, a póêniej w stosunku do euro.

Silna aprecjacja peso, zw∏aszcza w stosunku do brazylijskiego reala, sta∏a si´ jednà z g∏ównych przyczyn tego, ˝e w 1999 r. gospodarka Argentyny wesz∏a w recesj´.

Co gorzej, w ramach izby walutowej Argentyna nie mia∏a mo˝liwoÊci, by si´ z tej recesji wydobyç. Przekszta∏cony w izb´ walutowà Bank Argentyny nie móg∏ ani dokonaç dewaluacji peso, ani obni˝yç stóp procentowych. Nie móg∏ wi´c pobudziç wzrostu gospodarczego, co zahamowa∏oby spowodowany recesjà spadek wp∏ywów podatkowych i zwi´kszanie si´ deficytu bud˝etowego.

Sytuacja ta wywo∏a∏a powa˝ne obawy inwestorów. èród∏em ich niepokoju by∏o w∏aÊnie to, ˝e w systemie izby walutowej w∏adze Argentyny nie mia∏y mo˝liwoÊci wydobycia gospodarki z recesji. W 2001 r. obawy inwestorów zmaterializowa∏y si´ w postaci silnego wzrostu premii za ryzyko zawartej w stopach dochodowoÊci argentyƒskich obligacji. Spowodowa∏o to naturalnà kolejà rzeczy ogólny wzrost d∏ugoterminowych stóp procentowych w Argentynie, co pog∏´bia∏o recesj´ (rys. 1). Powsta∏o fatalne w skutkach dla gospodarki argentyƒskiej sprz´˝enie mi´dzy recesjà i wzrostem stóp procentowych [W. Ma∏ecki, A. S∏awiƒski, R. Piasecki, U. ˚u∏awska 2001, s. 63–66].

Rysunek 1

Izba walutowa w Argentynie (w %) 35 30 25 20 15 10 5 0 –5 –10 –15 1994 1995

1996

1997

tempo wzrostu PKB èród∏o: International Financial Statistics.

1998

1999

2000

2001

2002

realne stopy procentowe

Ryzyko utraty kontroli nad wysokoÊcià realnej stopy procentowej

151

Dodatkowym czynnikiem, który zwi´ksza∏ obawy inwestorów, by∏ szybko rosnàcy, wraz z przeszacowaniem peso, deficyt w obrotach bie˝àcych. Rodzi∏o to obawy inwestorów, czy Argentyna b´dzie w stanie sp∏aciç swe zagraniczne zad∏u˝enie. By∏o ono du˝e nie tylko ze wzgl´du na zad∏u˝enie sektora publicznego, ale tak˝e dlatego, ˝e argentyƒskie firmy, nie obawiajàc si´ ryzyka kursowego, zaciàgn´∏y du˝o kredytów dewizowych.

Cz´sto wskazuje si´ na brak zrównowa˝enia bud˝etu jako na czynnik, który odegra∏ decydujàca rol´ w za∏amaniu si´ systemu izby walutowej w Argentynie. Warto jednak zwróciç uwag´, ˝e deficyt bud˝etowy Argentyny nie by∏ du˝y. Dopiero w 2001 r. przekroczy∏ nieznacznie 3% PKB. Niewielki deficyt bud˝etowy Êwiadczy, ˝e g∏ównà przyczynà za∏amania si´ systemu izby walutowej w Argentynie nie by∏a nadmiernie ekspansywna polityka fiskalna, lecz wynikajàca z samej istotny izby walutowej niemo˝noÊç prowadzenia przez w∏adze monetarne polityki pieni´˝nej, która sprzyja∏aby utrzymywaniu si´ wewn´trznej i zewn´trznej równowagi w gospodarce [M. Feldstein 2002].

DoÊwiadczenia Argentyny pokaza∏y wyraziÊcie, ˝e wyzbycie si´ ryzyka kursowego przez zastosowanie izby walutowej mo˝e oznaczaç utrat´ kontroli nad realnà stopà procentowà, a w konsekwencji brak kontroli nad ryzykiem niewyp∏acalnoÊci danego kraju, co mo˝e prowadziç do kryzysu finansowego.

III. Czy krajom ba∏tyckim mo˝e groziç kryzys finansowy?

Okres funkcjonowania systemu izby walutowej w Argentynie charakteryzowa∏a stosunkowo du˝a liczba niekorzystnych dla gospodarki argentyƒskiej szoków zewn´trznych, na które izba walutowa – ze swym automatyzmem wp∏ywu zmian rezerw walutowych na krajowe stopy procentowe – jest szczególnie wra˝liwa.

Nawet w dobrym okresie funkcjonowania izby walutowej w Argentynie wyst´powa∏ silny wzrost krajowych stóp procentowych w okresach, gdy w wyniku kryzysów walutowych w Meksyku (1995), Azji (1997) i Rosji (1998) kapita∏ odp∏ywa∏ ze wszystkich krajów wschodzàcych. Wywo∏ywane tym spadki rezerw walutowych Argentyny pociàga∏y za sobà spadek p∏ynnych rezerw argentyƒskich banków i silny wzrost krajowych stóp procentowych.

Tego rodzaju szoki by∏y jednak przejÊciowe. Prawdziwym problemem dla gospodarki Argentyny by∏y trwa∏e zmiany kursu peso do walut krajów b´dàcych g∏ównymi partnerami handlowymi Argentyny. Najpowa˝niejszy cios dla konkurencyjnoÊci argentyƒskiego eksportu stanowi∏a wspomniana wczeÊniej 40% deprecjacja brazylijskiego reala w 1999 r. Trwa∏y i bardzo niekorzystny wp∏yw na argentyƒski eksport wywar∏a aprecjacja dolara w stosunku do walut europejskich w latach 1997–2001.

Kraje ba∏tyckie mia∏y wi´cej szcz´Êcia ni˝ Argentyna. Dotknà∏ je w∏aÊciwie tylko jeden powa˝ny szok zewn´trzny w postaci kryzysu walutowego w Rosji. Niewyst´powanie równie cz´stych jak w przypadku Argentyny niekorzystnych szoków ze-

152

Andrzej S∏awiƒski

wn´trznych sprawi∏o, ˝e zapewniany przez izb´ walutowà niski poziom stóp procentowych i ∏atwoÊç dost´pu do finansowania zewn´trznego sprzyja∏y szybkiemu wzrostowi gospodarczemu. Dlatego obecny problem krajów ba∏tyckich polega – jak powiedzieliÊmy wczeÊniej – na tym, ˝e gdy pojawi∏y si´ wyraêne symptomy przegrzania koniunktury, ich w∏adze monetarne nie mog∏y przeciwdzia∏aç wytworzeniu si´ potencjalnie groênego dla ich gospodarek sprz´˝enia zwrotnego mi´dzy szybkim wzrostem akcji kredytowej banków i spadkiem realnego poziomu stóp procentowych (rys. 2).

Rysunek 2

70

14

60

12

50

10 8

40

6

30

4 20

2

10

0

0 –10

–2 1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

realna wysokoÊç stopy procentowej

tempo wzrostu akcji kredytowej

Izba walutowa na Litwie (w %)

–4

tempo wzrostu akcji kredytowej banków realne stopy procentowe èród∏o: International Financial Statistics.

Pojawia si´ w tej sytuacji pytanie, czy obecna faza ekspansji gospodarczej nie skoƒczy si´ w krajach ba∏tyckich za∏amaniem na skutek wystàpienia podobnego jak w Argentynie kryzysu finansowego?

Zanim podejmiemy prób´ odpowiedzi na to pytanie, warto zwróciç uwag´ na to, ˝e pod kilkoma wzgl´dami kraje ba∏tyckie sà w lepszej sytuacji ni˝ Argentyna. Po pierwsze, kursy wymiany ich walut sà ustalone wobec wspólnej waluty krajów, z którymi kraje ba∏tyckie majà najwi´ksze obroty handlowe. Nie gro˝à im zatem negatywne zewn´trzne szoki w postaci aprecjacji ich walut w stosunku do walut krajów b´dàcych ich g∏ównymi partnerami handlowymi, co by∏o problemem Argentyny. Po drugie, kraje ba∏tyckie majà realne szanse wejÊç do unii walutowej, czego nie mia∏a Argentyna.

Majà tym samym realnà szans´ uwolnienia si´ od systemu izby walutowej i zwiàzanych z nim zagro˝eƒ. Po trzecie, kraje ba∏tyckie osiàgajà nadwy˝ki bud˝etowe. Ich rzàdy, w przeciwieƒstwie do rzàdu Argentyny, nie sà powa˝nie zad∏u˝one. Powoduje to, ˝e szybko rosnàce zad∏u˝enie zagraniczne przedsi´biorstw nie wywo∏uje na razie pojawiania si´ premii za ryzyko zawartej w d∏ugoterminowych stopach procentowych.

Ryzyko utraty kontroli nad wysokoÊcià realnej stopy procentowej

153

Czy jednak – mimo tych ró˝nic dzia∏ajàcych na korzyÊç krajów ba∏tyckich – nie grozi im kryzys finansowy podobny do tego, jaki wydarzy∏ si´ w Argentynie?

Wiele zale˝y od tego, czy kraje ba∏tyckie zdo∏ajà szybko wejÊç do strefy euro, gdzie ich zad∏u˝enie zagraniczne sta∏oby si´ zad∏u˝eniem krajowym, a osiàgane przez nie deficyty w obrotach bie˝àcych sta∏yby si´ tylko wskaênikami koniunktury. Moment wejÊcia krajów ba∏tyckich do strefy euro zale˝y jednak od spe∏nienia przez nie kryterium inflacyjnego z Maastricht. W systemie izby walutowej w∏adze monetarne nie majà mo˝liwoÊci skutecznego wp∏ywania na inflacj´. Dlatego pozostaje im czekaç na os∏abienie koniunktury. Pytanie jest jednak, czy os∏abienie koniunktury przyniesie os∏abni´cie inflacji. To z kolei zale˝y od tego, ile potrwa okres obecnego przegrzania koniunktury i do jakiego poziomu wzroÊnie inflacja. Im d∏u˝ej potrwa okres utrzymywania si´ inflacji na podwy˝szonym poziomie, tym wi´ksze b´dzie ryzyko, ˝e utrwalà si´ oczekiwania inflacyjne, rodzàc inercj´ inflacji, co zmniejsza∏oby szanse na szybkie spe∏nienie kryterium z Maastricht. èród∏em nadziei jest to, ˝e procesy globalizacyjne spowodowa∏y os∏abni´cie inflacji w wielu krajach [Globalization... 2006]. Same kraje ba∏tyckie sà tego przyk∏adem. W 2006 r. inflacja w Estonii i na Litwie by∏a wy˝sza ni˝ wymagania kryterium inflacyjnego z Maastricht, ale zadziwiajàco wr´cz niska jak na stan silnego przegrzania koniunktury w obu krajach.

Czy kraje ba∏tyckie majà komfort czekania? Byç mo˝e nic si´ nie stanie. Byç mo˝e wejdà bez wi´kszych przeszkód do strefy euro za kilka lat dzi´ki samoistnemu os∏abni´ciu koniunktury i presji inflacyjnej w ich gospodarkach. Rzecz jednak w tym, ˝e niektóre wskaêniki zad∏u˝enia zagranicznego kraje ba∏tyckie majà ju˝ wyraênie wy˝sze ni˝ inne kraje wschodzàce. Relacja wielkoÊci zobowiàzaƒ p∏atnych w ciàgu nast´pnych 12 miesi´cy do wielkoÊci rezerw walutowych by∏a w przypadku Estonii i Litwy bardzo wysoka (242% i 101%), przewy˝szajàc znacznie poziomy tej relacji w innych krajach [Directional... 2006, s. 20]. Równie˝ relacja wielkoÊci rezerw walutowych do wielkoÊci krótkoterminowego zad∏u˝enia zagranicznego Estonii [Republic of Estonia... 2006] i Litwy [Republic of Lithuania... 2006], wynoszàc odpowiednio 50% i 60% kszta∏tuje si´ wyraênie gorzej ni˝ w innych krajach wschodzàcych.

Na razie êród∏em wiarygodnoÊç kredytowej krajów ba∏tyckich sà ich nadwy˝ki bud˝etowe, nawet jeÊli wziàç pod uwag´, ˝e osiàganie ich w warunkach wysokiego tempa wzrostu gospodarczego jest relatywnie ∏atwiejsze. Problem le˝y jednak w tym, ˝e im d∏u˝ej kraje ba∏tyckie b´dà pozostawa∏y poza strefà euro, tym wi´ksze b´dzie ich zad∏u˝enie zagraniczne. Mo˝e zwi´kszaç si´ ryzyko, ˝e wewn´trzny lub zewn´trzny szok uruchomi procesy kryzysowe.

Mechanizm kryzysu walutowego w Meksyku w 1995 r., w Azji Po∏udniowo-Wschodniej w 1997 r. oraz w Argentynie w 2001 r. polega∏ na tym, ˝e ucieczka kapita∏u zagranicznego i wywo∏any nià spadek kursu spowodowa∏ kryzys bankowy.

W krajach ba∏tyckich ich systemy bankowe stanowià w zdecydowanej wi´kszoÊci filie i oddzia∏y banków zagranicznych. Trudno dzisiaj przewidzieç, jakie by∏yby ich reakcje na ewentualne za∏amanie si´ w obu krajach systemów izby walutowej. Jakie szoki zewn´trzne mog∏yby wywo∏aç zahamowanie wzrostu w krajach ba∏tyckich?

Mog∏aby to byç silna aprecjacja euro lub np. za∏amanie cen na rynku nieruchomo-

154

Andrzej S∏awiƒski

Êci, stanowiàcym w Estonii 15% PKB. Dzisiaj jednak trudno jest okreÊliç, co mog∏oby byç takim szokiem. Warto jednak pami´taç, ˝e cokolwiek spowodowa∏oby spadek rezerw walutowych, to w krajach stosujàcych system izby walutowej spowodowa∏oby to wzrost stóp procentowych. Charakteryzujàca izby walutowe mechaniczna zale˝noÊç bazy monetarnej od wielkoÊci rezerw walutowych sprawia, ˝e spadek rezerw walutowych spowodowa∏by radykalne zmniejszenie si´ bazy monetarnej obiegu i silny wzrost stóp procentowych. Bieg zdarzeƒ zale˝a∏by w du˝ej mierze od decyzji skandynawskich banków – od tego, czy zdecydowa∏yby si´ zwi´kszyç refinansowanie swych oddzia∏ów w Estonii i na Litwie.

Rynki finansowe pocieszajà si´, ˝e Estonia i Litwa, b´dàc w systemie ERM 2, majà prawo do korzystania z du˝ych linii kredytowych VSTFF (very short financing facility) udost´pnianych krajom cz∏onkowskim przez EBC w sytuacjach kryzysowych [Directional... 2006, s. 37]. Jest to jednak pocieszenie s∏abe. Dost´p do VSTFF uzyskujà kraje, których kurs spad∏ do granicy 15% pasma wokó∏ parytetu. W przypadku Litwy i Estonii taki spadek kursu by∏by ju˝ efektem ca∏kowitego za∏amania si´ systemu izby walutowej ze wszystkimi tego konsekwencjami.

IV. Lekcje z doÊwiadczeƒ krajów ba∏tyckich Czasami mo˝na spotkaç ˝artobliwe stwierdzenie, ˝e izby walutowe wprowadza∏y kraje albo bardzo zdesperowane, albo ma∏e. Kraje zdesperowane to te, które zastosowa∏y system izby walutowej, by powstrzymaç hiperinflacj´, jak to wystàpi∏o w przypadku Argentyny 1991 r. i Bu∏garii 1997 r. Kraje ma∏e to te, które uwa˝a∏y, ˝e – ze wzgl´du na charakteryzujàcy ich gospodarki wysoki stopieƒ otwartoÊci – mogà osiàgnàç szybkie i du˝e korzyÊci z zastosowania izby walutowej.

Renoma izb walutowych wzros∏a przejÊciowo po serii kryzysów walutowych w Azji Po∏udniowo-Wschodniej w 1997 r. Uznano wtedy, ˝e w warunkach zwi´kszonej mobilnoÊci mi´dzynarodowych przep∏ywów kapita∏owych stosowanie sta∏ego kursu walutowego mo˝e wr´cz prowokowaç atak spekulacyjny. Dlatego zastanawiano si´, czy w warunkach zwi´kszonej mobilnoÊci mi´dzynarodowych przep∏ywów kapita∏owych nie by∏yby najlepsze rozwiàzania czyste, a wi´c albo system kursów sztywnych w formie izby walutowej, albo system w pe∏ni p∏ynnych kursów walutowych [S. Fisher 2001].

Kursy zmienne rzeczywiÊcie si´ rozprzestrzeni∏y, jednak˝e zw∏aszcza w krajach Azji, nie by∏ to bynajmniej czysty floating [L. Hernendes, P.J. Montiel 2001]. Kraje azjatyckie tak naprawd´ chcia∏y (podobnie jak przed kryzysami walutowymi) nadal stabilizowaç kursy swych walut, ale nie chcia∏y ju˝ (w wyniku doÊwiadczeƒ tych kryzysów) ponosiç ryzyka zobowiàzywania si´ do obrony okreÊlonego parytetu. Dlatego, jak np. Korea, dopuszcza∏y wprawdzie do zmiennoÊci kursu, ale przeprowadza∏y jednoczeÊnie du˝e interwencje walutowe (o czym Êwiadczà du˝e przyrosty ich rezerw walutowych), by stabilizowaç kursy swych walut na poziomie sprzyjajàcym konkurencyjnoÊci cenowej eksportu.

Ryzyko utraty kontroli nad wysokoÊcià realnej stopy procentowej

155

Przewidywania o rozprzestrzenieniu si´ izb walutowych nieomal nie spe∏ni∏y si´ wcale. Katastrofalne skutki za∏amania si´ izby walutowej w Argentynie w 2001 r. radykalnie zmniejszy∏y atrakcyjnoÊç takiego systemu kursowego. Kryzys bankowy, który wystàpi∏ w Argentynie po za∏amaniu si´ izby walutowej, spowodowa∏ m.in. paniczne wycofywanie wk∏adów przez ludnoÊç oraz d∏ugotrwa∏e protesty spo∏eczne. Sygnalizowa∏o to skal´ potencjalnych zagro˝eƒ, jakie mogà wiàzaç si´ ze stosowaniem izby walutowej.

Nasze wczeÊniejsze rozwa˝ania zwraca∏y uwag´ na to, ˝e g∏ównym êród∏em tych zagro˝eƒ jest to, ˝e przyj´cie systemu izby walutowej oznacza wyrzeczenie si´ nie tylko mo˝liwoÊci prowadzenia polityki kursowej, ale tak˝e mo˝liwoÊci wp∏ywania na realnà wysokoÊç stóp procentowych.

W krajach ba∏tyckich stworzy∏o to na razie sytuacj´, w której wystàpi∏o niekorzystne sprz´˝enie zwrotne mi´dzy przegrzaniem koniunktury i wywo∏anym wzrostem inflacji spadkiem realnych stóp procentowych. Tylko szybkie wejÊcie krajów ba∏tyckich do strefy euro uchroni∏oby je skutecznie od zagro˝eƒ, jakie mogà pojawiç si´, jeÊli wzrost zad∏u˝enia zagranicznego wywo∏a, podobnie jak w Argentynie, wzrost realnych stóp procentowych.

Czynnikiem, który uniemo˝liwia im szybkie wejÊcie do strefy euro, jest w du˝ej mierze nieadekwatnoÊç kryteriów z Maastricht do sytuacji obecnych krajów akcesyjnych. Zwróci∏ na to uwag´ Willem Buiter, który uwa˝a, ˝e jeÊli w gospodarce kraju akcesyjnego dokona∏ si´ proces dezinflacji, to jedynym kryterium wejÊcia do strefy euro powinno byç spe∏nienie kryterium fiskalnego [W. Buiter 2004]. Swojà propozycj´ Buiter streÊci∏ w okreÊleniu to set the date and the rate, pod którym kry∏a si´ propozycja, by po spe∏nieniu przez dany kraj kryterium fiskalnego ustalaç dat´ i kurs jego wejÊcia do strefy euro.

Propozycja Buitera mia∏a umo˝liwiç krajom akcesyjnym unikni´cie trudnoÊci, jakie mog∏yby napotkaç, starajàc si´ spe∏niç kryterium stabilnoÊci kursu w Êwiecie rosnàcej mobilnoÊci krótkoterminowych przep∏ywów kapita∏owych. Odnosi∏a si´ zatem do takich krajów, jak Polska, Czechy, S∏owacja i W´gry. W istocie jednak dotyczy ona tak˝e krajów ba∏tyckich, które mimo spe∏nienia z nawiàzkà kryterium fiskalnego nie mog∏y wejÊç do strefy euro ze wzgl´du na niefortunne dla nich zmaterializowanie si´ zagro˝eƒ zwiàzanych ze stosowaniem izby walutowej w przeddzieƒ oczekiwanej przez nie akcesji.

Kraje wyszehradzkie mogà prowadziç polityk´ pieni´˝nà, kontrolujàc dzi´ki temu poÊrednio wielkoÊç swego zad∏u˝enia zagranicznego, nie mówiàc ju˝ o tym, ˝e zmiennoÊç kursów ich walut stwarza ryzyko kursowe, co ogranicza wielkoÊç zad∏u˝enia zagranicznego przedsi´biorstw krajowych. Kraje ba∏tyckie takich mo˝liwoÊci nie majà. Mogà wp∏ywaç jedynie na to, by przez utrzymywanie nadwy˝ek bud˝etowych neutralizowaç ryzyko ich niewyp∏acalnoÊci rosnàce wraz z powi´kszajàcà si´ wielkoÊcià ich zad∏u˝enia zagranicznego.

Z punktu widzenia samej Unii Europejskiej lepiej by∏oby przyjàç kraje ba∏tyckie do strefy euro zamiast nara˝aç je na ryzyko, ˝e mo˝e je dotknàç kryzys finansowy.

Gdyby Litwa i Estonia zosta∏y przyj´te do strefy euro, ich deficyty handlowe s∏u˝y∏yby ju˝ tylko jako wskaêniki koniunktury, nie b´dàc êród∏em obaw inwestorów i wzrostu ryzyka kraju. Deficyty handlowe Litwy i Estonii przesta∏yby przyciàgaç uwa-

156

Andrzej S∏awiƒski

g´, tak samo jak nie przyciàgajà jej du˝e deficyty handlowe Portugalii, Grecji i Hiszpanii. Równie˝ zad∏u˝enie zagraniczne Litwy i Estonii by∏oby problemem nie w sferze ryzyka kraju, lecz tylko stabilnoÊci systemów finansowych w obu krajach. Pozostawianie obu krajów poza strefà euro nara˝a je na ryzyko odp∏ywu kapita∏u i wybuchu kryzysu finansowego.

DoÊwiadczenia Litwy i Estonii stanowià kolejnà ilustracj´ zagro˝eƒ, jakie wià˝à si´ ze stosowaniem izby walutowej. Wskazujà, ˝e za∏amanie si´ systemu izby walutowej w Argentynie mo˝e nie byç wypadkiem odosobnionym.

Uwagi koƒcowe Historia gospodarcza mówi o tym, ˝e kryzysy finansowe zdarza∏y si´ najcz´Êciej w krajach, w których nast´powa∏ silny wzrost gospodarczy, finansowany nap∏ywem kapita∏u zagranicznego, który umo˝liwia∏ szybki wzrost akcji kredytowej i tworzenie si´ bàbli spekulacyjnych na rynku aktywów [ P.J.R. Delargy, C. Goodhart 1999, s. 7].

System izby walutowej, który mia∏ daç krajom stosujàcym go stabilny wzrost gospodarczy i ochron´ przed kryzysami finansowymi, okazywa∏ si´ systemem, który zabezpiecza poczàtkowo przed atakiem spekulacyjnym, ale w d∏u˝szym okresie rodzi warunki zwi´kszajàce prawdopodobieƒstwo kryzysu finansowego.

Poczàtkowo izba walutowa zabezpiecza okreÊlony kraj przed atakiem spekulacyjnym, poniewa˝ rynki nie podejmujà spekulacji przeciwko walucie, której kursu wymiany w∏adza monetarna nie mo˝e zmieniç. Nie majà zresztà do tego powodu, gdy˝ zastosowanie izby walutowej zmusza rzàd do zrównowa˝enia bud˝etu. Z czasem jednak, gdy roÊnie zad∏u˝enie zagraniczne, roÊnie wraz z nim prawdopodobieƒstwo kryzysu finansowego. W Argentynie nie zainicjowa∏ go klasyczny atak spekulacyjny na rynku walutowym, lecz wyprzeda˝ argentyƒskich obligacji, która wywo∏a∏a wzrost stóp procentowych.

Kryzys finansowy w Argentynie by∏ efektem zbyt d∏ugiego stosowania systemu izby walutowej. Przed powa˝nym kryzysem bankowym nie uchroni∏ Argentyny nawet dobry nadzór nad systemem bankowym, którego brak by∏ jednà z przyczyn gwa∏townoÊci kryzysów finansowych w Azji Po∏udniowo-Wschodniej w latach 1997–98.

Rozwój wydarzeƒ w gospodarkach krajów ba∏tyckich sprawia, ˝e trudno wykluczyç mo˝liwoÊç kryzysu finansowego, mimo ˝e banki w tych krajach sà tylko oddzia∏ami banków zagranicznych.

Wprawdzie w okresie, gdy Argentynie grozi∏o ju˝ za∏amanie izby walutowej, rzàd os∏abi∏ nadzór bankowy, zezwalajàc bankom na kupowanie wi´kszych ni˝ wczeÊniej iloÊci coraz bardziej ryzykownych papierów skarbowych, ale symptomatyczne by∏o mimo wszystko to, ˝e panika bankowa wybuch∏a w kraju, którego banki by∏y d∏ugo dobrze nadzorowane i dobrze wyposa˝one kapita∏owo [Main Features... 1999].

Gwa∏townoÊç kryzysu finansowego w Argentynie jest symptomem napi´ç, jakie mogà powstaç w kraju, który wyrzeka si´ mo˝liwoÊci prowadzenia polityki pieni´˝nej, wprowadzajàc izb´ walutowa.

Ryzyko utraty kontroli nad wysokoÊcià realnej stopy procentowej

157

Polityka pieni´˝na polega w swej istocie na tym, by bank centralny zmienia∏ stopy antycyklicznie; podnosi∏ je, gdy tempo wzrostu gospodarczego roÊnie powy˝ej tempa potencjalnego, oraz obni˝a∏ je, gdy tempo wzrostu gospodarczego spada poni˝ej tempa potencjalnego. Zagro˝enia zwiàzane z funkcjonowaniem izby walutowej polegajà na tym, ˝e w∏adza monetarna nie mo˝e przeciwdzia∏aç procyklicznym zmianom realnych stóp procentowych, które mogà prowadziç do szybkiego kumulowania si´ zjawisk nierównowagi w gospodarce.

W Argentynie niemo˝noÊç wp∏ywania w∏adzy monetarnej na realnà wysokoÊç stopy procentowej w po∏àczeniu z ∏atwoÊcià zewn´trznego finansowania sta∏a si´ mieszankà wybuchowà. W przypadku krajów ba∏tyckich pozostaje ju˝ tylko nadzieja, ˝e przegrzana koniunktura samoistnie os∏abnie, nie prowadzàc do nadmiernej ekspansji i jej póêniejszego za∏amania.

Kilka lat temu proponowano w Polsce stosowanie systemu izby walutowej [A. Bratkowski, J. Rostowski 1999, s. 11–15; R. Antczak 2005]. Znaczenie doÊwiadczeƒ Argentyny pomniejszano, argumentujàc, po cz´Êci s∏usznie, ˝e wystàpi∏y w jej przypadku doÊç specyficzne okolicznoÊci. Obecne doÊwiadczenia Litwy i Estonii mówià o tym, ˝e zagro˝enia zwiàzane ze stosowaniem izby walutowej majà wymiar uniwersalny, wynikajàcy z samej istoty tego systemu.

Mo˝na powiedzieç, ˝e kraje ba∏tyckie nie mia∏y szcz´Êcia, poniewa˝ zagro˝enia, jakie wià˝à si´ ze stosowaniem izby walutowej, zmaterializowa∏y si´ w ostatnim nieomal momencie przed ich przystàpieniem do strefy euro. Istotnie tak w∏aÊnie by∏o.

Rzecz jednak w tym, ˝e prawdopodobieƒstwo urzeczywistnienia si´ tych zagro˝eƒ nie by∏o ma∏e. Ilustrujà to obecne k∏opoty, które ze swà izbà walutowà zaczyna mieç Bu∏garia. Ona tak˝e, podobnie jak kraje ba∏tyckie, liczy∏a, ˝e dzi´ki izbie walutowej wejdzie do strefy euro dwa lata po wejÊciu do Unii Europejskiej. Tak˝e w przypadku Bu∏garii rzeczywistoÊç okaza∏a si´ inna. Przegrzanie koniunktury, wzrost inflacji i niemo˝noÊci prowadzenia autonomicznej polityki pieni´˝nej sprawi∏y, ˝e data wejÊcia Bu∏garii do strefy euro sta∏a si´ niepewna.

Tekst wp∏ynà∏ 8 lutego 2007 r.

Bibliografia Antczak R., Polska na drodze do euro. Dylematy prawne i techniczne re˝imu kursowego, AE w Poznaniu, Poznaƒ 2005.

Bratkowski A., Rostowski J., Wierzymy w euro, w: Kiedy koniec z∏otego?, CASE, Warszawa 1999.

Buiter W.H. An Attendant Godot? Financial Instability Risk for Countries Targeting Eurozone Membership, CEPR/ESI 8th Annual Conference: EMU Enlargement to the East and West, Hungarian National Bank, Budapest, 24–25 wrzeÊnia 2004.

Delargy P.J.R., Goodhart C., Financial Crises: Plus ca change, plus c’est la meme chose, London School of Economics Financial Market Group and ESRS Research Centre, Special Paper Series, styczeƒ 1999.

158

Andrzej S∏awiƒski

Directional Economics, ING Bank, Amsterdam, listopad 2006.

Feldstein M., Argentina’s Fall. Lessons from the Latest Financial Crisis, „Foreign Affairs” 2002, vol. 81, nr 2.

Fisher S., Exchange Rate Regimes: Is the Bipolar View Correct?, IMF, Washington 2001.

Globalisation and Inflation, Speech by Charles Bean, London School of Economics, 2 4 October 2006, www.bankofengland.co.uk/publications/speeches/2006/speech281.pdf Hernendez L., Montiel P.J., Post-Crisis Exchange Rate Policy in Five Asian Countries: Filling in the „Hollow Middle”? Referat na konferencj´ „Exchange Rate Regimes: Hard Peg or Free Floating”, IMF Institute, Washington, 19–2 0 marca 2001.

Main Features of the Regulatory Framework of the Argentine Financial System, Banco Central de la Republica Argentina, Buenos Aires 1999.

Ma∏ecki W., Perspektywy uzyskania przez Polsk´ cz∏onkostwa w Unii Gospodarczej i Walutowej a kryterium stabilnoÊci kursowej, „Studia Finansowe” 2005, nr 73.

Ma∏ecki W., S∏awiƒski A., Piasecki R., ˚u∏awska U., Kryzysy walutowe, PWN, Warszawa 2001.

Republic of Estonia: 2006 Article IV Consultation – Staff Report; Staff Statement; Public Information Notice on the Executive Board Discussion, and Statement by the Executive Director for the Republic of Estonia, s. 22 http:/www.imf.org Republic of Lithuania: 2006 Article IV Consultation – Staff Report and Public Information Notice on the Executive Board Discussion, s. 33 http:/www.imf.org

THE RISK OF LOOSING CONTROL OVER REAL INTEREST RATES UNDER THE CURRENCY ZONE Summary The article analyses how the functioning of the currency board system affects the prospects of joining the euro zone by the Baltic countries. Not long ago, it was expected that for the Baltic states the currency board system would be a convenient shortcut to the euro zone. Two years ago, such a scenario was perceived as almost certain. At present accession of the Baltic states to the euro zone seems very remote and uncertain. The main reason for this dramatic change was the materialisation of risks, which are inherent to the currency board system. Above all, the system is pro-cyclical. The illustration is the worrisome feedback, between the credit boom and the decrease in real interest rates. The latter were pushed by the inflation into the negative level. The recent problem of the Baltic countries is not when to join the euro zone but how to avoid a financial crisis, which might be triggered by the credit boom and rapidly growing foreign indebtedness.

О О

Я Ь О О А

О Ь

А

О А Ю

О

А Ь О А А

êÂÁ˛Ï статье анализируется влияние применения системы валютной палаты на перспективы вступления прибалтийских стран в зону евро. о недавнего времени бытовало

Ryzyko utraty kontroli nad wysokoÊcià realnej stopy procentowej

159

мнение, что система валютной палаты позволит им придти к евро кратчайшим путем. ще два года тому назад такой сценарий казался близким и определенным. еперь перспективы вступления прибалтийских стран в зону евро кажутся отдаленными и неопределенными. лавной причиной этого драматического поворота стала материализация рисков, встроенных в систему валютной палаты. режде всего, её механизм действует проциклически. ллюстрацией этого является обратная связь, проявившаяся между кредитным бумом и понижающейся величиной реальных процентных ставок, которые инфляция сдвинула до отрицательного уровня. лавной проблемой прибалтийских стран является уже не то, когда они вступят в зону евро, а то, как избежать финансового кризиса, который может вызвать нынешний кредитный бум и быстро растущая внешняя задолженность.

RENATA GRZ¢DA LATOCHA*

Inflacja jako wielomianowa funkcja luki produkcyjnej Wprowadzenie Podstawowym elementem tworzenia informacji o rzeczywistoÊci gospodarczej sà dane statystyczne. Analiza iloÊciowych prawid∏owoÊci w zjawiskach ekonomicznych w du˝ej mierze zale˝y od sposobu ich pomiaru. Uzyskane wyniki wp∏ywajà na decyzje, od których zale˝y rozwój gospodarki.

Jednym z wielu sposobów kszta∏towania ˝ycia gospodarczego jest polityka pieni´˝na. Najcz´Êciej celem w∏adz monetarnych jest stabilizacja stopy inflacji na ustalonym poziomie.

Dynamika cen mo˝e byç analizowana i oceniana na gruncie wielu odmiennych uj´ç teoretycznych. Do najpopularniejszych nale˝à ró˝ne koncepcje modyfikujàce krzywà Phillipsa. Jej najbardziej zmodyfikowana wersja, eklektyczna koncepcja A.J. Filardo [1998], opisuje inflacj´ jako wkl´s∏o-wypuk∏à funkcj´ luki produkcyjnej przy uwzgl´dnieniu oczekiwaƒ inflacyjnych. Sugerowana zale˝noÊç inflacji jest jednak trudna do zweryfikowania, co mo˝e wynikaç ze specyfikacji funkcji, jak równie˝ sposobów liczenia luki produkcyjnej.

Kwantyfikowanie determinantów inflacji jest trudne, zw∏aszcza w strefie euro, w której trzeba badaç procesy inflacyjne w poszczególnych krajach Eurosystemu.

Konwencjonalne metody badania inflacji dajà ma∏o dok∏adne informacje o przebiegu zjawisk inflacyjnych na poziomie zagregowanym (w uj´ciu wszystkich 12 krajów Eurosystemu) [S. Gerlach, L.E.O. Svensson 2003, s. 1650; E. Nelson 2003, s. 1031; L.E.O. Svensson, M. Woodford 2003, s. 713–714; W. Bolt, P.J.A. Els 2000, s. 25; L.E.O. Svensson 2000, s. 96].

W zwiàzku z powy˝szym w niniejszej pracy weryfikujemy eklektycznà koncepcj´ A.J. Filardo [1998], poszerzajàc jà o w∏asne pomys∏y na badanie inflacji w strefie eu* Dr Renata Grz´da Latocha – w latach 2000–2005 doktorantka w Katedrze Ekonometrii Uniwersytetu ¸ódzkiego.

162

Renata Grz´da Latocha

ro. Na potrzeby analiz wykorzystujemy wielomian stopnia trzeciego. W eksperymentach estymacyjnych uwzgl´dniamy równolegle przesz∏e oczekiwania inflacyjne o teraêniejszej inflacji oraz teraêniejsze oczekiwania o przysz∏ej inflacji. Ponadto luk´ produkcyjnà aproksymujemy stopniem wykorzystania mocy produkcyjnych. Podejmujemy prób´ odejÊcia od konwencjonalnych metod opartych na analizie szeregów czasowych do wykorzystania zagregowanych danych ankietowych gromadzonych w badaniach koniunktur metodà testu, tj. ankietowego sonda˝u opinii uczestników rynku o stanie gospodarki [The Joint Harmonised... 2004; 1997].

Laureat Nagrody Nobla, Lawrence R. Klein, ju˝ w latach 50. XX w. g∏osi∏ poglàd [S. Kanoh, Z.D. Li 1990, s. 395], ˝e jedynym mo˝liwym sposobem kwantyfikacji kszta∏towania si´ gospodarczych oczekiwaƒ jednostek jest przeprowadzenie z nimi bezpoÊredniego wywiadu ankietowego na temat ich zamiarów i przysz∏ych trendów rynkowych. Mo˝emy dodaç, ˝e oficjalnie publikowane, przetworzone dane ankietowe umo˝liwiajà znalezienie dostatecznie dok∏adnych charakterystyk stopnia wykorzystania mocy produkcyjnych, u˝ytecznych nie tylko w analizie procesów inflacyjnych [R. Grz´da Latocha 2005b].

I. Modyfikacje krzywej Phillipsa Zjawisko inflacji wyjaÊniane jest na gruncie wielu odmiennych uj´ç teoretycznych.

Do najbardziej popularnych nale˝à ró˝ne koncepcje modyfikujàce krzywà Phillipsa, w których zmiany cen wià˝e si´ z koniunkturà gospodarczà [N. Morin, J. Stevens 2004, s. 22; W. Semmler, W. Zhang 2004, s. 7–8; A. Wojtyna 2004, s. 78; J. Steinsson 2003, s. 1425–1456; J. Claus 2000, s. 4–5; A.J. Filardo 1998, s. 36–44; J.E. Kennedy 1998, s. 171–173; C. Corrado, J. Mattey 1997, s. 154–157; A. Welfe 1993, s. 19–20].

Pierwotna (niezmodyfikowana) krzywa Phillipsa wyra˝a substytucyjnà relacj´ mi´dzy stopà bezrobocia a stopà wzrostu p∏ac nominalnych. Stopa bezrobocia w oryginalnej krzywej Phillipsa jest syntetycznym wskaênikiem koniunktury gospodarczej [Podstawy... 1998, s. 574]. Z up∏ywem czasu powstawa∏y kolejne teoretyczne koncepcje modyfikujàce oryginalnà krzywà Phillipsa. Tempo wzrostu p∏ac nominalnych zastàpiono tempem wzrostu cen, uwzgl´dniono wp∏yw oczekiwaƒ inflacyjnych na inflacj´ oraz okreÊlono kszta∏t krzywej dla okresu krótkiego i d∏ugiego, poszerzajàc zwiàzek inflacji i koniunktury o teori´ naturalnej stopy bezrobocia. Stàd te˝ ustalenie iloÊciowych prawid∏owoÊci mi´dzy inflacjà a koniunkturà uzale˝nia si´ w du˝ej mierze od zbadania stopy bezrobocia nieprzyspieszajàcej tempa wzrostu cen – NAIRU (Non-Accelerating Inflation Rate of Unemployment).

Naturalna stopa bezrobocia oraz produkcja potencjalna mogà byç u˝ywane wymiennie w równaniu zmodyfikowanej krzywej Phillipsa [J. Claus 2000, s. 4–5; J. Roberts 1995, s. 979–980]. Równowaga popytu i poda˝y na rynku dóbr i us∏ug jest ÊciÊle powiàzana z równowagà na rynku pracy. Jednak zaznacza si´, ˝e informacja o aktywnoÊci gospodarczej pochodzàca z rynku produktów ma charakter wyprze-

163

Inflacja jako wielomianowa funkcja luki produkcyjnej

dzajàcy (pojawia si´ wczeÊniej) w stosunku do informacji zaczerpni´tej z rynku pracy. Dlatego te˝ lepszym sposobem badania inflacji mo˝e byç monitorowanie luki produkcyjnej.

Coraz cz´Êciej od lat 90. XX w. w opracowaniach poÊwi´conych polityce pieni´˝nej porusza si´ problem kszta∏tu zmodyfikowanej krzywej Phillipsa [W. Semmler, W. Zhang 2004, s. 7–8; A. Wojtyna 2004, s. 78]. Najbardziej jej zmodyfikowana wersja, eklektyczna koncepcja A.J. Filardo [1998], przedstawia inflacj´ jako wkl´s∏o-wypuk∏à funkcj´ luki produkcyjnej przy uwzgl´dnieniu oczekiwaƒ inflacyjnych (rys. 1.C).

Rysunek 1

Koncepcje modyfikacji krzywej Phillipsa 1.A

wypuk∏a

wkl´s∏a

p-p

e

p-pe

luka produkcyjna

1.C

1.B

wkl´s∏o-wypuk∏a potwierdzona empirycznie

p-pe

luka produkcyjna

wkl´s∏o-wypuk∏a weryfikowana w pracy

1.D

p-pe

P

b a

–y0

y0 y =- lnY – lnY*

NAICU

èród∏o: Opracowanie w∏asne na podstawie: A.J. Filardo [1998, s. 37 i 4 4].

Prezentowane przez A.J. Filardo [1998] wyniki badaƒ empirycznych dla USA sugerujà, ˝e w warunkach ujemnej luki produkcyjnej (poni˝ej –y0 ) producenci starajà si´ utrzymaç swojà pozycj´ w konkurencji cenowej. W nast´pstwie zmniejszonego popytu na ich produkty w dolnych punktach koniunktury obni˝ajà ceny. Natomiast w fazach o˝ywienia i pomyÊlnoÊci w koniunkturze (przy luce produkcyjnej powy˝ej y 0 ) wzrost realizowanej produkcji ograniczony jest technicznym potencja∏em produkcyjnym przedsi´biorstw. Stàd te˝ producenci w odpowiedzi na wzrost popytu

164

Renata Grz´da Latocha

zwi´kszajà ceny swoich produktów bardziej ni˝ je obni˝ali w dolnych punktach koniunktury (a < b).

Jednak wydaje si´, ˝e przeprowadzone przez A.J. Filardo [1998] dla USA badania empiryczne dostarczy∏y s∏abych argumentów do wnioskowania o wkl´s∏o-wypuk∏ej krzywej Phillipsa. Po pierwsze, wymiennoÊç mi´dzy inflacjà a lukà produkcyjnà analizowano na podstawie równania liniowego. Stàd te˝ nie mo˝na by∏o zweryfikowaç zale˝noÊci nat´˝enia inflacji od tempa zmian poziomu luki produkcyjnej. Zgodnie z koncepcjà wkl´s∏ej krzywej Phillipsa (rys.1.A) w warunkach s∏abnàcej aktywnoÊci gospodarczej (po lewej stronie osi pionowej) stopa inflacji spada w tempie rosnàcym. Natomiast wed∏ug hipotezy o wypuk∏ej krzywej Phillipsa (rys. 1.B) wraz ze wzrostem zrealizowanej produkcji powy˝ej produkcji potencjalnej (po prawej stronie osi pionowej) stopa inflacji roÊnie w tempie rosnàcym. Sàdzimy, ˝e w celu zweryfikowania wkl´s∏o-wypuk∏ej krzywej Phillipsa nale˝y zastosowaç wielomian stopnia trzeciego1 .

Po drugie, A.J. Filardo [1998] w funkcji inflacji uwzgl´dni∏ przesz∏e oczekiwania o teraêniejszej inflacji. Wydaje si´, ˝e w celu ustalenia bardziej prawid∏owych relacji mi´dzy inflacjà a jej determinantami mo˝na analizowaç zmienne odwzorowujàce koncepcje nowej klasycznej oraz nowej keynesowskiej krzywej Phillipsa [J. Steinsson 2003, s. 1426–1427]. Nowi klasycy twierdzà, ˝e inflacj´ determinujà przesz∏e oczekiwania inflacyjne o teraêniejszej inflacji. Natomiast zgodnie z nowà ekonomià keynesistowskà w równaniu inflacji analizuje si´ teraêniejsze oczekiwania inflacyjne o przysz∏ej inflacji. Powy˝sze koncepcje zamierzamy uwzgl´dniç ∏àcznie w procesie estymacji.

Po trzecie, A.J. Filardo [1998] uzyska∏ nieistotne lub niezgodne z teorià ekonomii wartoÊci oszacowanych parametrów przy luce produkcyjnej oscylujàcej w pobli˝u zera, tj. mi´dzy –0,9% a 0,9% [A.J. Filardo 1998, s. 42 i 58]. Stàd te˝ dla luki produkcyjnej z przedzia∏u od –y0 do y 0 (rys. 1.C) nie mo˝na wnioskowaç o jej wp∏ywie na inflacj´. Luk´ produkcyjnà y przybli˝ono na podstawie odchylenia realnego PKB (Y) od trendu (Y * ) oszacowanego za pomocà filtra Hodricka-Prescotta (y = lnY – lnY * ). W literaturze przedmiotu twierdzi si´, ˝e przy u˝yciu tradycyjnych metod liczenia produkcji potencjalnej trudno jest potwierdziç nieliniowà zale˝noÊç inflacji od luki produkcyjnej, poniewa˝ w metodach tych Êrednia wartoÊç luki zawsze wynosi w przybli˝eniu zero [Ch. Dupasquier, N. Ricketts 1998, s. 139]. Uzyskane wi´c przez A.J. Filardo [1998] s∏abe rezultaty estymacyjne mogà wynikaç z ma∏o dok∏adnej aproksymacji luki produkcyjnej.

Luka produkcyjna jest kategorià, którà nadzwyczaj trudno kwantyfikowaç [W. Welfe, A. Welfe 2004, s. 41–55; D. Gibbs 1995, s. 73–84]. Stàd te˝ w celu lepszej weryfikacji wkl´s∏o-wypuk∏ej krzywej Phillipsa w strefie euro luk´ produkcyjnà 1

Nietypowym, w∏asnym pomys∏em na wnioskowanie o wypuk∏ym lub wkl´s∏ym kszta∏cie funkcji inflacji na podstawie równania liniowego jest w∏àczenie do eksperymentów estymacyjnych zmiennej odwzorowujàcej przyrost luki produkcyjnej. Sàdzimy, ˝e nieliniowa zale˝noÊç inflacji od luki produkcyjnej w liniowym równaniu mo˝e byç odzwierciedlana przez wartoÊci oszacowanych parametrów stojàcych przy poziomie i przyroÊcie luki [R. Grz´da Latocha 2005a]. Jednak koncepcja ta nie nadaje si´ do wnioskowania o wkl´s∏o-wypuk∏ej funkcji inflacji.

Inflacja jako wielomianowa funkcja luki produkcyjnej

165

b´dziemy aproksymowaç za pomocà w∏asnego, ankietowego wskaênika wykorzystania mocy produkcyjnych obejmujàcego sfery przemys∏u i us∏ug. Przyj´to, ˝e przemys∏ i us∏ugi odzwierciedlajà ca∏à gospodark´. Konstrukcj´ wskaênika oparto na publikowanych przez Komisj´ Europejskà przetworzonych danych ankietowych uzyskiwanych z testów koniunktury [R. Grz´da Latocha 2005b]. Aby pog∏´biç badania, analizujemy równie˝ zale˝noÊç inflacji od luki produkcyjnej wyra˝anej publikowanym, ankietowym wskaênikiem wykorzystania mocy produkcyjnych w przemyÊle2 .

Oficjalnie publikowane, przetworzone dane ankietowe znajdujà szerokie zastosowanie w analizach i prognozach makroekonomicznych [Ifo Survey Data... 2005; E. Adamowicz, S. Dudek, K. Kowalczyk 2004, R. Grz´da Latocha, G. Nerb 2004], jednak do tej pory nie by∏y wykorzystywane do aproksymacji luki produkcyjnej. Wydaje si´, ˝e informacje o stanie gospodarki otrzymywane z ankietowych testów koniunktury mo˝na uznaç za dobrze zebrane i w du˝ej mierze dok∏adne. Przede wszystkim dane ankietowe, w porównaniu z analogicznymi danymi statystyki paƒstwowej, nie wymagajà przekszta∏ceƒ (wyg∏adzania), takich jak usuwanie trendu. Mo˝na wi´c p∏ynàcà z nich informacj´ o poczàtkach i koƒcach faz spadku i wzrostu stopnia wykorzystania mocy produkcyjnych uznaç za bardziej prawid∏owà w tym sensie, ˝e nie zale˝y od techniki usuwania trendu. Dane uzyskiwane z testów koniunktury nie wymagajà aktualizacji i nie ulegajà korekcie. Ponadto dostarczajà wst´pnych informacji o zjawiskach makroekonomicznych ze znacznym wyprzedzeniem w stosunku do zmian w koniunkturze. Fundament tej informacji stanowià dane statystyczne o zachodzàcych procesach mikroekonomicznych, co mo˝na uznaç za szczególnà zalet´ w badaniach luki produkcyjnej.

Bardziej prawid∏owy, hipotetyczny przebieg wkl´s∏o-wypuk∏ej krzywej Phillipsa, od potwierdzonego empirycznie przez A.J. Filardo [1998], przedstawia rys. 1.D. Luk´ produkcyjnà wyra˝amy stopniem wykorzystania mocy produkcyjnych (CU).

W punkcie przegi´cia krzywej (P) zaznaczyliÊmy stopieƒ wykorzystania mocy produkcyjnych nieprzyspieszajàcy inflacji – NAICU (Non-Accelerating Inflation Capacity Utilization Rate przez analogi´ do NAIRU). Z przyj´tej metodologii liczenia NAICU [N. Morin, J. Stevens 2004; J.E. Kennedy 1998; K.M. Emery, Ch.P. Chang 1997; C. Corrado, J. Mattey 1997] wynika, ˝e przedstawia ono produkcj´ efektywnà definiowanà jako wolumen zrealizowanej produkcji w Êrednim okresie odpowiadajàcy zerowym przyrostom inflacji. Mo˝na wi´c sàdziç, ˝e przy produkcji osiàganej dzi´ki pe∏nemu wykorzystaniu efektywnych zdolnoÊci wytwórczych punkt przegi´cia wkl´s∏o-wypuk∏ej funkcji inflacji i NAICU b´dà si´ pokrywaç.

Na podstawie proponowanych powy˝ej modyfikacji krzywej Phillipsa opiszemy inflacj´ jako wielomianowà funkcj´ (1) luki produkcyjnej przy uwzgl´dnieniu oczekiwaƒ inflacyjnych.

2

W „EkonomiÊcie” 2005, nr 5 testowaliÊmy w∏asne pomys∏y na badanie koniunktur. Uzyskane rezultaty dla strefy euro pozwalajà przyjàç hipotez´, ˝e skonstruowany na podstawie publikowanych danych ankietowych wskaênik wykorzystania mocy produkcyjnych, obejmujàcy jedynie przemys∏ i us∏ugi, odwzorowuje prawid∏owo zmiennoÊç produkcji w ca∏ej gospodarce. Wyniki badaƒ sugerujà, ˝e dane ankietowe w porównaniu z danymi o PKB pokazujà bardziej prawid∏owà, mniejszà amplitud´ wahaƒ produkcji w us∏ugach.

166

Renata Grz´da Latocha Q

p t = a0 +

 q =1

R

a qp t - q +

Âa p r

e t+ r

+ q s,1 yt - s + q s,2 yt2- s + q s,3 yt3- s + e t ,

(1)

r =1

gdzie: pt pt – q

– inflacja (indeks ∏aƒcuchowy); – opóêniona stopa inflacji wyra˝ajàca przesz∏e oczekiwania inflacyjne o teraêniejszej inflacji; e pt + r – teraêniejsze oczekiwania inflacyjne o przysz∏ej inflacji; – luka produkcyjna aproksymowana w pracy wskaênikami wyyt – s korzystania mocy produkcyjnych w ca∏ej gospodarce oraz przemyÊle; qs,1, qs,2, qs,3 – elastycznoÊç poziomu cen wzgl´dem stopnia wykorzystania mocy produkcyjnych; Q R a q + a r = 1 – elastycznoÊç poziomu cen wzgl´dem oczekiwanego poziomu cen konsumpcyjnych; q =1 r =1 et – sk∏adnik losowy o wartoÊci oczekiwanej równej zero i sta∏ej wariancji (m.in. szoki poda˝owe).

Â

Â

W niniejszej pracy, podobnie jak w A.J. Filardo [1998], do wyra˝enia oczekiwanej inflacji zostanà wykorzystane oczekiwania inflacyjne kwantyfikowane na podstawie ankiet jakoÊciowych, z tà jednak ró˝nicà, ˝e w eksperymentach estymacyjnych przesz∏e oczekiwania inflacyjne o teraêniejszej inflacji wyrazimy opóênionà inflacjà.

Natomiast do aproksymacji teraêniejszych oczekiwaƒ inflacyjnych o przysz∏ej inflacji u˝yjemy publikowanych przez Komisj´ Europejskà danych ankietowych opisujàcych agregat oczekiwaƒ inflacyjnych gospodarstw domowych w 12 krajach Eurosystemu3 .

Równanie (1) b´dzie odwzorowywaç zmodyfikowanà, wkl´s∏o-wypuk∏à krzywà -2q s,2 2 Phillipsa, gdy 3q s,3q s,1 - q s,2 ≥ 0 oraz q s,3 > 0. Dla yt - s < funkcja inflacji 6q s,3 -2q s,2 przyjmie postaç wkl´s∏à, a dla yt - s > – wypuk∏à. Natomiast punkt przegi´cia 6q s,3 Ê -2q s,2 Ê -2q s,2 ˆ ˆ (P) Á , fÁ ˜ ˜ oraz punkt (NAICU) o wspó∏rz´dnych (y t – s, 0) b´dà si´ Ë 6q s,3 Ë 6q s,3 ¯ ¯ w przybli˝eniu pokrywaç w warunkach zerowej luki produkcyjnej, neutralnej wobec nat´˝enia inflacji.

II. Analiza zmiennych wkl´s∏o-wypuk∏ej krzywej Phillipsa w strefie euro W strefie euro inflacj´ mierzy si´ za pomocà zharmonizowanego indeksu cen towarów i us∏ug konsumpcyjnych (Harmonised Index of Consumer Prices – HICP). Jednak w li3 Ankietowe oczekiwania inflacyjne gospodarstw domowych zosta∏y skwantyfikowane metodà Theila na podstawie jakoÊciowych prognoz cen [The Joint Harmonised... 1997, s. 23–26].

167

Inflacja jako wielomianowa funkcja luki produkcyjnej

teraturze przedmiotu sygnalizuje si´, ˝e lepszà miarà dynamiki cen konsumpcyjnych mo˝e byç inflacja bazowa. Koncepcja inflacji bazowej jest ciàgle rozwijana, co znajduje wyraz w ró˝nych jej definicjach i sposobach obliczeƒ [J.K. Smith 2004; F.C. Bagliano, C. Morana 2003; T. Cogley 2002; P. Woêniak 2002, Monthly... 2001; Internetowy...].

Wydaje si´, ˝e na potrzeby niniejszej pracy mo˝na przyjàç jednà z definicji proponowanà m.in. przez ekonomistów Europejskiego Banku Centralnego [Monthly... 2001, s.

49–59]. Mianowicie, inflacja bazowa to zmiany indeksu cen konsumpcyjnych z wy∏àczeniem cen paliw i nieprzetworzonej ˝ywnoÊci, które ulegajà silnym wahaniom w czasie.

W porównaniu ze wskaênikiem HICP indeksy bazowe charakteryzujà si´ bardziej wyrównanym przebiegiem, a stopa inflacji bazowej pozwala na okreÊlenie zakresu faktycznego wp∏ywu polityki pieni´˝nej na kszta∏towanie si´ cen konsumpcyjnych [Internetowy..., s. 1].

Analizujemy wi´c inflacj´ mierzonà wskaênikiem HICP oraz inflacj´ bazowà. Stopy inflacji p obliczono, podobnie jak w J.M. Berk 2002, s. 124; Ch. Gerberding 2001, s. 15; Y.P. Mehra 1995, s. 36], jako logarytm naturalny poziomu cen bie˝àcego miesiàca Pt w stosunku do poziomu cen odpowiedniego miesiàca roku poprzedniego Pt–12, za pomocà formu∏y: Ê P ˆ p t = ln ÁÁ t ˜˜ 100. Ë Pt -12 ¯

(2)

Rysunek 2 przedstawia dla strefy euro rocznà inflacj´ mierzonà wskaênikiem HICP oraz rocznà inflacj´ bazowà w badanym okresie. tj. I kwarta∏ 1991–II kwarta∏ 2005.

Obserwacja kwartalna jest Êrednià arytmetycznà trzech obserwacji miesi´cznych w danym kwartale.

Rysunek 2

Roczna stopa inflacji mierzona wskaênikiem HICP i roczna stopa inflacji bazowej 5

%

4

3

2

1

0 92

94 HICP

96

98

00

02

inflacja bazowa

èród∏o: Opracowanie w∏asne na podstawie: New Cronos...

04

06

168

Renata Grz´da Latocha

Przed przystàpieniem do eksperymentów estymacyjnych zbadamy stacjonarnoÊç analizowanych procesów, korelacj´ zmiennych oraz relacj´ przyczynowo-skutkowà mi´dzy inflacjà a jej analizowanymi w pracy determinantami. Badania dla luki produkcyjnej w ca∏ej gospodarce przeprowadzamy na próbie 39-elementowej obejmujàcej IV kwarta∏ 1995–II kwarta∏ 2005, a dla luki produkcyjnej w przemyÊle oraz ankietowych oczekiwaƒ inflacyjnych – na 57 obserwacjach w okresie II kwarta∏ 1991–II kwarta∏ 20054 .

W celu formalnego wnioskowania o braku lub istnieniu w szeregach czasowych pierwiastka jednostkowego wykorzystano rozszerzony test Dickeya-Fullera (Augmented Dickey Fuller – ADF). Na podstawie testu ADF mo˝na wnioskowaç, ˝e inflacja mierzona wskaênikiem HICP, inflacja bazowa i ankietowe oczekiwania inflacyjne gospodarstw domowych sà procesami niestacjonarnymi. Natomiast luka produkcyjna w ca∏ej gospodarce oraz przemyÊle jest procesem stacjonarnym (tab. 1).

Tabela 1

Wyniki testu ADF Zmienne

WartoÊç statystyki ADF dla poziom zmiennych C

C, T

WartoÊç statystyki ADF dla pierwszych przyrostów zmiennych C

C, T

Inflacja mierzona wskaênikiem HICP

–1,83

–1,97

–0,80

–3,34

–2,08

0,62

Inflacja bazowa

–2,45

–2,47

–1,05

–3,20

–3,30

0,97

Ankietowe oczekiwania inflacyjne

–1,36

–2,35

–1,36

–3,43

–3,17

0,12

Luka produkcyjna w ca∏ej gospodarce

–2,72

–2,92

1,07

–

–

–

Luka produkcyjna w przemyÊle

–3,27

–3,30

0,70

–

–

–

UWAGA: WartoÊci krytyczne kolejno dla poziomu istotnoÊci równego 1%, 5%, 10% to –3,56, –2,92, –2,60 dla regresji ze sta∏à (C), a –4,13, –3,49, –3,17 dla regresji ze sta∏à i trendem liniowym (C, T). JeÊli obliczona wartoÊç statystyki ADF jest wi´ksza od wartoÊci krytycznej, to nie ma podstaw do odrzucenia hipotezy zerowej o niestacjonarnoÊci badanego procesu [Eviews 4... 2000, s. 321–326]. èród∏o: Obliczenia w∏asne.

W celu uwzgl´dnienia niestacjonarnoÊci inflacji oraz oczekiwaƒ inflacyjnych w dalszych analizach uzale˝nimy kwartalne przyrosty stopy inflacji mierzonej wskaênikiem 4

Dane statystyczne dla strefy euro opisujàce ankietowe oczekiwania inflacyjne gospodarstw domowych oraz ankietowy stopieƒ wykorzystania mocy produkcyjnych w przemyÊle zosta∏y zaczerpni´te ze strony internetowej Komisji Europejskiej Business and... Natomiast dane o stopniu wykorzystania mocy produkcyjnych w ca∏ej gospodarce uzyskano w wyniku przekszta∏ceƒ oficjalnie publikowanych, ankietowych wskaêników koniunktury. Stàd te˝ okres próby dla wskaênika wykorzystania mocy produkcyjnych w ca∏ej gospodarce jest krótszy z uwagi, ˝e do 1995 r. nie uwzgl´dniano w testach koniunktury sfery us∏ug [R. Grz´da Latocha 2005b].

Inflacja jako wielomianowa funkcja luki produkcyjnej

169

HICP i kwartalne przyrosty stopy inflacji bazowej od zmiennych niezale˝nych – poziomu luki produkcyjnej oraz kwartalnych zmian oczekiwaƒ inflacyjnych.

W zwiàzku z powy˝szym weryfikowanà w pracy funkcj´ (1) nale˝y doprowadziç do postaci równania pierwszych przyrostów inflacji. Zmierzamy wi´c do wyodr´bnienia z równania (1) opóênionej stopy inflacji o jeden okres (pt – 1). Zgodnie z koncepcjà zmodyfikowanej krzywej Phillipsa przesz∏e oczekiwania inflacyjne o teraêniejszej inflacji w funkcji (1) b´dà adaptacyjne dla Q okresów, jeÊli malejàcy ciàg geometryczny parametrów { aq } spe∏ni nast´pujàcy warunek [M. Osiƒska 2000, s. 26]: Q

Âa

q

= 1.

(3)

q =1

Do wyznaczenia pt – 1 z równania (1) przyjmujemy, ˝e a = 1. Mo˝na wi´c (3) zapisaç jako: Q

a1 +

Âb

q

= 1,

(4)

q =1

gdzie parametry {bq } stanowià ciàg geometryczny spe∏niajàcy warunek: Q

Âb

q

= 0.

(5)

q =1

Po uwzgl´dnieniu warunków (4) i (5) oraz przeniesieniu na lewà stron´ opóênionej stopy inflacji pt – 1 (pt – pt –1 = Dpt ) równanie (1) przyjmie postaç: Q

Dp t = b 0 +

 q =1

R

b qp t - q +

Âa p r

e t+ r

+ q s,1 yt - s + q s,2 yt2- s + q s,3 yt3- s + e t .

(6)

r =1

W dalszym poszukiwaniu postaci funkcji pierwszych przyrostów stopy inflacji zamieniamy, alternatywnie, adaptacyjne przesz∏e oczekiwania inflacyjne o teraêniejszej inflacji na ekstrapolacyjne oczekiwania (extrapolative expectations). Najprostszym sposobem osiàgni´cia zamierzonego celu b´dzie zamiana adaptacyjnych oczekiwaƒ inflacyjnych na naiwne (statyczne) oczekiwania (static expectations), które obok akceleracyjnych (bandwagon expectations) i t∏umionych (distributed lag expectations) mogà byç jednym ze schematów formu∏owania oczekiwaƒ ekstrapolacyjnych [P.S. Marey 2000, s. 2; Osiƒska 2000, s. 32]. W modelu naiwnych oczekiwaƒ inflacyjnych przyjmuje si´, ˝e oczekiwania z okresu na okres nie b´dà si´ zmieniaç. W równaniu (6) przesz∏e oczekiwania inflacyjne o teraêniejszej inflacji b´dà statyczne, gdy:

b qp t - q = b q-1p t - q-1 , a ka˝dy parametr {bq } spe∏ni warunek:

(7)

170

Renata Grz´da Latocha

b q -1 = b q ,

(8)

co oznacza, ˝e:

(

)

b qp t - q - b qp t - q-1 = b q p t - q - p t - q-1 = b q Dp t - q .

(9)

Uwzgl´dniajàc warunek (9), zmodyfikowanà krzywà Phillipsa (1) ze statycznymi przesz∏ymi oczekiwaniami inflacyjnymi o teraêniejszej inflacji (Dp t – q ), mo˝na przedstawiç jako: Q

Dp t = b 0 +

Âb

 b Dp  a p q

t-q

q =1

Q

gdzie

R

q

r

e t+ r

+ q s,1 yt - s + q s,2 yt2- s + q s,3 yt3- s + e t ,

(10)

r =1

= 0.

q =1

Q

JeÊli w równaniu (10)

Âb

q

> 0, to przesz∏e oczekiwania inflacyjne o teraêniej-

q =1

Q

Âb

szej inflacji b´dà akceleracyjne, a dla

q

< 0 – t∏umione [zob. Marey 2000, s. 2].

q =1

Podobnie jak powy˝ej przyjmujemy statyczny (naiwny) schemat formu∏owania oczekiwaƒ dla niestacjonarnych ankietowych oczekiwaƒ inflacyjnych gospodarstw domowych wyra˝ajàcych w niniejszej pracy teraêniejsze oczekiwania inflacyjne o przysz∏ej inflacji p et+ r. Ostatecznie, po przekszta∏ceniach równania (1), nieliniowà form´ zale˝noÊci inflacji (Dpt ) od luki produkcyjnej (y t – s), przy uwzgl´dnieniu oczekiwaƒ inflacyjnych (Dpt– q oraz Dpet+ r), b´dziemy analizowaç na podstawie estymacji parametrów funkcji: Q

Dp t = b 0 +

 q =1

R

b q Dp t - q

 a Dp r

e t+ r

+ q s,1 yt - s + q s,2 yt2- s + q s,3 yt3- s + e t .

(11)

r =1

Tabele 2 i 3 zawierajà wspó∏czynniki korelacji mi´dzy lukà produkcyjnà (y t – s) a kwartalnymi przyrostami stóp inflacji (Dpt ). Inflacja bazowa wykazuje mniejsze wahania ni˝ inflacja mierzona wskaênikiem HICP. Jak wynika z przeprowadzonych badaƒ najsilniejsza korelacja wyst´puje mi´dzy przyrostami stopy inflacji bazowej a lukà produkcyjnà w przemyÊle. Wspó∏czynnik korelacji osiàga wartoÊç 0,58 dla drugiego opóênienia. Stàd te˝ potwierdza si´ empirycznie charakter wyprzedzajàcy danych uzyskiwanych z testów koniunktury, tj. informujà o przysz∏ych tendencjach gospodarczych [R. Grz´da Latocha 2005b]. Dodatkowo publikowanie na bie˝àco wyników badaƒ koniunktury metodà testu sprawia, ˝e zagregowane dane ankietowe dla przemys∏u mogà byç szczególnym êród∏em informowania o zjawiskach inflacyjnych.

Na podstawie wartoÊci wspó∏czynników korelacji mo˝na wnioskowaç (tab. 4), ˝e w ca∏ym okresie próby przyrosty ankietowych oczekiwaƒ inflacyjnych gospodarstw domowych (Dp et+ r) sà najsilniej skorelowane z wyprzedzonymi o dwa kwarta∏y przyrostami stopy inflacji bazowej (Dp t ).

Inflacja jako wielomianowa funkcja luki produkcyjnej

171

Tabela 2

Wspó∏czynniki korelacji mi´dzy lukà produkcyjnà w ca∏ej gospodarce a inflacjà

s

Przyrosty stopy inflacji mierzonej wskaênikiem HICP yt – s

Przyrosty stopy inflacji bazowej yt – s

0

0,13

0,29

1

0,16

0,35

2

0,16

0,37

3

0,13

0,37

4

0,13

0,34

èród∏o: Obliczenia w∏asne.

Tabela 3

Wspó∏czynniki korelacji mi´dzy lukà produkcyjnà w przemyÊle a inflacjà

s

Przyrosty stopy inflacji mierzonej wskaênikiem HICP yt – s

Przyrosty stopy inflacji bazowej yt – s

0

0,16

0,50

1

0,16

0,57

2

0,17

0,58

3

0,11

0,51

4

0,09

0,40

èród∏o: Obliczenia w∏asne.

Tabela 4

Wspó∏czynniki korelacji mi´dzy ankietowymi oczekiwaniami inflacyjnymi gospodarstw domowych a inflacjà

s

Przyrosty stopy inflacji mierzonej wskaênikiem HICP Dp et+ r

Przyrosty stopy inflacji bazowej

Dpet+ r

0

–0,27

0,10

1

0,25

0,36

2

0,22

0,36

3

0,01

0,22

4

0,12

0,03

èród∏o: Obliczenia w∏asne.

172

Renata Grz´da Latocha

Do zbadania wp∏ywu na inflacj´ analizowanych determinantów zastosowano test przyczynowoÊci Grangera. Na podstawie wyników testu mo˝na wnioskowaç, ˝e luka produkcyjna w ca∏ej gospodarce determinuje przyrost stopy inflacji bazowej na poziomie istotnoÊci mniejszym od 10% (tab. 5). W przypadku luki produkcyjnej w sferze przemys∏u relacja przyczynowo-skutkowa jest statystycznie istotna na poziomie istotnoÊci mniejszym od 5% (tab. 6). Brak jest natomiast statystycznie istotnej zale˝noÊci inflacji mierzonej wskaênikiem HICP od luki produkcyjnej zarówno w ca∏ej gospodarce, jak i przemyÊle.

Tabela 5

Wyniki testu Grangera dla wp∏ywu luki produkcyjnej w ca∏ej gospodarce na inflacj´

s

Przyrosty stopy inflacji mierzonej wskaênikiem HICP yt – s

Przyrosty stopy inflacji bazowej yt – s

1

0,21

0,09

2

0,34

0,29

3

0,80

0,52

4

0,66

0,44

èród∏o: Obliczenia w∏asne.

Tabela 6

Wyniki testu Grangera dla wp∏ywu luki produkcyjnej w przemyÊle na inflacj´

s

Przyrosty stopy inflacji mierzonej wskaênikiem HICP yt – s

Przyrosty stopy inflacji bazowej yt – s

1

0,16

0,00

2

0,30

0,02

3

0,93

0,02

4

0,94

0,08

èród∏o: Obliczenia w∏asne.

Wyniki przeprowadzonych badaƒ (tab. 7) sugerujà jednokierunkowà, krótkookresowà zale˝noÊç (w sensie Grangera) przyrostu stopy inflacji bazowej (Dpt ) od zmian teraêniejszych oczekiwaƒ o przysz∏ej inflacji formu∏owanych w ankietach przez gospodarstwa domowe (Dpet+ r). Nie uda∏o si´ zaobserwowaç istotnej statystycznie relacji przyczynowo-skutkowej mi´dzy ankietowymi oczekiwaniami inflacyjnymi gospodarstw domowych a inflacjà mierzonà wskaênikiem HICP. Otrzymane rezultaty potwierdzajà ogólnà opini´, ˝e publikowane przez Komisj´ Europejskà zagregowane dane ankietowe opisujàce oczekiwania inflacyjne gospodarstw domowych sà nieprzydatne do modelowania stopy inflacji rocznej mierzonej

173

Inflacja jako wielomianowa funkcja luki produkcyjnej

Tabela 7

Wyniki testu Grangera dla wp∏ywu kwartalnych zmian ankietowych oczekiwaƒ inflacyjnych gospodarstw domowych na inflacj´ Przyrosty stopy inflacji mierzonej wskaênikiem HICP

Przyrosty stopy inflacji bazowej

Dpet+ r

Dpet+ r

0

0,02

0,06

1

0,28

0,04

2

0,26

0,01

3

0,87

0,13

s

èród∏o: Obliczenia w∏asne.

wskaênikiem HICP [M. Forsells, G. Kenny 2004; J.M. Berk 2002; Ch. Gerberding 2001]. Jednak wydaje si´, ˝e brak przydatnoÊci danych ankietowych powodowany jest g∏ównie strukturà wskaênika HICP. Na jego stosunkowo silne wahania wp∏ywajà przede wszystkim cz´ste zmiany cen ropy naftowej. Stàd te˝ trudno jest modelowaç inflacj´ z komponentem zale˝nym w du˝ej mierze od czynników losowych.

Z dalszych badaƒ wy∏àczamy inflacj´ mierzonà wskaênikiem HICP z uwagi na brak podstaw do wnioskowania o jej zale˝noÊci od luki produkcyjnej, a tak˝e oczekiwaƒ inflacyjnych.

Reasumujàc, wst´pne analizy sugerujà, ˝e luka produkcyjna w sferze przemys∏u jest istotnà zmiennà wyjaÊniajàcà inflacj´ bazowà w strefie euro. Ponadto mo˝na zaobserwowaç stosunkowo s∏abszà zale˝noÊç przyrostu stopy inflacji bazowej od luki produkcyjnej w ca∏ej gospodarce. Otrzymane wyniki pozwalajà sàdziç, ˝e inflacja bazowa determinowana jest g∏ównie wahaniami produkcji przemys∏owej.

Rysunek 3

Luka produkcyjna w przemyÊle (yt – 2 ) oraz inflacja bazowa (D pt) 0,8

%

%

90

0,6

88

0,4

86

0,2

84

0,0

82

–0,2

80

–0,4

78

–0,6

76 06

92

94 Dp t

96

98

(LS)

00

02 04 yt – 2 (PS)

1,0

%

0,5 ti Dp t

0,0 –0,5 –1,0 76

% 78

LS – lewa oÊ uk∏adu wspó∏rz´dnych, PS – prawa oÊ uk∏adu wspó∏rz´dnych. èród∏o: Opracowanie w∏asne.

80

82 yt – 2

84

86

174

Renata Grz´da Latocha

Na podstawie obserwacji korelogramu (rys. 3) przypuszczamy, ˝e w okresie badania istnieje nieliniowa forma zale˝noÊci przyrostu stopy inflacji bazowej (Dp t ) od luki produkcyjnej w przemyÊle opóênionej o dwa kwarta∏y (y t – 2). Wp∏yw luki produkcyjnej w ca∏ej gospodarce na przyrost stopy inflacji bazowej wydaje si´ liniowy (rys. 4).

Rysunek 4

Luka produkcyjna w ca∏ej gospodarce (yt – 2 ) oraz inflacja bazowa (D pt) 0,8 0,6 0,4 0,2 0,0 –0,2 –0,4 –0,6 –0,8

%

0,8

88

%

%

0,6 86

0,4

Dp t

84

ti

0,2 0,0

82 –0,2 0

%

–0,4

96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 yt – 2 (PS) Dp t (LS)

80

82

84 yt – 2

86

88

LS – lewa oÊ uk∏adu wspó∏rz´dnych, PS – prawa oÊ uk∏adu wspó∏rz´dnych. èród∏o: Opracowanie w∏asne.

Równie˝ na podstawie korelogramu mo˝na przypuszczaç (rys. 5), ˝e przyrost stopy inflacji bazowej (Dpt ) jest liniowà funkcjà teraêniejszych oczekiwaƒ inflacyjnych o inflacji za dwa kwarta∏y (Dpet+ 2).

Rysunek 5

Oczekiwania inflacyjne gospodarstw domowych (D pet + 2 ) oraz inflacja bazowa (D pt) 0,8

20

%

%

0,6

15

0,4

10

0,2

5

0,0

0

–0,2

–5

–0,4

–10

–0,6

–15 92

94

Dp t

96

98

(LS)

00

02

04

06

1,0

%

0,5 Dp t D 0,0 –0,5 %

–1,0 15

10

Dp te+ 2 (PS)

LS – lewa oÊ uk∏adu wspó∏rz´dnych, PS – prawa oÊ uk∏adu wspó∏rz´dnych. èród∏o: Opracowanie w∏asne.

5

0

Dp te+ 2

5

10

Inflacja jako wielomianowa funkcja luki produkcyjnej

175

III. Estymacja parametrów wkl´s∏o-wypuk∏ej krzywej Phillipsa w strefie euro Do oszacowania parametrów równania (11) stosujemy metod´ najmniejszych kwadratów (MNK). Eksperymenty estymacyjne przeprowadzamy dla inflacji bazowej w dwóch wariantach; w pierwszym z lukà produkcyjnà w ca∏ej gospodarce, a w drugim z lukà produkcyjnà w przemyÊle.

Wyniki estymacji (tab. 8) potwierdzajà wst´pne analizy przeprowadzone w pkt. II. Mo˝na wnioskowaç, ˝e dla luki produkcyjnej w ca∏ej gospodarce zmodyfikowana krzywa Phillipsa (11) przekszta∏ca si´ w lini´ prostà. Brak potwierdzenia nieliniowej formy zale˝noÊci inflacji od luki produkcyjnej na podstawie w∏asnego wskaênika wykorzystania mocy produkcyjnych w przemyÊle i us∏ugach mo˝e wynikaç z tego, ˝e inflacja bazowa w strefie euro w badanym okresie determinowana by∏a przede wszystkim wahaniami produkcji przemys∏owej. Waga przemys∏u w naszym wskaêniku jest trzykrotnie mniejsza od wagi us∏ug [R. Grz´da Latocha 2005b]. Wydaje si´ wi´c, ˝e nasz wskaênik jest mniej przydatny w analizie inflacji bazowej w strefie euro ni˝ publikowany przez Komisj´ Europejskà wskaênik wykorzystania mocy produkcyjnych w przemyÊle.

Wyniki estymacji z lukà produkcyjnà w przemyÊle (tab. 9) sugerujà wkl´s∏o-wypuk∏à krzywà Phillipsa w strefie euro. Wspó∏czynniki wielomianu (11) stojàce przy Tabela 8

Wyniki estymacji parametrów równania (11) z lukà produkcyjnà w ca∏ej gospodarce Metoda estymacji: MNK Próba po dostosowaniu: IV kwarta∏ 1995–II kwarta∏ 2005 Liczba obserwacji po dostosowaniu próby: 39 Parametry Ocena B∏àd standardowy Statystyka testu parametru oceny parametru t-Studenta bo –1,88 1,39 –1,35

q2,l

Poziom istotnoÊci 0,18

0,02

0,02

1,34

0,19

0,01

0,01

2,24

0,03

2

Âa

r

r =1

Statystyki opisowe regresji R2 Skorygowane R2

0,24 0,20

WartoÊç Êrednia zmiennej objaÊnianej Odchylenie standardowe Êredniej objaÊnianej

–0,03 0,20

B∏àd standardowy regresji

0,18

Kryterium informacyjne Akaike’a

–0,55

Suma kwadratów reszt

1,13

Kryterium Schwartza

–0,42

Log ilorazu wiarygodnoÊci

13,72

Statystyka testu F

5,79

Statystyka Durbina-Watsona

1,56

Poziom istotnoÊci

0,01

Test Jarque-Bera dla reszt

0,24

èród∏o: Obliczenia w∏asne.

176

Renata Grz´da Latocha

Tabela 9

Wyniki estymacji parametrów równania (11) z lukà produkcyjnà w przemyÊle Metoda estymacji: MNK Próba po dostosowaniu: II kwarta∏ 1991–II kwarta∏ 2005 Liczba obserwacji po dostosowaniu próby: 57 Parametry Ocena B∏àd standardowy Statystyka testu parametru oceny parametru t-Studenta bo –1861,44 1049,64 –1,77

Poziom istotnoÊci 0,08

q2,l

68,73

38,73

1,77

0,08

q2,2

–0,85

0,48

–1,78

0,08

q2,3

0,00

0,00

1,78

0,08

0,01

0,00

1,84

0,07

2

Âa

r

r =1

Statystyki opisowe regresji R2

0,41

WartoÊç Êrednia zmiennej objaÊnianej

–0,04

Skorygowane R2

0,37

Odchylenie standardowe Êredniej objaÊnianej Kryterium informacyjne Akaike’a Kryterium Schwartza Statystyka testu F Poziom istotnoÊci

0,20 –0,74 –0,56 9,14 0,00

B∏àd standardowy regresji Suma kwadratów reszt Log ilorazu wiarygodnoÊci Statystyka Durbina-Watsona Test Jarque-Bera dla reszt

0,16 1,33 26,18 1,93 0,41

èród∏o: Obliczenia w∏asne.

luce produkcyjnej w przemyÊle, opóênionej o dwa kwarta∏y (y t – 2), spe∏niajà warun2 ≥ 0 oraz q ki: 3 q2,3q2,1 – q2,2 2,3 > 0. Jednak luka produkcyjna w przemyÊle, neutralna wobec nat´˝enia inflacji bazowej, nie oscyluje w pobli˝u punktu przegi´cia funkcji (11). Sàdzimy, ˝e poziom wykorzystywanych mocy produkcyjnych w przemyÊle w strefie euro by∏ w okresie badania Êrednio poni˝ej poziomu efektywnego, tj.

NAICU. Obliczona w pracy Êrednia wartoÊç luki produkcyjnej w przemyÊle w badanym okresie wynosi∏a oko∏o –2,03%.

Rysunek 6 przedstawia graficznie funkcj´ (11) inflacji bazowej z lukà produkcyjÊ -2q 2 ,2 Ê -2q 2 ,2 ˆ ˆ , fÁ nà w sferze przemys∏u. Punkt przegi´cia (P) Á ˜ ˜ funkcji inflacji Ë 6q 2 ,3 Ë 6q 2 ,3 ¯ ¯ bazowej odpowiada wykorzystywanym mocom produkcyjnym w przemyÊle na poziomie oko∏o 81%. Natomiast produkcj´ efektywnà, rozumianà w niniejszej pracy jako wolumen zrealizowanej produkcji w Êrednim okresie odpowiadajàcy zerowym przyrostom inflacji, mo˝na by∏o osiàgnàç przy wykorzystaniu mocy produkcyjnych na poziomie oko∏o 84% (y t – 2, 0). WartoÊç ta jest zbli˝ona do wyników dla USA, gdzie oblicza si´, ˝e NAICU w sferze przemys∏u waha si´ w przedziale oko∏o 7 8,5–8 3,5% [K.M. Emery, Ch.P. Chang 1997, s. 17, C. Corrado, J. Mattey 1997, s. 157].

177

Inflacja jako wielomianowa funkcja luki produkcyjnej

Rysunek 6

Inflacja bazowa jako wielomianowa funkcja luki produkcyjnej w przemyÊle d pt = –1861,44 + 68,73yt – 2 – 0,85y2t – 2 + 0,003y2t – 2 Dp (%) 0,4

0,2 NAICU

0,0 –0,2 –0,4 –0,6 –0,8 76

78

80

82

84

86

y

y (stopieƒ wykorzystania mocy produkcyjnych w %) èród∏o: Opracowanie w∏asne.

Reasumujàc, otrzymane rezultaty estymacyjne sugerujà, ˝e wraz ze wzrostem zrealizowanej produkcji przemys∏owej powy˝ej produkcji efektywnej stopa inflacji bazowej roÊnie w tempie rosnàcym. Z kolei w warunkach s∏abnàcej aktywnoÊci gospodarczej poczàtkowo stopa inflacji bazowej spada stosunkowo umiarkowanie, a w najni˝szych punktach koniunktury przemys∏owej – spada w tempie rosnàcym.

Podsumowanie 1. W modyfikacjach krzywej Phillipsa uwzgl´dniono wp∏yw oczekiwaƒ inflacyjnych na inflacj´ oraz okreÊlono kszta∏t krzywej dla okresu krótkiego i d∏ugiego. Poszerzono równie˝ zwiàzek inflacji i koniunktury o teori´ stopy bezrobocia nieprzyspieszajàcej tempa wzrostu cen – NAIRU. Sàdzimy jednak, ˝e ustalenie iloÊciowych prawid∏owoÊci mi´dzy inflacjà a koniunkturà mo˝e zale˝eç od zbadania neutralnego wobec nat´˝enia inflacji stopnia wykorzystania potencja∏u produkcyjnego – NAICU. 2. Na podstawie publikowanych, przetworzonych danych ankietowych opisujàcych agregat 12 krajów Eurosystemu statystycznie najlepiej uda∏o si´ wyjaÊniç inflacj´ bazowà. Wp∏yw luki produkcyjnej w ca∏ej gospodarce na inflacj´ bazowà, przy uwzgl´dnieniu oczekiwaƒ inflacyjnych, mo˝na opisaç funkcjà liniowà. Z kolei w analizie inflacji bazowej i luki produkcyjnej w przemyÊle, przy uwzgl´dnieniu oczekiwaƒ inflacyjnych, sprawdzi∏a si´ koncepcja wkl´s∏o-wypuk∏ej krzywej Phillipsa, której

178

Renata Grz´da Latocha

punkt przegi´cia znajduje si´ znacznie poni˝ej efektywnych zdolnoÊci produkcyjnych.

3. Wed∏ug zaproponowanego w pracy wielomianu stopnia trzeciego punkt przegi´cia funkcji inflacji bazowej odpowiada wykorzystywanym mocom produkcyjnym w przemyÊle na poziomie oko∏o 81%. Natomiast produkcj´ efektywnà, rozumianà jako wolumen zrealizowanej produkcji w Êrednim okresie odpowiadajàcy zerowym przyrostom inflacji, mo˝na by∏o osiàgnàç przy wykorzystaniu mocy produkcyjnych na poziomie oko∏o 84%. Mo˝na wi´c wnioskowaç, ˝e poziom wykorzystywanych mocy produkcyjnych w przemyÊle w strefie euro by∏ w badanym okresie Êrednio poni˝ej poziomu efektywnego.

4. Otrzymane rezultaty badawcze sugerujà, ˝e monitorowanie luki produkcyjnej, a tak˝e oczekiwaƒ inflacyjnych za pomocà ankietowych testów koniunktury mo˝e odgrywaç zasadniczà rol´ w podejmowaniu dzia∏aƒ stabilizujàcych stop´ inflacji na ustalonym poziomie. Wydaje si´, ˝e w dalszych badaniach nale˝a∏oby zweryfikowaç zmodyfikowanà krzywà Phillipsa dla ka˝dego kraju Eurosystemu. P∏ynàce stàd wnioski mogà byç istotne dla okreÊlenia efektywnej polityki pieni´˝nej Europejskiego Banku Centralnego.

Tekst wp∏ynà∏ 27 czerwca 2006 r.

Bibliografia Adamowicz E., Dudek S., Walczyk K., The Use of Business Survey Data in Macroeconomic Analysis and Forecasting, w: Composite Indicators of Business Activity for Macroeconomic Analysis, red. Z. Matkowski, Papers and Proceedings Research Institute of Economic Development, Szko∏a G∏ówna Handlowa, Warszawa 2004.

Bagliano F.C., Morana C., Measuring US Core Inflation: A Common Trends Approach, „Journal of Macroeconomics” 2003, nr 25.

Berk J.M., Consumer’s Inflation Expectations and Monetary in Europe, „Contemporary Economic Policy” 2002, nr 20.

Bolt W., van Els P.J.A., Output Gap and Inflation in the EU, DNB Staff Reports 44, Netherlands Central Bank, Amsterdam 2000.

Business and Consumer Survey, European Commission, http://europa.eu.int/comm/economy_ finance/indicators/businessandconsumersurveys_en.htm/.

Claus I., Is the Output Gap Useful Indicator of Inflation, Reserve Bank of New Zealand, Discussion Paper No. DP2000/05.

Cogley T., A Simple Adaptive Measure of Core Inflation, Journal of Money, „Credit and Banking” 2002, nr 1.

Corrado C., Mattey J., Capacity Utilization, „Journal of Economic Perspectives” 1997, nr 1.

Dupasquier Ch., Ricketts N., Non-Linearities in the Output-Inflation Relationship, w: Price Stability, Inflation Targets, and Monetary Policy, Proceedings of a conference held by the Bank of Canada, May 1997, Bank of Canada, Ottawa 1998.

Emery K.M., Chang Ch.P., Is There a Stable Relationship Between Capacity Utilization and Inflation, Federal Reserve Bank of Dallas, Economic Review, First Quarter, Dallas 1997.

Inflacja jako wielomianowa funkcja luki produkcyjnej

179

Eviews 4 User’s Guide, Quantitative Micro Software, Irvine, Boston 2000.

Filardo A.J., New Evidence on the Output Cost of Fighting Inflation, „Economic Review” Kansas City, trzeci kwarta∏ 1998.

Forsells M., Kenny G., Survey Expectations, Rationality and Dynamics of Euro Area Inflation, „Journal of Business Cycle Measurement and Analysis” 2004, nr 1.

Gerberding Ch., Der Informationsgehalt von Umfragedaten zur erwarteten Preisentwicklung für die Geldpolitik, Diskussionspaper No. 09/01, Volkswirtschaftliches Forschungszentrum der Deutschen Bundesbank, Frankfurt am Main 2001.

Gerlach S., Svensson L.E.O, Money and Inflation in the Euro Area: A Case for Monetary Indicators?, „Journal of Monetary Economics” 2003, nr 5 0.

Gibbs D., Potential Output: Concepts and Measurement, „Labour Market Bulletin” 1995, nr 1.

Grz´da Latocha R., Ekonometryczna analiza inflacji w strefie euro, „WiadomoÊci Statystyczne” 2005a, nr 7.

Grz´da Latocha R., Ekonometryczna analiza koniunktury gospodarczej w krajach strefy euro, „Ekonomista” 2005b, nr 5.

Grz´da Latocha R., Nerb G., Modelling Short-Term Interest Rates in the Euro Area Using Business Survey Data, „Journal of Business Cycle Measurement and Analysis” 2004, nr 1.

Ifo Survey Data in Business Cycle and Monetary Policy Analysis, red. J.-E. Sturm, T. Wollmershäuser, Series: Contributions to Economics, XII, Springer, Heidelberg 2005.

Internetowy serwis informacyjny NBP, Metodologia liczenia inflacji bazowej, http://www.nbp.pl/statystyka/bazowa/metodologia.pdf/.

Kanoh S., Li Z.D., A Method of Exploring the Mechanism of Inflationary Expectations Based on Qualitative Survey Data, „Journal of Business and Economic Statistics” 1990, nr 8.

Kennedy J.E., An Analysis of Time-Series Estimates of Capacity Utilization, „Journal of Macroeconomics” 1998, nr 1.

Marey P.S., Exchange Rate Expectations: Evidence from an Artificial Economy, Econometric Society World Congress 2000 Contributed Papers, Seattle, Washington 2000, http://fmwww.bc.edu/RePEc/es2000/0665.pdf/.

Mehra Y.P., Some Key Empirical Determinants of Short-Term Nominal Interest Rates, Federal Reserve Bank of Richmond, „Economic Quarterly” 1995, nr 3.

Monthly Bulletin, July, European Central Bank, Frankfurt am Main 2001.

Morin N., Stevens J., Estimating Capacity Utilization from Survey Data, Finance and Economics Discussion Series, Federal Reserve Board, Washington 2004.

Nelson E., The Future of Monetary Aggregates in Monetary Policy Analysis, „Journal of Monetary Economics” 2003, nr 50.

New Cronos, Eurostat, http://europa.eu.int/newcronos/.

Osiƒska M., Ekonometryczne modelowanie oczekiwaƒ gospodarczych, Wydawnictwo Uniwersytetu im. Miko∏aja Kopernika w Toruniu, Toruƒ 2000.

Podstawy ekonomii, red. R. Milewski, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa 1998.

Roberts J., Keynesian Economics and the Phillips Curve, „Journal of Money, Credit and Banking” 1995, nr 4.

Semmler W., Zhang W., Monetary Policy with Nonlinear Phillips Curve and Endogenous NAIRU, Comparative Empirical Macroeconomics, Working Paper No. 2004/55, http://www.newschool.edu/gf/cem/papers/wp/no_55.pdf/.

Smith J.K., Weighted Median Inflation: Is This Core Inflation?, „Journal of Money, Credit and Banking” 2004, nr 2.

Steinsson J., Optimal Monetary Policy in an Economy with Inflation Persistence, „Journal of Monetary Economics” 2003, nr 50.

180

Renata Grz´da Latocha

Svensson L.E.O., The First Year of the Eurosystem: Inflation Targeting or Not?, „American Economic Review” 2000, nr 90.

Svensson L.E.O., Woodford M., Indicator Variables for Optimal Policy, „Journal of Monetary Economics” 2003, nr 50.

The Joint Harmonised EU Programme of Business and Consumer Surveys, European Economy No. 6, European Commission, Brussels 1997.

The Joint Harmonised EU Programme of Business and Consumer Surveys User Guide, European Commission, Brussels 2004, http://europa.eu.int/comm/economy_finance/ indicators/business_consumer_surveys/userguide_en.pdf/.

Welfe A., Inflacja i rynek, Paƒstwowe Wydawnictwo Ekonomiczne, Warszawa 1993.

Welfe W., Welfe A., Ekonometria stosowana, Polskie Wydawnictwo Ekonomiczne, Warszawa 2004.

Wojtyna A., Szkice o polityce pieni´˝nej, Polskie Wydawnictwo Ekonomiczne, Warszawa 2004.

Woêniak P., Inflacja bazowa, Biblioteka CASE, Warszawa 2002.

INFLATION AS A POLYNOMIAL FUNCTION OF PRODUCTION GAP Summary It is attempted to verify a hypothesis that inflation is a concave-convex function of production gap. A sample of statistics from 12 economies of the Euro zone provided the basis of the study. The values of estimated parameters of base inflation function suggest that under condition of a positive production gap, inflation rate increases at accelerated pace while it fastly decreases during low industrial cycle. The study supports a guess that on average industrial capacities were utilized at a level of ca 81%. The effective output (defined here as the volume of products sold during a medium term on condition that inflation increases are zero) could have been attained if capacities were utilized at the level of some 84%.

Я

Я О

А О

О О

АЯ О О А

У А

Я

езюме статье анализируется гипотеза, говорящая о том, что инфляция является вогнуто-выпуклой функцией производственного разрыва. сследования были проведены на выборке 12-ти стран вросистемы. Оценочные параметры функции базовой инфляции показывают, что в зоне евро в условиях положительного производственного разрыва в сфере промышленности, норма базовой инфляции растёт ускоренными темпами, а в более низких точках промышленной конъюнктуры – ускоряется ее сокращение. Оценочные результаты говорят о том, что в зоне евро за исследуемый период средняя степень использования производственных мощностей в промышленности составила около 81%. свою очередь, эффективную продукцию, под которой в статье понимается объем реализованной продукции в средний период, отвечающий нулевым приростам инфляции, можно было бы достичь при использовании производственного потенциала на уровне около 84%.

PIOTR KRAJEWSKI * MICHA¸ MACKIEWICZ **

D∏ugookresowy wp∏yw polityki fiskalnej na stop´ inwestycji*** Oddzia∏ywanie polityki fiskalnej na gospodark´ obejmuje zarówno wp∏yw na kszta∏towanie si´ PKB w ramach cyklu koniunkturalnego, jak i oddzia∏ywanie na d∏ugookresowy wzrost gospodarczy. Pierwszy z wymienionych kana∏ów przez kszta∏towanie zagregowanego popytu mo˝e przyczyniaç si´ do z∏agodzenia wahaƒ koniunktury. W d∏ugim okresie natomiast stopieƒ ekspansywnoÊci polityki fiskalnej oraz wzgl´dna wielkoÊç sektora finansów publicznych (nazywana cz´sto stopà fiskalizacji gospodarki) mogà m.in. przez wp∏yw na inwestycje, oddzia∏ywaç na tempo d∏ugookresowego wzrostu gospodarczego.

Celem artyku∏u jest empiryczna ocena kierunku i si∏y d∏ugookresowego oddzia∏ywania polityki fiskalnej na stop´ inwestycji.

I. Wp∏yw deficytu bud˝etowego i podatków na inwestycje 1. Deficyt bud˝etowy Pierwszym rozwa˝anym instrumentem d∏ugookresowego oddzia∏ywania polityki fiskalnej na gospodark´ jest deficyt bud˝etowy. Wià˝àca si´ z jego finansowaniem poda˝ obligacji, podwy˝szajàc poziom rynkowych stóp procentowych, zmniejsza zainteresowanie inwestycjami w realnà sfer´ gospodarki (jest to tzw. efekt wypy*

Dr Piotr Krajewski – Instytut Ekonomii, Uniwersytet ¸ódzki.

Dr Micha∏ Mackiewicz – Instytut Ekonomii, Uniwersytet ¸ódzki. *** Praca naukowa finansowana ze Êrodków bud˝etowych na nauk´ w latach 2005–2007 jako projekt badawczy 1 H02C 020 28 „Próby naprawy finansów publicznych w Polsce – przyczyny i konsekwencje niepowodzeƒ”. **

182

Piotr Krajewski, Micha∏ Mackiewicz

chania). Obligacje cechujà si´ niskim poziomem ryzyka, ma∏ymi kosztami transakcyjnymi i mo˝liwoÊcià zakupu niewielkich nomina∏ów, co mo˝e dodatkowo powodowaç, ˝e przy takiej samej stopie zysku sà one cz´sto dla inwestorów atrakcyjniejsze ni˝ inwestycje w sfer´ realnà. Nast´puje wtedy przesuni´cie oszcz´dnoÊci od inwestycji w realnà sfer´ gospodarki w stron´ skarbowych papierów wartoÊciowych.

Si∏a wp∏ywu deficytu bud˝etowego na kszta∏towanie si´ inwestycji zale˝y od tego, z jakim nasileniem wyst´puje zjawisko tzw. ekwiwalencji ricardowskiej [R. Barro 1974]. Zgodnie z tà koncepcjà, obni˝ka podatków, której towarzyszy wzrost deficytu bud˝etowego, nie prowadzi do wzrostu konsumpcji, a wi´c nie ma charakteru ekspansywnego. Wynika to z faktu, ˝e gospodarstwa domowe, oczekujàc w przysz∏oÊci wy˝szych podatków koniecznych do sp∏acenia zaciàgni´tego d∏ugu, zwi´kszajà na ich poczet oszcz´dnoÊci. W takim przypadku pojawienie si´ deficytu bud˝etowego nie powoduje wzrostu stóp procentowych (gdy˝ towarzyszy mu taki sam co do wielkoÊci wzrost oszcz´dnoÊci prywatnych), a zatem i nie oddzia∏uje niekorzystnie na poziom inwestycji. Je˝eli jednak ekwiwalencja ricardowska nie wyst´puje lub zachodzi jedynie w niewielkim stopniu, wówczas dochodzi do efektu wypychania inwestycji, co mo˝e mieç niekorzystny wp∏yw na mo˝liwoÊci d∏ugookresowego wzrostu gospodarczego.

Wyniki badaƒ dotyczàcych wyst´powania bàdê niewyst´powania ekwiwalencji ricardowskiej nie sà jednoznaczne i pozostajà w znacznym stopniu uzale˝nione od przyj´tego modelu. Rezultaty oparte na teorii dochodu permanentnego wskazujà na uwzgl´dnianie przez konsumentów przysz∏ego kszta∏towania si´ podatków, a w rezultacie na wyst´powanie opisywanego zjawiska. RównoczeÊnie w istniejàcej literaturze wskazuje si´ na wiele przyczyn, które powodujà, ˝e deficyt bud˝etowy mo˝e oddzia∏ywaç na poziom stóp procentowych, a zatem i na zdolnoÊç gospodarki do akumulacji kapita∏u. Wskazuje si´ m.in., ˝e konsumenci nie ˝yjà wiecznie, a wi´c zaciàgni´cie d∏ugu w chwili obecnej jest dla nich okazjà do zwi´kszenia konsumpcji kosztem przysz∏ych pokoleƒ, które b´dà musia∏y ten d∏ug sp∏aciç. Ponadto ró˝nica mi´dzy oprocentowaniem d∏ugu publicznego i prywatnych oszcz´dnoÊci mo˝e powodowaç, ˝e bie˝àcy deficyt zwi´ksza ∏àczny zasób do dyspozycji typowego gospodarstwa domowego, a wi´c i jego konsumpcj´. Ponadto zaciàgni´cie zobowiàzaƒ przez paƒstwo mo˝e stanowiç okazj´ do zwi´kszenia chwilowej konsumpcji przez niektórych konsumentów, którzy nie mogli sobie na to pozwoliç ze wzgl´du na istniejàce ograniczenia p∏ynnoÊci. WÊród innych przyczyn tego, ˝e hipoteza ekwiwalencji ricardowskiej mo˝e nie odpowiadaç rzeczywistoÊci, wymienia si´ równie˝ nie w pe∏ni racjonalne post´powanie konsumentów, którzy, zamiast optymalizacji, mogà kierowaç si´ uproszczonymi sposobami post´powania. Przeglàd i stosunkowo obszernà dyskusj´ nad przydatnoÊcià omawianej koncepcji przedstawia D. Romer [2000]. Autor ten konkluduje, ˝e chocia˝ ekwiwalencja stanowi atrakcyjnà propozycj´ teoretycznà, to badania empiryczne wskazujà na istnienie istotnego wp∏ywu polityki fiskalnej na konsumpcj´ i, co za tym idzie, na ∏àczny popyt. Konkluzja ta znajduje równie˝ potwierdzenie w badaniach przedstawionych w dalszej cz´Êci niniejszego opracowania.

D∏ugookresowy wp∏yw polityki fiskalnej na stop´ inwestycji

183

Niektórzy autorzy wskazujà ponadto, ˝e znaczna nierównowaga bud˝etowa mo˝e pogorszyç oczekiwania dotyczàce stabilnoÊci finansów publicznych, co zazwyczaj przyczynia si´ do zmniejszenia zainteresowania inwestorów danà gospodarkà i znajduje odzwierciedlenie we wzroÊcie premii za ryzyko. Negatywny wp∏yw zwi´kszonej poda˝y obligacji na inwestycje jest szczególnie silny, gdy wzrost stóp procentowych przyczynia si´ do znacznego ograniczenia popytu. W takiej sytuacji inwestycje stajà si´ mniej op∏acalne zarówno ze wzgl´du na wy˝sze stopy procentowe, jak i ze wzgl´du na ni˝sze prognozy rozwoju danej gospodarki.

Utrzymujàcy si´ deficyt bud˝etowy powoduje dodatkowo akumulacj´ d∏ugu publicznego i zwi´kszenie kosztów jego obs∏ugi. Wzrost kosztów obs∏ugi d∏ugu cz´sto prowadzi do wyparcia innych rodzajów wydatków publicznych. Z przyczyn prawnych oraz spo∏eczno-politycznych trudno jest ograniczyç wydatki o charakterze socjalnym, jak równie˝ wydatkiem z góry zdeterminowane (tzw. sztywne). Relatywnie naj∏atwiej natomiast dokonaç redukcji wydatków inwestycyjnych, a wi´c tych wydatków publicznych, które w najwi´kszym stopniu oddzia∏ujà na poda˝owà stron´ gospodarki i przyczyniajà si´ do d∏ugookresowego wzrostu gospodarczego. Poj´cie wydatków inwestycyjnych nale˝y tu rozumieç szeroko – nie tylko jako wydatki na infrastruktur´, lecz równie˝ jako wydatki na powi´kszenie kapita∏u ludzkiego, takie jak nak∏ady na s∏u˝b´ zdrowia i edukacj´.

2. Podatki Poziom podatków oddzia∏uje na kszta∏towanie si´ inwestycji przede wszystkim przez obni˝enie kraƒcowego dochodu z kapita∏u. Opodatkowanie dochodów z kapita∏u wià˝e si´ z powstaniem tzw. klina podatkowego, czyli ró˝nicy mi´dzy kosztami kapita∏u ponoszonymi przez przedsi´biorstwa a dochodami, jakie kapita∏ przynosi jego w∏aÊcicielom. Istnienie tej ró˝nicy powoduje zarówno obni˝enie oszcz´dnoÊci, jak i zmniejszenie inwestycji.

Istnieje kilka mechanizmów, które powodujà obni˝enie oszcz´dnoÊci. Dzieje si´ tak przez: zmniejszenie przychodu z oszcz´dnoÊci – zw∏aszcza ˝e podstawà opodatkowania jest z regu∏y dochód nominalny, nie zaÊ realny, co w warunkach istnienia inflacji oznacza cz´sto bardzo wysokie opodatkowanie w uj´ciu realnym, zmniejszenie dochodu do dyspozycji w okresie wysokich dochodów (w wieku produkcyjnym), czyli okresie, w którym generowane sà oszcz´dnoÊci1 , cz´Êciowe wyrównanie poziomu dochodów w ciàgu ˝ycia przez przesuni´cie cz´Êci dochodów z okresu pracy na okres emerytury – emerytury finansowa1 Zgodnie z teorià cyklu ˝ycia, zaproponowanà przez F. Modiglianiego [R. Brumberg, F. Modigliani 1954; A. Ando, F. Modigliani 1957], wiek produkcyjny jest okresem uzyskiwania dochodów, wykorzystywanym przez racjonalnych konsumentów do gromadzenia oszcz´dnoÊci, których celem jest przede wszystkim finansowanie konsumpcji w okresie emerytalnym.

184

Piotr Krajewski, Micha∏ Mackiewicz

ne sà w znacznym stopniu z podatków (lub wp∏at na obowiàzkowy system ubezpieczeƒ spo∏ecznych, majàcych charakter parapodatków), zwi´kszenie zabezpieczenia w przypadku straty dochodu – finansowane z podatków Êwiadczenia spo∏eczne zmniejszajà niepewnoÊç co do przysz∏ych dochodów [W. Leibfritz, J. Thornton, A. Bibbee 1997; P. van den Noord, Ch. Heady 2002], relatywne obni˝enie w przypadku podatków progresywnych2 dochodów osób zamo˝niejszych, które cechujà si´ z regu∏y wy˝szà kraƒcowà sk∏onnoÊcià do oszcz´dzania ni˝ osoby mniej zamo˝ne3 .

Negatywny wp∏yw opodatkowania na oszcz´dnoÊci znajduje potwierdzenie w badaniach empirycznych przeprowadzone m.in. przez V. Tanziego i H.H. Zee [1998].

Zgodnie z otrzymanymi przez nich wynikami, w krajach OECD wysoki udzia∏ dochodów podatkowych w PKB w statystycznie istotny sposób wp∏ywa na stop´ oszcz´dnoÊci gospodarstw domowych. Szczególnie silny negatywny wp∏yw podatków na oszcz´dnoÊci Tanzi i Zee uzyskali w przypadku podatków dochodowych.

WysokoÊç opodatkowania, oprócz wywierania wp∏ywu na poziom oszcz´dnoÊci, wp∏ywa równie˝ bezpoÊrednio na poziom inwestycji. Odbywa si´ to przez zwi´kszenie progu op∏acalnoÊci inwestycji. Przy wy˝szych podatkach wy˝sza musi byç stopa zwrotu przed opodatkowaniem z dodatkowej inwestycji, by otrzymaç okreÊlonà wysokoÊç stopy zwrotu po opodatkowaniu. Wed∏ug raportu OECD [Links… 2000] zwi´kszenie relacji dochodów podatkowych do PKB o 1 pkt proc. powoduje w d∏ugim okresie, przez negatywny wp∏yw na inwestycje, zmniejszenie PKB na jednego mieszkaƒca o 0,3–0,4%.

Nale˝y na koƒcu zauwa˝yç, ˝e wysokoÊç stawki podatku dochodowego od osób prawnych nie jest przy tym najwa˝niejszym czynnikiem wp∏ywajàcym na op∏acalnoÊç inwestowania. Na op∏acalnoÊç inwestycji wp∏ywa efektywne opodatkowanie inwestycji, które zazwyczaj zale˝y od jej formy finansowania. Finansowanie inwestycji z d∏ugu jest l˝ej opodatkowane ni˝ finansowanie inwestycji ze Êrodków w∏asnych, natomiast finansowanie inwestycji nowà emisjà akcji jest z regu∏y wy˝ej opodatkowane ni˝ finansowanie inwestycji z zysku [W. Leibfritz, J. Thornton, A. Bibbee 1997].

2 Progresywne podatki, oprócz wp∏ywu na redystrybucj´ dochodu, mogà mieç równie˝ negatywny wp∏yw na poda˝ pracy, poniewa˝ wià˝à si´ z relatywnie wysokimi kraƒcowymi stopami podatkowymi. Ponadto progresja podatkowa zmniejsza stop´ zwrotu z akumulacji kapita∏u ludzkiego (utracona p∏aca podczas edukacji jest ni˝ej opodatkowana ni˝ wysoka p∏aca po zakoƒczeniu okresu nauki). Zarazem jednak wyeliminowanie progresji opodatkowania powodowaç mo˝e, ˝e efektywne stopy podatkowe (uwzgl´dniajàce Êwiadczenia spo∏eczne) b´dà najwy˝sze u osób ma∏o zarabiajàcych (gdy podejmowana jest praca, traci si´ zasi∏ek). Ponadto W. Leibfritz, J. Thornton i A. Bibbee [1997] wskazujà, ˝e zmniejszenie progresji podatkowej powodowaç mo˝e presj´ na wzrost p∏ac i w rezultacie ograniczenie popytu na prac´.

3 Wyst´puje równie˝ pozytywny wp∏yw redystrybucji dochodu na d∏ugookresowy wzrost gospodarczy. Z powodu niedoskona∏oÊci rynku kredytowego osoby biedne nie majà dost´pu do kredytu, co obni˝a im mo˝liwoÊç inwestycji w kapita∏ ludzki, nawet gdy stopa zwrotu z niego by∏aby wysoka. Redystrybucja dochodu, zwi´kszajàc dochody osób mniej zamo˝nych, zwi´ksza równie˝ mo˝liwoÊç ich inwestowania w kapita∏ ludzki.

D∏ugookresowy wp∏yw polityki fiskalnej na stop´ inwestycji

185

II. Prosty model teoretyczny Poni˝ej przedstawiony zosta∏ prosty model teoretyczny, pozwalajàcy na analiz´ wp∏ywu deficytu bud˝etowego i stopy podatkowej na przyrost kapita∏u. Opiera si´ on na modelu zawartym w opracowaniu N. Chalka i V. Tanziego [2002]4 .

W modelu przyj´to, ˝e gospodarka sk∏ada si´ z L identycznych gospodarstw domowych, które istniejà w dwóch okresach (t oraz t + 1) i które maksymalizujà funkcj´ u˝ytecznoÊci postaci: U ( ct , ct + 1 ) = ln ct + g lnct + 1 .

(1)

Przyj´to tu logarytmicznà, addytywnà funkcj´ u˝ytecznoÊci, która jest szczególnym przypadkiem ogólniejszej klasy funkcji ze sta∏à wzgl´dnà awersjà do ryzyka (CRRA – constant relative risk aversion). Cechà charakterystycznà takiej postaci funkcyjnej jest sta∏a kraƒcowa elastycznoÊç substytucji mi´dzy konsumpcjà bie˝àcà i przysz∏à, jak równie˝ równowa˝enie si´ efektu substytucyjnego i dochodowego zmian stopy procentowej. Maksymalizacja u˝ytecznoÊci dokonywana jest przy nast´pujàcych warunkach ograniczajàcych: ct + st = w t (1 - t ) ,

(2)

ct + 1 = Rt st (1 - t ),

(3)

gdzie: ct – konsumpcja gospodarstwa domowego, wt – stawka p∏ac za jednostk´ pracy, Rt – stopa zwrotu z inwestycji, t – stopa podatkowa (dla uproszczenia przyj´to, ˝e jednakowa stawka obowiàzuje dla dochodów z pracy i dochodów z oszcz´dnoÊci).

Rozwiàzaniem problemu maksymalizacyjnego jest poziom oszcz´dnoÊci gospodarstwa domowego5 :

g (4) w (1 - t ).

1+g t W tej sytuacji ∏àczne oszcz´dnoÊci w analizowanej gospodarce (St) wynoszà: st =

St = 4

g w (1 - t ) Lt .

1+g t

(5)

Odmiennie ni˝ w modelu przedstawionym w opracowaniu N. Chalka i V. Tanziego [2002] przyj´to, ˝e wysokoÊç wydatków publicznych nie wp∏ywa na kszta∏towanie si´ post´pu technicznego.

5 Przyj´cie funkcji u˝ytecznoÊci okreÊlonej równaniem (1) i za∏o˝enia, ˝e w przysz∏oÊci gospodarstwo domowe posiada dochody jedynie z oszcz´dnoÊci, powoduje, ˝e wysokoÊç oszcz´dnoÊci uzale˝niona jest jedynie od stawki p∏ac i stopy podatkowej. WysokoÊç oszcz´dnoÊci uzale˝niona jest od stopy procentowej przy przyj´ciu bardziej ogólnej funkcji u˝ytecznoÊci CES lub przyj´ciu za∏o˝enia, ˝e w przysz∏oÊci gospodarstwo domowe mo˝e posiadaç równie˝ inne dochody ni˝ dochody z oszcz´dnoÊci. Przyj´cie tych uogólnieƒ nie zmienia przy tym wniosków dotyczàcych kierunku wp∏ywu polityki fiskalnej na inwestycje.

186

Piotr Krajewski, Micha∏ Mackiewicz

Oszcz´dnoÊci mogà zostaç przeznaczone na inwestycje w kapita∏ rzeczowy lub na finansowanie deficytu bud˝etowego (zakup obligacji): St = Bt + 1 - Bt + K t + 1 - K t ,

(6)

gdzie: Kt – iloÊç kapita∏u rzeczowego6 , Bt – ∏àczna iloÊç obligacji w gospodarce (przyrost iloÊci obligacji Bt+1 – Bt równy jest deficytowi bud˝etowemu).

Stàd otrzymuje si´:

g w (1 - t ) Lt = Bt + 1 - Bt + K t + 1 - K t .

1+g t

(7)

Z kolei popyt na czynniki produkcji wyznaczyç mo˝na, rozwiàzujàc standardowy problem maksymalizacji zysku przedsi´biorstwa. Zysk stanowi ró˝nic´ mi´dzy wielkoÊcià produkcji a poziomem kosztów7 , przy czym przyj´to, ˝e funkcja produkcji ma postaç: Yt = K ta Lbt .

(8)

W takim przypadku zadaniem przedsi´biorstwa, które dzia∏a w warunkach doskona∏ej konkurencji, jest taki dobór nak∏adu czynników produkcji K i L, by maksymalizowaç funkcj´ zysku postaci:

p ( K t Lt ) = K ta Lbt - wt Lt - rt K t .

(9) Opierajàc si´ na warunkach koniecznych maksymalizacji funkcji dwóch zmiennych, otrzymuje si´ nast´pujàce równania popytu na kapita∏ i prac´: Yt Kt

(10)

Yt .

Lt

(11)

Rt = 1 + a wt = b

Podstawiajàc, po przekszta∏ceniach, równanie (11) do (7), otrzymuje si´:

g (1 - t )bYt = Bt + 1 - Bt + K t + 1 - K t , 1+g

(12)

czyli: K t+ 1 - K t = 6

g (1 - t )bYt - ( Bt + 1 - Bt ).

1+g

(13)

W celu uproszczenia przyj´to, ˝e nie wyst´puje deprecjacja kapita∏u.

Formalnie zysk stanowi ró˝nic´ mi´dzy przychodem a kosztami. Jednak w modelu mo˝na jedno z dóbr potraktowaç jako dobro numeraire, zaÊ ceny innych dóbr wyraziç w relacji do jego wartoÊci. W tym przypadku rol´ takà mo˝e spe∏niaç produkt, stàd jego cena jest równa 1, zaÊ przychód jest to˝samy z wielkoÊcià produkcji.

7

D∏ugookresowy wp∏yw polityki fiskalnej na stop´ inwestycji

187

Wynika stàd, ˝e zwi´kszenie deficytu bud˝etowego lub wzrost stopy podatkowej powoduje zmniejszenie przyrostu kapita∏u. Ograniczenie przyrostu kapita∏u (a wi´c zarazem ni˝szy poziom inwestycji) oznacza z kolei spowolnienie d∏ugookresowego tempa wzrostu PKB. Polityka fiskalna prowadzàca do wzrostu relacji dochodów publicznych do PKB lub utrzymywania si´ deficytu bud˝etowego prowadziç mo˝e zatem do spowolnienia wzrostu gospodarczego.

III. Specyfikacja modelu ekonometrycznego Zgodnie z przedstawionym modelem, polityka fiskalna mo˝e wywieraç wp∏yw na kszta∏towanie si´ inwestycji. Wp∏yw ten mo˝e byç bezpoÊredni, w sytuacji gdy sektor publiczny dokonuje bezpoÊrednich inwestycji w kapita∏ rzeczowy, lub poÊredni, przez kszta∏towanie si´ realnej stopy procentowej. Poniewa˝ wielkoÊç ∏àcznego strumienia inwestycji ustalana jest na rynku kapita∏owym, punktem wyjÊcia prowadzonej analizy jest to˝samoÊç, b´dàca warunkiem równowagi czàstkowej na tym rynku w ka˝dym okresie t, w kraju i: SG, it + S H , it + SW , it = I P , it + IG, it ,

(14)

gdzie: SG, SH i SW

– strumienie oszcz´dnoÊci sektora publicznego8 , krajowego sektora prywatnego oraz oszcz´dnoÊci netto pochodzàce z zagranicy (równe bilansowi na rachunku obrotów kapita∏owych), IP , IG – strumienie inwestycji dokonywanych przez sektor prywatny oraz publiczny.

Nale˝y zauwa˝yç, ˝e powy˝sza to˝samoÊç jest uogólnionà postacià równania (13), rozszerzonà o nap∏yw oszcz´dnoÊci zagranicznych, w której ponadto przyrost kapita∏u zdezagregowany zosta∏ pomi´dzy kapita∏ prywatny oraz publiczny.

Ze wzgl´du na istotne zalety prowadzenia analizy na podstawie szeregów stacjonarnych, zdecydowano si´ na sprowadzenie powy˝szych danych do stacjonarnoÊci przez podzielenie ich przez wartoÊç PKB w uj´ciu realnym Y it. W celu uproszczenia zapisu w dalszych przekszta∏ceniach pomini´te zosta∏y subskrypty t oraz i. Powy˝sza to˝samoÊç przybiera wi´c postaç: sG + s H + sW = iP + iG .

(15)

W analizie przyj´to, ˝e wszystkie wyst´pujàce na analizowanym rynku zale˝noÊci mogà byç w otoczeniu punktu równowagi przedstawione w postaci liniowej. Poniewa˝ sG oraz iG majà charakter zmiennych polityki gospodarczej, mogà byç traktowane jako egzogeniczne wzgl´dem modelu. Kszta∏towanie si´ pozosta∏ych sk∏adników oszcz´dnoÊci oraz inwestycji opisane jest równaniami o charakterze behawioralnym.

8

Nale˝y podkreÊliç, ˝e strumieƒ oszcz´dnoÊci sektora publicznego równy jest bie˝àcej nadwy˝ce sektora, tj. ró˝nicy mi´dzy dochodami a wydatkami bie˝àcymi (bez dochodów i wydatków kapita∏owych).

188

Piotr Krajewski, Micha∏ Mackiewicz

Zgodnie z przedstawionym modelem teoretycznym poziom oszcz´dnoÊci prywatnych uzale˝niony jest od stopy opodatkowania. Ponadto uogólnienie zastosowanej funkcji u˝ytecznoÊci (np. do postaci funkcji CRRA o sta∏ej wzgl´dnej awersji do ryzyka) powoduje, ˝e oszcz´dnoÊci zale˝ne sà równie˝ od poziomu stopy procentowej. Równanie stopy oszcz´dnoÊci sektora prywatnego otrzymuje zatem postaç: s H = a 0 + a 1 r - a 2t + e a ,

(16)

gdzie: r – poziom realnej stopy procentowej, t – przeci´tna stopa podatkowa, ea – zmienna losowa o pewnym identycznym, niezale˝nym rozk∏adzie, charakteryzujàcym si´ zerowà wartoÊcià oczekiwanà oraz sta∏à wariancjà.

Poziom oszcz´dnoÊci nap∏ywajàcych z zagranicy uzale˝niony jest od ró˝nicy mi´dzy poziomem krajowej oraz Êwiatowej stopy procentowej, a wi´c jest równie˝, podobnie jak oszcz´dnoÊci prywatne, funkcjà stopy procentowej. Ponadto, zgodnie z hipotezà konwergencji, nap∏yw oszcz´dnoÊci zagranicznych powinien zale˝eç negatywnie od poziomu rozwoju gospodarczego. Nap∏yw zagranicznych oszcz´dnoÊci zale˝eç mo˝e zarówno od stabilnoÊci gospodarki, jak równie˝ od stopnia jej otwartoÊci. Oszcz´dnoÊci zagranicy okreÊlone sà wi´c równaniem: sW = b 0 + b1 r - b 2 v - b 3 y + b 4 q + e b ,

(17)

gdzie: y – poziom wydajnoÊci pracy w relacji do Êredniej obliczonej dla grupy paƒstw wysoko rozwini´tych, v – miara niepewnoÊci przyj´ta jako zmiennoÊç (odchylenie standardowe) tempa wzrostu cen, q – miara otwartoÊci gospodarki równà sumie importu oraz eksportu w relacji do PKB, eb – zmienna losowa.

Ostatnim równaniem niezb´dnym do wyznaczenia równowagi strumieni na rynku kapita∏owym jest funkcja inwestycji sektora prywatnego. Inwestycje te zale˝à od poziomu realnej stopy procentowej, a tak˝e od stopnia niepewnoÊci w gospodarce.

Równanie inwestycji prywatnych przyjmuje postaç: iP = g 0 - g 1 r - g 2 v + e g .

(18)

Na podstawie równaƒ behawioralnych (16), (17), (18) oraz warunku równowagi (15) mo˝liwe jest wyznaczenie realnej stopy procentowej zapewniajàcej równoÊç oszcz´dnoÊci i inwestycji na krajowym rynku kapita∏owym. Stopa ta równa jest: r = (a 1 + b1 + g 1 )

-1

((a 0 + b 0 + g 0 ) + ( iG - sG ) + ( b 2 - g 2 ) v +

)

+a 2t + b 3 y - b 4 q + ( -e a - e b + e g ) .

(19)

D∏ugookresowy wp∏yw polityki fiskalnej na stop´ inwestycji

189

Je˝eli rynek kapita∏owy pozostaje w równowadze, to ∏àczna stopa inwestycji w danej gospodarce i = iP + iG, odpowiadajàca realnej stopie procentowej (19), równa jest: i p = d1d 2 + iG + d1 ( sG - iG ) - ((1 - d1 ) + d1g 2 )v - d1a 2 t - d1 b3 y + d1 b4 q + e , (20) gdzie d1 i d2 sà pewnymi sta∏ymi.

Po odj´ciu od obu stron stopy inwestycji sektora publicznego iG otrzymuje si´: iP = d 1d 2 + d 1 ( sG - iG ) - ((1 - d 1 ) + d 1g 2 ) v - d 1a 2t - d 1b 3 y + d 1b 4 q + e .

(21)

Co istotne, zmienna losowa e = d 1e a + d 1e b + (1 - d 1 )e g jest niezale˝na od pozosta∏ych zmiennych determinujàcych zmiennà zale˝nà, zaÊ jej wartoÊç oczekiwana jest równa 0, co pozwala na ekonometrycznà estymacj´ parametrów powy˝szego równania.

IV. Dane oraz metoda estymacji Estymacja parametrów postaci zredukowanej (21) zosta∏a oparta na danych panelowych obejmujàcych 27 krajów – paƒstwa Unii Europejskiej (z wyjàtkiem W´gier i Cypru9 ) oraz Norwegi´, Stany Zjednoczone, Kanad´, Australi´, Nowà Zelandi´ i Japoni´. Próba obejmuje lata 1960–2003, przy czym w rzeczywistoÊci szeregi czasowe sà zazwyczaj krótsze ze wzgl´du na brak porównywalnych danych, zw∏aszcza dla wczeÊniejszych okresów. Wszystkie informacje pochodzà z bazy danych Ameco gromadzonej przez Komisj´ Europejskà. Dost´pnoÊç danych dla poszczególnych krajów oraz Êrednie wartoÊci podstawowych statystyk przedstawione zosta∏y w tab. 2 i 3 w aneksie statystycznym.

WÊród zmiennych, których u˝ycie wynika wprost z modelu teoretycznego, znajduje si´ stopa podatkowa. Dochody z tytu∏u prostego liniowego podatku traktowane sà w tym modelu jako jedyne êród∏o dochodów publicznych. Jest to daleko idàce uproszczenie w stosunku do rzeczywistych systemów finansów publicznych, których dochody cechujà si´ znacznà z∏o˝onoÊcià. Nale˝y jednak pami´taç, ˝e przy ca∏ej z∏o˝onoÊci podatki stanowià nadal przewa˝ajàce êród∏o dochodów publicznych, najlepszym zaÊ przybli˝eniem bazy podatkowej dochodów publicznych jest PKB. Z tego powodu w charakterze zmiennej reprezentujàcej przeci´tnà stop´ podatkowà wykorzystano w analizie empirycznej relacj´ dochodów sektora publicznego do produktu krajowego brutto.

Pewnego wyjaÊnienia wymagajà ponadto metody ekonometryczne zastosowane w analizie empirycznej. Zgodnie z podejÊciem cz´sto spotykanym w literaturze dotyczàcej danych panelowych zró˝nicowanie panelu w wymiarach czasowym oraz przekrojowym dostarcza ró˝nych informacji dotyczàcych relacji mi´dzy badanymi zmien9 Przyczynà wykluczenia tych krajów z próby by∏ w obu przypadkach brak wystarczajàco d∏ugich szeregów danych o wielkoÊci dochodów oraz salda sektora finansów publicznych.

190

Piotr Krajewski, Micha∏ Mackiewicz

nymi. Zró˝nicowanie w czasie pozwala g∏ównie na badanie zwiàzków krótkookresowych, podczas gdy informacja o zwiàzkach d∏ugookresowych zawarta jest przede wszystkim w zró˝nicowaniu przekrojowym (przestrzennym). Nale˝y jednak zauwa˝yç, ˝e podejÊcie to znajduje uzasadnienie przede wszystkim w przypadku najcz´Êciej spotykanych paneli o znacznej liczbie obserwacji w wymiarze przekrojowym i stosunkowo krótkich szeregach czasowych. W omawianym przypadku zaÊ szeregi czasowe, obejmujàce niekiedy ponad 40 lat, równie˝ potrafià dostarczyç wartoÊciowej informacji na temat istniejàcych zwiàzków d∏ugookresowych. W zwiàzku z tym w∏aÊciwe wydaje si´ zastosowanie estymatora, który pozwala na wykorzystanie zarówno zró˝nicowania przekrojowego, jak i czasowego, takiego jak MNK czy estymator z dekompozycjà sk∏adnika losowego.

U˝ycie tego rodzaju estymatorów bezpoÊrednio do oszacowania parametrów równania (21) na podstawie danych rocznych znajdowa∏oby uzasadnienie jedynie wtedy, gdyby równie˝ w krótkim okresie rynek kapita∏owy pozostawa∏ w równowadze lub odchylenia od równowagi mia∏y charakter bia∏ego szumu. Poniewa˝ przyj´cie tak mocnego za∏o˝enia nie znajduje uzasadnienia, nale˝y u˝yç jednej z metod pozwalajàcych na wyodr´bnienie zjawisk d∏ugookresowych od wahaƒ o charakterze krótkookresowym (cyklicznym). W niniejszym opracowaniu zdecydowano si´ na zastosowanie metody stosunkowo prostej – przeprowadzenie estymacji na Êrednich obliczonych dla okresów kilkuletnich. Opiera si´ ona na za∏o˝eniu, ˝e krótkookresowe odchylenia od równowagi majà wartoÊç oczekiwanà 0, stàd Êrednie arytmetyczne obliczone dla dostatecznie d∏ugich okresów sà niemal pozbawione efektów koniunkturalnych.

G∏ównym problemem w stosowaniu powy˝szej metody jest okreÊlenie, dla jakiej liczby lat obliczane sà Êrednie. W idealnym przypadku d∏ugoÊç okresu powinna odpowiadaç d∏ugoÊci cyklu koniunkturalnego, gdy˝ wp∏yw wahaƒ koniunkturalnych na obliczonà w ten sposób Êrednià jest równy 0. TrudnoÊç sprawia tu fakt, ˝e d∏ugoÊç cyklu nie jest deterministyczna (mo˝e byç traktowana jako zmienna losowa), zaÊ w skrajnych przypadkach, jak w teorii realnego cyklu koniunkturalnego, o jakiejkolwiek regularnej cyklicznoÊci w ogóle nie mo˝e byç mowy.

RównoczeÊnie jednak wydaje si´, ˝e w badaniach empirycznych panuje pewna zgodnoÊç co do tego, ˝e wahania cykliczne mo˝na zaobserwowaç, zaÊ d∏ugoÊç pe∏nego cyklu wynosi od kilku do kilkunastu lat. Ze statystycznego punktu widzenia najmniejszy zakres wahaƒ cyklicznych uzyskuje si´ stosujàc jak najd∏u˝sze okresy uÊredniania danych. RównoczeÊnie jednak takie post´powanie powoduje utrat´ efektywnej liczby obserwacji, które mogà byç przedmiotem analizy ekonometrycznej. Ponadto potrzeba uwzgl´dnienia w analizie krajów po okresie transformacji w sposób automatyczny ogranicza d∏ugoÊç okresu, gdy˝ liczba porównywalnych danych rocznych dla tych krajów rzadko przekracza 10. Ze wzgl´du na koniecznoÊç kompromisu mi´dzy tymi wymaganiami, zdecydowano si´ na oparcie badania na Êrednich obliczonych dla okresów 8-letnich. Daje to ∏àcznà liczb´ 60 obserwacji panelowych, przy czym d∏ugoÊç szeregów czasowych waha si´ od 1 (jeden okres 8-letni) w przypadku krajów Europy Ârodkowej i Wschodniej do 4–5 (32–40 lat) dla wi´kszoÊci paƒstw wysoko rozwini´tych.

D∏ugookresowy wp∏yw polityki fiskalnej na stop´ inwestycji

191

Stopy inwestycji sektora prywatnego (iP) oraz sektora publicznego (iG) u˝yte w estymacji sà Êrednimi ze stóp inwestycji obliczonych jako relacja odpowiedniego strumienia inwestycji w uj´ciu nominalnym do nominalnego PKB. Nadwy˝ka sektora finansów publicznych (sG – iG) obliczona zosta∏a jako Êrednia z relacji ca∏kowitej nadwy˝ki sektora finansów publicznych (wed∏ug metodologii ESA’95) do PKB. ZmiennoÊç wskaênika wzrostu cen (v) obliczona zosta∏a jako odchylenie standardowe (z próby) stopy wzrostu deflatora PKB w ciàgu ka˝dego 8-letniego okresu. Miarà poziomu fiskalizmu (t) jest Êrednia z relacji dochodów sektora finansów publicznych (wed∏ug ESA’95) do PKB. Wskaênik wzgl´dnego poziomu rozwoju gospodarczego (y) obliczony zosta∏ jako stosunek PKB w przeliczeniu na pracujàcego, wyra˝ony w ecu/euro, do Êredniego poziomu tej miary w grupie pi´ciu paƒstw rozwini´tych: Stanów Zjednoczonych, Japonii, Wielkiej Brytanii, Francji oraz Niemiec.

Zmienna wyra˝ajàca poziom otwartoÊci gospodarki równa jest natomiast 8-letniej Êredniej z po∏owy sumy eksportu i importu w relacji do PKB. Do oszacowania parametrów statycznych modeli opartych na danych panelowych najcz´Êciej wykorzystywane sà trzy rodzaje estymatorów: metoda najmniejszych kwadratów (MNK), estymator z dekompozycjà sk∏adnika losowego (random effects – RE) oraz estymator z dekompozycjà wyrazu wolnego (fixed effects – FE). Pierwszy z nich oparty jest na stosunkowo mocnych za∏o˝eniach – jego stosowanie wymaga przyj´cia, ˝e parametry równania w próbie sà takie same, a ponadto sk∏adnik losowy w ca∏ym panelu pochodzi z tego samego rozk∏adu, co w omawianym przypadku – wobec ró˝norodnoÊci krajów – wydaje si´ zbyt mocnym za∏o˝eniem.

Zastosowanie estymatora FE pozwala na zró˝nicowanie wyrazu wolnego, przy czym utrzymane jest za∏o˝enie, ˝e sk∏adnik losowy pochodzi w przypadku ka˝dej obserwacji z tego samego rozk∏adu. P. Kennedy [2003] wskazuje na powa˝nà wad´ tego estymatora – poniewa˝ jego zastosowanie oznacza ca∏kowite pomini´cie zró˝nicowania obserwacji w wymiarze przekrojowym, mo˝e to powodowaç zani˝enie efektów d∏ugookresowych. Poniewa˝ w∏aÊnie te efekty sà w niniejszej analizie przedmiotem uwagi, lepszym rozwiàzaniem wydaje si´ u˝ycie estymatora RE. W istocie sprowadza si´ ono do przeprowadzenia estymacji za pomocà uogólnionej MNK, zezwalajàcej na zró˝nicowanie wariancji sk∏adnika losowego pomi´dzy poszczególnymi paƒstwami. Konsekwentnie, zastosowano równie˝ skorygowany estymator macierzy wariancji-kowariancji estymatorów (panel-corrected standard errors, N. Beck, J.N. Katz [1995]), s∏u˝àcy do wyznaczenia wartoÊci statystyk t-Studenta.

V. Wyniki estymacji Wyniki estymacji parametrów równania (21) przedstawia kolumna (I) w tab. 1. Poni˝ej otrzymanych parametrów równania przedstawiono wartoÊci statystyk t (oznaczone kursywà).

W oszacowaniu (I) parametr stojàcy przy nadwy˝ce sektora finansów publicznych, stanowiàcy oszacowanie parametru d1 , przyjmuje wartoÊç 0,27 i jest w spo-

192

Piotr Krajewski, Micha∏ Mackiewicz

Tabela 1

Wyniki estymacji parametrów równania stopy inwestycji Estymacja

I

II

III

IV

Zmienna zale˝na

iP

iP

iP

iP+ iG

0,277***

0,292***

0,304***

10,194

10,938

9,989

0,307*** 9,921

0,270***

0,240***

3,666

3,403

0,249*** 3,412

0,215*** 2,934

¥

¥

¥

0,839*** 5,764

–0,177*** –3,290

–0,198*** –3,662

–0,204*** –3,660

–0,212*** –3,685

0,097 1,496

0,063 1,160

0,072 1,360

0,077 1,467

–0,027* –1,988

–0,022 –1,610

–0,034* * –2,309

–0,028* –1,789

0,034 1,601

0,026 1,339

0,036* * 2,017

0,034* 1,839

Zmienna 0–1 dla USA, UK, Irlandii

¥

–0,049*** –5,003

–0,052*** –5,248

–0,053*** –5,063

Zmienna 0–1 dla krajów rozwijajàcych si´

¥

¥

–0,017 –0,836

–0,012 –0,568

R2

0,736

0,804

0,807

0,854

Skor. R2

0,712

0,782

0,781

0,831

Odch. std. reszt

0,011

0,012

0,012

0,012

Statystyka F

30,122

36,242

31,004

37,282

Statystyka d–w

1,889

1,808

1,826

1,595

Sta∏a Nadwy˝ka s.f.p. (sG – iG) Inwestycje s.f.p. (iG) Dochody s.f.p. (t) ZmiennoÊç wskaênika wzrostu cen (v) Poziom rozwoju (y) OtwartoÊç gospodarki (q)

* , * *, *** – parametr ró˝ny od 0 na poziomie istotnoÊci odpowiednio 10%, 5% i 1%; s.f.p. – sektor finansów publicz-

nych; èród∏o: Opracowanie w∏asne na podstawie danych Komisji Europejskiej.

sób statystycznie istotny ró˝ny od 0. Oszacowanie wskazuje, ˝e wzrost nadwy˝ki bie˝àcej sektora o 1% PKB przek∏ada si´ na zwi´kszenie inwestycji ogó∏em w gospodarce przeci´tnie o 0,27% PKB. RównoczeÊnie oznacza to, ˝e wzrost inwestycji sektora publicznego o 1% PKB, w przypadku gdy jest on finansowany deficytem, powoduje zwi´kszenie ca∏kowitych inwestycji w gospodarce o 0,73% PKB. Fakt, ˝e ∏àczny wzrost inwestycji w gospodarce jest ni˝szy od wzrostu inwestycji publicznych, wynika ze zjawiska cz´Êciowego wypychania inwestycji sektora prywatnego. Natomiast (co wynika wprost z równania (20)) w przypadku gdy wzrostowi inwestycji publicznych towarzyszy równe co do wielkoÊci zwi´kszenie nadwy˝ki bie-

D∏ugookresowy wp∏yw polityki fiskalnej na stop´ inwestycji

193

˝àcej sektora publicznego, skutkiem jest taki sam wzrost inwestycji ogó∏em w gospodarce1 0.

Wyniki estymacji pokazujà równie˝, ˝e poziom fiskalizmu (mierzony relacjà dochodów sektora finansów publicznych do PKB) ma, w sposób statystycznie istotny, znaczenie dla kszta∏towania si´ stopy inwestycji. Wzrost tej zmiennej o 1% PKB zwiàzany jest Êrednio ze spadkiem inwestycji o 0,18% PKB, co potwierdza hipotez´ o negatywnym wp∏ywie wysokiej przeci´tnej stopy podatkowej (znacznego poziomu fiskalizmu) na zdolnoÊç akumulacji kapita∏u w badanych gospodarkach.

Zmiennà statystycznie nieistotnà okaza∏ si´ wspó∏czynnik zmiennoÊci poziomu cen, ponadto oszacowany wspó∏czynnik regresji ma znak niezgodny z przewidywaniami. Zmiennà, której istotnoÊç mo˝na potwierdziç na poziomie istotnoÊci 0,1, jest poziom rozwoju mierzony relacjà wydajnoÊci pracy w danym kraju do Êredniej wydajnoÊci pracy w grupie pi´ciu du˝ych paƒstw wysoko rozwini´tych. Zgodnie z oszacowaniem punktowym, wzrost wzgl´dnej wydajnoÊci pracy o 10 pkt. proc. przek∏ada si´ na obni˝enie stopy inwestycji Êrednio o 0,27 pkt. proc. Obserwacja taka zgodna jest z jednà z hipotez konwergencji, ˝e wraz ze wzrostem technicznego uzbrojenia pracy, któremu towarzyszy zazwyczaj wzrost wydajnoÊci pracy, nast´puje obni˝anie si´ kraƒcowego produktu kapita∏u i zmniejszanie si´ stopy inwestycji.

Zmiennà, której wp∏ywu nie mo˝na statystycznie potwierdziç na podstawie wyników estymacji, jest stopieƒ otwartoÊci gospodarki. Je˝eli jednak przyjàç wynik estymacji punktowej, to wzrost otwartoÊci, wyra˝ony równoczesnym zwi´kszeniem importu i eksportu o 1% PKB, powoduje zwi´kszenie inwestycji o oko∏o 0,03% PKB. Analiza reszt obliczonych z estymacji I wykaza∏a, ˝e grupa paƒstw obejmujàca Stany Zjednoczone, Wielkà Brytani´ oraz Irlandi´ charakteryzuje si´ znacznymi, wyraênie wi´kszymi ni˝ w przypadku pozosta∏ych krajów, ujemnymi resztami o podobnym rz´dzie wielkoÊci, utrzymujàcymi si´ w ca∏ym badanym okresie. Z tego powodu wprowadzono do modelu zmiennà zero-jedynkowà przyjmujàcà wartoÊç 1 dla tych krajów i 0 w pozosta∏ych przypadkach. Wyniki estymacji przeprowadzonej z wykorzystaniem tej zmiennej przedstawia kolumna II w tab. 1. Wprowadzona zmiana spowodowa∏a znaczne zwi´kszenie wskaênika R2 (zarówno zwyk∏ego, jak i skorygowanego) oraz niewielkie zmiany oszacowanych wartoÊci parametrów. Warte uwagi wydaje si´ zmniejszenie roli nadwy˝ki sektora finansów publicznych w kszta∏towaniu stopy inwestycji (zmiana parametru z 0,27 do 0,24) oraz niewielki wzrost oszacowania wp∏ywu stopnia fiskalizmu (wzrost z 0,18 do prawie 0,20). Wprowadzona zmienna zero-jedynkowa okaza∏a si´ w sposób statystycznie istotny ró˝na od 0, zaÊ jej wartoÊç wskazuje, ˝e w podanej grupie krajów stopa inwestycji jest, ceteris paribus, o 4,9 pkt. proc. ni˝sza ni˝ w pozosta∏ych krajach.

Podj´to równie˝ prób´ weryfikacji hipotezy o innym kszta∏towaniu si´ stopy inwestycji w krajach rozwijajàcych si´. W tym celu wprowadzono w charakterze regresora zmiennà zero-jedynkowà przyjmujàcà wartoÊç 1 dla nowych krajów cz∏onkowskich Unii Europejskiej oraz Bu∏garii, Rumunii, Turcji, Korei i Meksyku, zaÊ 10

W opisanym przypadku nie zwi´ksza si´ ∏àczny deficyt finansów publicznych. W takiej sytuacji nie wzrasta stopa procentowa, a zatem nie wyst´puje efekt wypychania inwestycji prywatnych przez wydatki publiczne.

194

Piotr Krajewski, Micha∏ Mackiewicz

0 w pozosta∏ych przypadkach. Wyniki estymacji przedstawia tab. 1, kolumna III. Oszacowanie wartoÊci odpowiedniego parametru wskazuje, ˝e w krajach tych stopy inwestycji sà Êrednio o 1,7% PKB ni˝sze ni˝ w pozosta∏ej grupie krajów. RównoczeÊnie b∏àd standardowy oszacowania jest na tyle du˝y, ˝e nie pozwala na odrzucenie hipotezy o braku ró˝nicy pomi´dzy grupami paƒstw rozwini´tych oraz rozwijajàcych si´. Nale˝y jednak pami´taç, ˝e omawiany efekt mo˝e byç widoczny w wartoÊciach jeszcze innej zmiennej – wzgl´dnym poziomie wydajnoÊci pracy, zaÊ brak istotnoÊci statystycznej obu zmiennych mo˝e byç wynikiem ich wspó∏liniowoÊci. W celu weryfikacji hipotezy o ró˝nicach pomi´dzy krajami rozwijajàcymi si´ oraz rozwini´tymi obliczono statystyk´ Walda dla hipotezy o ∏àcznym braku wp∏ywu obydwu zmiennych. WartoÊç statystyki wynosi 2,8, co pozwala na odrzucenie hipotezy zerowej na poziomie istotnoÊci 10%.

Warto na koniec zauwa˝yç, ˝e estymacja modelu postaci (21) oznacza narzucenie restrykcji na parametr stojàcy przy stopie inwestycji sektora publicznego (w postaci (20) musi on byç równy (1– d1 ), zaÊ w postaci (21) równy (– d1 )). Powstaje wi´c problem sprawdzenia, czy tego rodzaju restrykcja znajduje potwierdzenie empiryczne. W celu przeprowadzenia odpowiedniego testu dokonano estymacji parametrów równania (20), przy czym parametr mierzàcy wp∏yw stopy inwestycji sektora publicznego na stop´ inwestycji ogó∏em równie˝ podlega∏ estymacji. Wyniki obliczeƒ przedstawiono w tab. 1, kolumna IV. Je˝eli narzucona restrykcja jest zgodna z danymi, to suma parametrów mierzàcych wp∏yw salda sektora publicznego oraz inwestycji publicznych na inwestycje ogó∏em powinna byç równa 1. Do weryfikacji tej hipotezy ponownie wykorzystano statystyk´ Walda, której obliczona wartoÊç wynios∏a 0,095, co oznacza, ˝e nie ma podstaw do odrzucenia restrykcji na ˝adnym ze stosowanych typowo poziomów istotnoÊci.

Podsumowanie Celem analizy przedstawionej w artykule by∏o zbadanie wp∏ywu polityki fiskalnej na kszta∏towanie si´ inwestycji. Przedstawiony model teoretyczny wskazuje na istnienie potencjalnych mechanizmów powodujàcych, ˝e zarówno poziom deficytu bud˝etowego, jak i przeci´tna stopa podatkowa mogà wywieraç wp∏yw na poziom inwestycji i tym samym kszta∏towaç równie˝ d∏ugookresowy wzrost gospodarczy. W celu weryfikacji istnienia takiego zwiàzku przeprowadzono analiz´ ekonometrycznà opartà na niezbilansowanej przekrojowo-czasowej próbie obejmujàcej 27 krajów w latach 1960–2003. W celu ograniczenia analizy wy∏àcznie do zjawisk d∏ugookresowych i pomini´cia efektów cyklicznych zdecydowano si´ na estymacj´ opartà na Êrednich 8-letnich, co da∏o zbiór 60 obserwacji. Przeprowadzone badanie wykaza∏o statystycznie istotny negatywny wp∏yw deficytu sektora finansów publicznych na kszta∏towanie si´ stopy inwestycji. Wzrost deficytu o 1% PKB powoduje zmniejszenie inwestycji Êrednio o 0,3% PKB. Równie˝ przeci´tna stopa podatkowa, b´dàca równoczeÊnie miarà udzia∏u sektora publicznego w gospodarce, wykazuje statystycznie istotnà

D∏ugookresowy wp∏yw polityki fiskalnej na stop´ inwestycji

195

negatywnà korelacj´ z inwestycjami. Wzrost dochodów sektora o 1% PKB powodowa∏ spadek inwestycji Êrednio o 0,2% PKB. Wyniki te okazujà si´ stosunkowo stabilne i nie ulegajà wi´kszym zmianom w ró˝nych rozwa˝anych specyfikacjach równania stopy inwestycji. ¸àcznie wskazujà one, ˝e zarówno prowadzenie permanentnie ekspansywnej polityki fiskalnej, jak i zwi´kszanie si´ udzia∏u sektora publicznego w gospodarce sà z regu∏y zwiàzane z ograniczeniem jej zdolnoÊci do d∏ugookresowej akumulacji kapita∏u i mogà prowadziç do spowolnienia d∏ugookresowego wzrostu gospodarczego.

Tekst wp∏ynà∏ 30 listopada 2006 r.

Bibliografia Ando A., Modigliani F., 1957, Tests of the Life Cycle Hypothesis of Savings, „Bulletin”, maj 1957, vol. 19, Oxford University, Institute of Economics and Statistics Brunila A., Gauging Ricardian Equivalence, w: The Behaviour of Fiscal Authorities. Stabilization, Growth and Institution, red. M. Buti, J. von Hagen, C. Martines-Mongay, Palgrave, New York 2002.

Barro R., Are Government Bonds Net Wealth?, „Journal of Political Economy” 1974, nr 82.

Beck N., Katz J.N., What to Do (and Not to Do) With Time-series Cross-section Data, „American Political Science Review” 1995, nr 89(3).

Brumberg R., Modigliani F., Utility Analysis and the Consumption Function, w: Post Keynesian Economics, red. K. Kurihara, Rutgers University Press, Brunswick, New York 1954.

Chalk N., Tanzi V., Impact of Large Public Debt on Growth In the EU: A Discussion of Potential Channels, w: The Behaviour of Fiscal Authorities. Stabilization, Growth and Institution, red. M. Buti, J. von Hagen, C. Martines-Mongay, Palgrave, New York 2002.

Deveri F., Tabellini G., Unemployment, Growth and Taxation in Industrial Countries, maszynopis powielany, 1997.

Hiebert P., Lamo A., de Avila D.R., Vidal J.P., Fiscal Policies and Economic Growth in Europe: An Empirical Analysis, w: The Impact of Fiscal Policy, Banca d’Italia, Rome 2002.

Kennedy P., A Guide To Econometrics, Blackwell Publishing, Oxford 2003.

Lamo A., Strauch R., The Contribution of Public Finances to the European Growth Strategy, w: The Impact of Fiscal Policy, Banca d’Italia, Rome 2002.

Leibfritz W., Thornton J., Bibbee A., Taxation and Economic Performance, „OECD Economics Department Working Papers” 1997, nr 176.

Links Between Economy and Growth – Cross Country Evidence, „OECD Economic Outlook” 2000, nr 6 8.

Romer D., Makroekonomia dla zaawansowanych, PWN, Warszawa 2000.

Tanzi V., Zee H.H., Taxation and the Household Saving Rate: Evidence from OECD Countries, „IMF Working Paper” 1998, nr 3 6. van den Noord P., Heady Ch., Tax Design, Economic Efficiency and Growth, w: The Impact of Fiscal Policy, Banca d’Italia, Rome 2002.

196

Piotr Krajewski, Micha∏ Mackiewicz

Aneks statystyczny Tabela 2

Liczba okresów 8-letnich, dla których dost´pne sà dane u˝yte w estymacji Kraj

t

sG

q

iP + iG

v

y

Australia Austria Belgia Bu∏garia Kanada Cypr Czechy Dania Estonia Finlandia Francja Niemcy Grecja W´gry Islandia Irlandia W∏ochy Japonia Korea ¸otwa Litwa Luksemburg Meksyk Holandia Nowa Zealandia Norwegia Polska Portugalia Rumunia S∏owacja Hiszpania Szwecja Szwajcaria Turcja Wielka Brytania Stany Zjednoczone

3 3 4 0 1 0 1 4 1 3 3 4 2 0 0 2 3 3 0 1 1 1 0 4 1 1 1 3 0 1 1 1 0 0 4 5

3 3 4 0 4 0 1 4 1 3 3 4 2 0 0 2 3 3 0 1 1 1 0 4 1 3 1 3 0 1 1 1 0 0 4 5

5 5 5 1 5 5 1 5 1 5 5 5 5 3 5 5 5 5 4 1 1 5 5 5 5 5 3 5 3 1 5 5 5 5 5 5

5 5 5 1 5 5 1 5 1 5 5 5 5 3 5 5 5 5 4 1 1 5 5 5 5 5 3 5 3 1 5 5 5 5 5 5

5 5 5 1 5 1 1 5 1 5 5 5 5 1 5 5 5 5 4 1 1 5 5 5 5 5 1 5 1 1 5 5 5 5 5 5

5 5 2 1 5 1 1 5 1 5 5 5 5 1 5 5 5 5 4 1 1 5 1 5 5 5 1 5 1 1 5 5 5 4 5 5

èród∏o: Opracowanie w∏asne na podstawie danych Komisji Europejskiej.

197

D∏ugookresowy wp∏yw polityki fiskalnej na stop´ inwestycji

Tabela 3

Ârednie poziomy najwa˝niejszych zmiennych u˝ytych w analizie empirycznej dla poszczególnych krajów (w %) T

sG

q

Australia

32,8

–0,2

Austria

50,7

0,0

Belgia

47,5

–3,2

Kraj

iP + iG

v

y

16,8

25,5

10,1

34,6

24,0

2,5

91,1

62,2

21,7

2,0

112,7

75,9

Bu∏garia

¥

¥

54,4

15,6

11,4

6,1

Kanada

43,7

–0,8

27,9

21,6

10,0

75,5

Cypr Czechy

¥

¥

51,1

23,1

1,0

52,1

39,6

–1,6

60,0

28,1

5,3

18,0

Dania

54,0

2,1

32,6

21,4

2,3

113,2

Estonia

38,8

4,2

79,2

27,3

6,1

12,4

Finlandia

52,8

4,9

27,8

24,6

6,7

89,8

Francja

49,6

0,3

20,2

22,2

2,5

106,4

Niemcy

45,0

0,5

25,7

22,4

3,0

114,3

Grecja

40,7

–5,2

21,0

24,0

4,9

55,3

W´gry

¥

¥

45,7

22,7

5,0

21,0

Islandia

¥

¥

35,9

24,5

9,3

93,3

Irlandia

39,1

2,0

55,2

21,7

4,0

70,3

W∏ochy

42,7

–5,3

20,7

22,3

4,2

78,0

Japonia

32,2

1,9

10,6

30,3

9,7

114,6

Korea

¥

¥

31,5

31,3

15,3

32,4

¸otwa

36,2

–0,2

48,4

22,5

7,9

9,8

Litwa

35,0

–0,1

52,8

21,4

10,7

8,4

Luksemburg

45,7

7,9

100,7

22,6

3,5

149,6

¥

17,4

19,4

18,1

13,6

Meksyk

¥

Holandia

49,8

0,7

51,1

22,9

2,7

100,2

Nowa Zealandia

46,7

0,3

27,4

22,1

8,2

82,2

Norwegia

55,9

8,5

36,9

25,7

6,2

103,1

Polska

44,5

–0,4

23,5

20,1

8,8

17,4

Portugalia

37,2

–1,8

29,9

26,1

4,6

32,7

Rumunia

¥

¥

27,3

24,2

12,4

6,1

S∏owacja

49,2

–3,0

69,1

30,0

5,2

16,3

Hiszpania

39,1

1,6

18,5

24,1

4,9

64,5

Szwecja

61,0

4,1

30,3

20,6

5,5

97,2

Szwajcaria

¥

¥

33,6

26,9

4,8

154,8

Turcja

¥

¥

14,4

20,4

11,9

12,3

Wielka Brytania

41,4

–0,3

25,5

18,4

7,6

69,7

Stany Zjednoczone

31,1

0,2

9,0

18,6

9,4

95,1

èród∏o: Opracowanie w∏asne na podstawie danych Komisji Europejskiej.

198

Piotr Krajewski, Micha∏ Mackiewicz

FISCAL POLICY’S LONG-TERM INFLUENCE ON INVESTMENT RATE Summary The study aimed at establishing the long-term influence of fiscal policy on investments in fixed assets. A cross-sectional sample of data covering 27 countries during 1960–2003 was used. It was found that an increase in deficit equal to 1% of GDP decreases investments by 0.3% of GDP, while 1% increase in revenue of public finance sector corresponds to a decrease in investments equal to 0.2% of GDP. The arrived at results suggest that both, expansive fiscal policy, as well as the increase of the share of public sector in the economy, correspond, as a rule, to a reduction in long-term asset accumulation, which in turn, might negatively affect economic growth in longer perspective.

О

О

О А

О О

Я У

А

А О

А Ь О О

О

езюме елью представленного в статье анализа является эмпирическое исследование долгосрочного влияния фискальной политики на формирование инвестиций. Эконометрическое исследование, проведенное на пространственно-временной выборке, охватывающей 27 стран в период 1960–2003 гг. выявило, что увеличение дефицита на 1% влечет за собой сокращение инвестиций в среднем на 0,3% , а рост доходов сектора публичных финансов на 1% связан с падением инвестиций в среднем на 0,2% . Это показывает, что как проведение экспансивной фискальной политики, так и увеличение доли публичного сектора в народном хозяйстве, связано, как правило, с ограничением долгосрочной аккумуляции капитала и может иметь отрицательное влияние на долгосрочный экономический рост.

PAWE¸ MARSZA¸EK*

Podstawy fiskalnej teorii poziomu cen* * Wst´p Jednym z najwa˝niejszych celów polityki gospodarczej jest zapewnienie stabilnoÊci poziomu cen. Realizacjà tego celu powszechnie obcià˝ono banki centralne. Takie przyporzàdkowanie stanowi naturalnà konsekwencj´ postrzegania inflacji jako zjawiska wy∏àcznie pieni´˝nego, zgodnie ze s∏ynnym stwierdzeniem Miltona Friedmana. Stàd, dyskutujàc sposoby osiàgni´cia stabilnoÊci poziomu cen, rozwa˝a si´ przede wszystkim kwestie zwiàzane z politykà pieni´˝nà, takie jak operacyjne okreÊlenie celu tej polityki, wybór strategii oraz instrumentów przez banki centralne, a tak˝e rozwiàzania prawne i instytucjonalne determinujàce funkcjonowanie tych instytucji.

Zwraca si´ tak˝e uwag´ na warunki, w jakich dzia∏ajà w∏adze monetarne. Szczególne miejsce zajmujà tu relacje ∏àczàce bank centralny z w∏adzami fiskalnymi. Potencjalne konflikty mi´dzy nimi mogà bowiem zak∏óciç stabilizacj´ poziomu cen.

Tradycyjnà receptà na unikni´cie k∏opotów zwiàzanych z politykà fiskalnà sta∏o si´ zapewnienie bankom centralnym niezale˝noÊci. Mia∏o to zapobiec nak∏adaniu na te instytucje zadaƒ zwiàzanych z innymi celami polityki gospodarczej, a tak˝e wyeliminowaç inflacjogenne finansowanie deficytów bud˝etowych przez banki centralne.

Uznano, ˝e niezale˝ny bank centralny przez swoje stanowcze zobowiàzanie do utrzymywania stabilnego poziomu cen b´dzie skutecznie dyscyplinowa∏ w∏adze fiskalne (uto˝samiane zazwyczaj z rzàdem). Ograniczy to potencjalny proinflacyjny wp∏yw ich dzia∏aƒ.

W latach 90. ubieg∏ego wieku coraz cz´Êciej zacz´to jednak formu∏owaç poglàd, ˝e niezale˝noÊç banku centralnego mo˝e okazaç si´ niewystarczajàca. PodkreÊlano, ˝e nawet bank centralny o du˝ym stopniu niezale˝noÊci nie b´dzie w stanie skutecznie oddzia∏ywaç na poziom cen. Kwestionowano przy tym pieni´˝ny charakter inflacji, a co za tym idzie iloÊciowà teori´ pieniàdza, uznajàc, ˝e zasadniczo nie odpo* Dr Pawe∏ Marsza∏ek – Katedra BankowoÊci, Akademia Ekonomiczna w Poznaniu. * * Praca naukowa finansowana ze Êrodków bud˝etowych na nauk´ w 2005 r. jako projekt badawczy nr 1H02C02228 „Koordynacja polityki pieni´˝nej i polityki fiskalnej jako przes∏anka stabilnoÊci poziomu cen”.

200

Pawe∏ Marsza∏ek

wiada ona ju˝ wspó∏czesnym warunkom. Zwracano uwag´, ˝e wp∏yw polityki fiskalnej na dzia∏ania banku centralnego i na poziom cen jest du˝o wi´kszy, ni˝ zak∏adajà tradycyjne teorie.

Te nowe poglàdy okreÊlono mianem fiskalnej teorii poziomu cen (The Fiscal Theory of the Price Level – FTPL). Za jej twórców uwa˝a si´ J. Cochrane’a, Ch. Simsa i – przede wszystkim – M. Woodforda1 . Zasadniczo, zgodnie z FTPL, poziom cen zale˝y przede wszystkim od polityki fiskalnej, realizowanej przez rzàd. Trawestujàc M. Friedmana, mo˝na wi´c uznaç, ˝e dla teoretyków FTPL inflacja jest zawsze i wsz´dzie zjawiskiem fiskalnym. Co wi´cej, odpowiednia specyfikacja polityki fiskalnej jest niezb´dna, je˝eli poziom cen w ogóle ma byç jednoznacznie okreÊlony.

I. Negacja teorii iloÊciowej jako pod∏o˝e fiskalnej teorii poziomu cen IloÊciowa teoria pieniàdza, ∏àczàca zmiany poziomu cen ze zmianami zasobów pieniàdza, jest bez wàtpienia jednà z najstarszych, a jednoczeÊnie najbardziej krytykowanych koncepcji ekonomicznych. Mimo licznych empirycznych dowodów na zwiàzki ruchów cen ze zmianami iloÊci pieniàdza [G.P. Dwyer, R.W. Hafer 1999; R.E. Lucas 1980; G.T. McCandless, W.E. Webber 1995; P. De Grauwe i M. Polan 2001], teoria ta budzi∏a – i budzi nadal – kontrowersje [M. Blaug 2000; T.M. Humphrey 1997; D. Laidler 1990].

Niezale˝nie od tradycyjnych wàtków krytyki teorii iloÊciowej2 w ostatnich kilkunastu latach coraz cz´Êciej kwestionowano pieni´˝ny charakter inflacji, a co za tym idzie teori´ iloÊciowà, podkreÊlajàc, ˝e zasadniczo nie odpowiada ona ju˝ wspó∏czesnym warunkom. W celu przedstawienia tych poglàdów pomocne jest przypomnienie równania iloÊciowego w najprostszej postaci: MV = PY.

(1)

Interpretujàc równanie (1) zak∏ada si´, ˝e poziom produkcji Y jest egzogeniczny, a szybkoÊç obiegu V jest sta∏a. Polityka pieni´˝na polega na wyborze okreÊlonej stopy wzrostu nominalnej poda˝y pieniàdza M. Spo∏eczeƒstwo zg∏asza popyt na realne salda pieni´˝ne, wykorzystywane w procesach gospodarczych (realny popyt na pieniàdz). Nominalna poda˝ pieniàdza M jest egzogenicznie okreÊlana przez bank centralny, natomiast poziom cen P oznacza jedyny poziom cen zrównujàcy si∏´ nabywczà danej poda˝y pieniàdza z realnym popytem na niego. Poniewa˝ popyt ten uznawano za wzgl´dnie stabilny, wzrost poda˝y pieniàdza wp∏ywa proporcjonalnie na zmiany poziomu cen. P∏ynàce z tego rozumowania zalecenia dla polityki gospodarczej by∏y doÊç jasne: by kszta∏towaç poziom cen, bank centralny musi odpowiednio 1 Ciekawe jest, ˝e w zasadzie pierwszym opracowaniem, które mo˝na zaliczyç do FTPL by∏a praca D. Begga i B. Haque [1984]. Jak jednak informujà L. Aurenheimer i B. Contreras [1991], ukaza∏a si´ ona w stosunkowo nieznanym czasopiÊmie, stàd przesz∏a niemal bez echa.

2 Mo˝na tu wskazaç np. prace J. Robinson [1958; 1973].

Podstawy fiskalnej teorii poziomu cen

201

regulowaç poda˝ pieniàdza, np. zgodnie z regu∏à k procent [L.J. Christiano i T.J. Fitzgerald 2000; B. Snowdon i in. 1997; M. Woodford 1995].

Zdaniem L. Christiano i T. Fitzgeralda [2000], opierajàc si´ na danych liczbowych mo˝na odrzuciç ka˝de z za∏o˝eƒ równania (1). Analiza szeregów czasowych dowodzi, ˝e w praktyce wyst´pujà znaczne wahania dochodowej szybkoÊci obiegu pieniàdza [J.L. Bednarczyk 1990; H. Taylor 1986; Jurek i Marsza∏ek 2006]. Stàd w nowszych modelach za∏o˝enie o sta∏oÊci V zast´puje si´ uj´ciem tej wielkoÊci jako rosnàcej funkcji nominalnej stopy procentowej. Na stop´ t´ wp∏ywa oczekiwana inflacja. Uwzgl´dniwszy to zjawisko ∏atwo stwierdziç, ˝e popyt na pieniàdz nie jest stabilny, gdy˝ zale˝y od oczekiwaƒ przysz∏ej inflacji; te zaÊ mogà znacznie si´ zmieniaç. Tego rodzaju zale˝noÊç stwarza mo˝liwoÊç istnienia wielu Êcie˝ek stopy inflacji stanu równowagi, a nie tylko jednej Êcie˝ki, okreÊlanej przez ró˝nic´ mi´dzy stopà wzrostu gospodarki a stopà wzrostu poda˝y pieniàdza, jak wynika∏oby to z równania iloÊciowego. Powstaje zjawisko tzw. nieokreÊlonoÊci (indeterminizmu) równowag pieni´˝nych3 .

Jak wi´c podkreÊla M. Woodford [1994], zachodzi potrzeba okreÊlenia wyjÊciowego poziomu cen. Skoro bowiem mo˝liwych jest wiele Êcie˝ek cenowych, konieczne staje si´ arbitralne przyj´cie takiego poczàtkowego poziomu cen, który pozwoli wykluczyç rozwiàzanie prowadzàce do tzw. wybuchowej Êcie˝ki poziomu cen – czyli do hiperinflacji. Niestety, taki wybór nie ma oparcia w teorii. Na przyk∏ad nie mo˝na go wyprowadziç z jakiejÊ optymalizacji funkcji popytu na pieniàdz.

Dyskusyjne jest równie˝ za∏o˝enie o egzogenicznoÊci Y. Jak podkreÊlajà L.J. Christiano i T.J. Fitzgerald [2000], panuje konsensus, ˝e przynajmniej krótkookresowe zmiany produkcji sà wywo∏ywane ruchami V, M i P. Stàd na poziom Y wp∏yw wywiera te˝ oczekiwana inflacja. Ponownie wi´c mo˝e istnieç wiele Êcie˝ek cenowych spe∏niajàcych równanie iloÊciowe.

WàtpliwoÊci dotyczà tak˝e kwestii poda˝y pieniàdza. DoÊç powszechnie uznaje si´, ˝e egzogeniczne ustalanie M nie odpowiada rzeczywistoÊci. Wàtpliwie jest nawet, czy banki centralne kiedykolwiek dzia∏a∏y w ten sposób4 . Zdecydowana wi´kszoÊç banków centralnych nie dà˝y w swojej polityce do kszta∏towania wielkoÊci agregatów pieni´˝nych. Wp∏yn´∏y na to g∏ównie techniczne zmiany w pos∏ugiwaniu si´ pieniàdzem w rozliczeniach p∏atniczych. Nastàpi∏ spadek udzia∏u gotówki w zasobach pieni´˝nych. Pojawi∏y si´ prywatne aktywa finansowe o du˝ym stopniu p∏ynnoÊci [J. Cochrane 1998].

Zdaniem M. Woodforda [1995; 1998b], w warunkach o˝ywionego procesu powstawania innowacji finansowych oraz liberalizacji i deregulacji rynków finansowych tendencje te nasilajà si´. W rezultacie coraz bardziej zaciera si´ ró˝nica mi´dzy pieniàdzem i innymi aktywami finansowymi w ich funkcji obiegowej. Tymczasem do skutecznego kszta∏towania Êcie˝ki zmian poziomu cen niezb´dne jest jasne rozró˝nie3

To, ˝e zwyk∏e modele pieni´˝ne mogà mieç ciàg∏à iloÊç Êcie˝ek równowagi stopy inflacji, z których cz´Êç to Êcie˝ki prowadzàce do hiperinflacji, wykazali K. Rogoff i M. Obstfeld [1983].

4 Na przyk∏ad, zdaniem R. Kokoszczyƒskiego [2004], klasyczne monetary targeting wyst´powa∏o w SRF jedynie w kilku latach na prze∏omie lat 80. i 90. ubieg∏ego wieku. Zdaniem L. Svenssona [2000], równie˝ Bundesbank, wybierajàc mi´dzy stabilizowaniem inflacji a stabilizowaniem celu w zakresie wzrostu poda˝y pieniàdza, wybiera∏ raczej inflacj´. Wykorzystywa∏ wi´c agregaty pieni´˝ne tylko w deklaracjach.

202

Pawe∏ Marsza∏ek

nie mi´dzy aktywami finansowymi, które sà pieniàdzem, a takimi, którym cech pieniàdza nie mo˝na przypisaç. Zacierajà si´ tak˝e ró˝nice mi´dzy poszczególnymi agregatami pieni´˝nymi, powodujàc trudnoÊci w wyborze agregatu, który mia∏by kszta∏towaç bank centralny. Banki centralne, w zasadzie, nie sà wi´c w stanie kszta∏towaç nawet najw´˝szych agregatów pieni´˝nych. PodkreÊla si´ przy tym, ˝e coraz bardziej rozluênia si´ zwiàzek mi´dzy agregatami pieni´˝nymi a inflacjà5 [M. Blejer i A. Leone 2000; B. Friedman 2000; A. Wojtyna 1998].

Stàd te˝ banki centralne w swoich dzia∏aniach wykorzystujà g∏ównie stopy procentowe. W tej sytuacji poda˝ pieniàdza M w wyraêny sposób staje si´ zmiennà endogenicznà, wynikajàcà z popytu na pieniàdz, jaki zg∏asza spo∏eczeƒstwo przy danej stopie procentowej, ustalonej przez bank centralny.

Zatem w równaniu iloÊciowym (1) zarówno poziom cen, jak i poda˝ pieniàdza nale˝y traktowaç jako zmienne endogeniczne. Niemo˝liwe jest wi´c jednoznaczne okreÊlenie poziomu cen. Potwierdzenie znajduje wi´c teza T. Sargenta i N. Wallace’a [1975], ˝e w warunkach polityki pieni´˝nej, która kszta∏tuje stopy procentowe, poziom cen pozostaje nieokreÊlony. Otwiera to pole teorii uwzgl´dniajàcej wp∏ywy fiskalne. Jak bowiem podkreÊla J. Cochrane [1998], gdyby istnia∏a sprawdzajàca si´ empirycznie teoria pieniàdza, obejmujàca stabilnà funkcj´ popytu na pieniàdz, jak i jednoznacznie zdefiniowane agregaty pieni´˝ne, skutecznie wyjaÊniajàc procesy inflacyjne, nie by∏oby wi´kszego zainteresowania innà teorià.

W Êwietle zachodzàcych zmian konieczne sta∏o si´ przeformu∏owanie dotychczasowego sposobu myÊlenia o przyczynach i sposobach zapobiegania inflacji. Próbujàc znaleêç alternatyw´ dla teorii iloÊciowej, zwrócono uwag´ na ograniczenie bud˝etowe rzàdu. Stwierdzono, ˝e wp∏yw polityki fiskalnej na dzia∏ania banku centralnego i na poziom cen jest du˝o wi´kszy, ni˝ si´ to zak∏ada w teorii iloÊciowej. Pracà, która utorowa∏a drog´ fiskalnej teorii poziomu cen, a w póêniejszych latach zacz´∏a byç traktowana jako s∏aba wersja tej teorii, sta∏a si´ s∏ynna „nieprzyjemna arytmetyka monetarystyczna” (unpleasant monetarist arithmetic) T. Sargenta i N. Wallace’a.

II. Nieprzyjemna arytmetyka monetarystyczna jako s∏aba wersja FTPL W pierwszych 30. latach po II wojnie Êwiatowej wp∏ywowi relacji wyst´pujàcych mi´dzy politykà pieni´˝nà i politykà fiskalnà na poziom cen poÊwi´cano niewiele uwagi [K. Kuttner 2002]. Kwesti´ odpowiedniego wyboru policy mix badano g∏ównie w kontekÊcie jej oddzia∏ywania na poziom zagregowanego popytu. Jak zauwa˝a A. Wojtyna [1998], jednà ze s∏aboÊci teorii ekonomii tamtego okresu by∏o niedocenianie ograniczenia bud˝etowego rzàdu. Zale˝noÊç t´, wià˝àcà deficyt bud˝etowy ze sposobem jego finansowania, mo˝na zapisaç w nast´pujàcej formie: 5

Opisujàc te problemy cz´sto przytacza si´ s∏ynnà wypowiedê G. Bouneya, dotyczàcà zmiany re˝imu polityki pieni´˝nej przez Bank Kanady: „nie porzuciliÊmy agregatów pieni´˝nych, to one nas opuÊci∏y” [A. Blinder 2001, s. 49].

Podstawy fiskalnej teorii poziomu cen

203

Dt = (Bt – Bt – 1) + (Mt – Mt – 1), (2) gdzie: Dt – deficyt bud˝etowy, (Bt – Bt – 1 ) – nowo zaciàgni´ty d∏ug w okresie t, (Mt – Mt – 1 ) – zmiana bazy monetarnej (dodruk pieniàdza przez bank centralny)6 .

Z równania (2) wynika sedno ograniczenia bud˝etowego. Jego strony muszà byç równe. Zgodnie z tym, je˝eli równanie wskutek wystàpienia jakiegoÊ czynnika nie jest spe∏nione, rzàd musi dostosowaç swoje wydatki i/lub dochody, by ponownie spe∏niç ograniczenie bud˝etowe. Zachodzi wi´c koniecznoÊç zmiany polityki fiskalnej lub pieni´˝nej. Zaistnia∏y deficyt bud˝etowy mo˝na pokryç emisjà d∏ugu i/lub emisjà pieniàdza, którà uto˝samia si´ z senioratem, rozumianym jako dochód banku centralnego z tytu∏u monopolu na emisj´ pieniàdza7 .

W latach 50. i 60. ubieg∏ego wieku przedstawiona zale˝noÊç nie mia∏a znaczenia praktycznego. Twierdzono bowiem, ˝e deficyt bud˝etowy wp∏ynie inflacyjnie na gospodark´ tylko wtedy, gdy sfinansuje si´ go wzrostem emisji pieniàdza. Sàdzono przy tym, ˝e emisja obligacji skarbowych nie wywo∏a wzrostu poziomu cen. Przyj´cie takiego za∏o˝enia sugerowa∏o wzgl´dnà autonomi´ polityki pieni´˝nej i fiskalnej. JednoczeÊnie by∏o to zgodne z poglàdem dotyczàcym pieni´˝nego charakteru inflacji [A. Wojtyna 1998; M. Woodford 1998a].

W rzeczywistoÊci, gdy uwzgl´dni si´ racjonalne oczekiwania, okazuje si´, ˝e finansowanie deficytu przez emisj´ obligacji równie˝ mo˝e mieç inflacyjne nast´pstwa. Wyraênie pokazali to ekonomiÊci nowej szko∏y klasycznej, T. Sargent i N. Wallace [1981], formu∏ujàc s∏ynnà nieprzyjemnà arytmetyk´ monetarystycznà.

Celem ich pracy by∏o wykazanie, ˝e podana przez M. Friedmana [1968] lista zadaƒ, których polityka pieni´˝na nie mo˝e wykonaç, powinna zawieraç równie˝ kszta∏towanie stopy inflacji, i to nawet w gospodarce spe∏niajàcej za∏o˝enia monetarystów (cechujàcej si´ Êcis∏ym zwiàzkiem poziomu cen i bazy monetarnej oraz mo˝liwoÊcià kszta∏towania jej przez bank centralny). Podstaw´ analizy obu autorów stanowi prosty model mi´dzypokoleniowy. Ma on nast´pujàce w∏aÊciwoÊci: 1) sta∏a stopa wzrostu realnego dochodu i populacji n; jest to naturalna (równowagi) stopa wzrostu realnego dochodu, na którà polityka monetarna nie ma wp∏ywu; 2) sta∏a realna stopa zwrotu z papierów rzàdowych, wi´ksza od n; 3) funkcja popytu na pieniàdz oparta na iloÊciowej teorii pieniàdza, zak∏adajàca sta∏à dochodowà szybkoÊç obiegu pieniàdza, a wi´c sta∏y popyt na pieniàdz.

6 Mo˝liwe sà tak˝e inne, bardziej szczegó∏owe sposoby zapisania równania (2), uwzgl´dniajàce np. stop´ procentowà, podatki i transfery. Przedstawi∏ je np. C. Walsh [2001]. Warto zaznaczyç, ˝e bez przyj´cia za∏o˝eƒ co do ograniczonych mo˝liwoÊci emisji obligacji czy pieniàdza, równanie (2) w zasadzie nie stanowi faktycznego ograniczenia decyzji co do wielkoÊci podatków i wydatków, a przez to wielkoÊci deficytu. Stàd nazywa si´ je niekiedy tylko równaniem bud˝etowym rzàdu (government budget equation). Ograniczeniem staje si´ dopiero wtedy, gdy przyjmie si´, ˝e ostatecznie zobowiàzania rzàdu b´dà musia∏y zostaç sp∏acone.

7 W literaturze polskiej u˝ywa si´ równie˝ okreÊlenia „renta mennicza”.

204

Pawe∏ Marsza∏ek

Model zawiera wi´c pe∏en zestaw za∏o˝eƒ monetarystycznych. Przyjmujàc je celowo, Sargent i Wallace starali si´ udowodniç, ˝e wykazany przez nich brak mo˝liwoÊci kszta∏towania inflacji przez bank centralny nie wynika z porzucenia tych za∏o˝eƒ. Nieprzyjemna arytmetyka nie jest w zasadzie sprzeczna z teorià iloÊciowà. Stanowi natomiast nast´pstwo uwzgl´dnienia przysz∏ych konsekwencji bie˝àcej polityki dla bud˝etu.

Sargent i Wallace przyj´li, ˝e popyt spo∏eczeƒstwa na obligacje rzàdowe jest ograniczony. Rzàd prowadzi polityk´ fiskalnà, ustalajàc poziom deficytu bud˝etowego.

W tej sytuacji bank centralny, nie mogàc liczyç na nadwy˝k´ bud˝etowà, mo˝e walczyç z bie˝àcà inflacjà jedynie przez zmniejszanie bazy monetarnej. Zmniejsza tym samym wielkoÊç senioratu. Wymaga to dodatkowej emisji obligacji rzàdowych, by w ten sposób uzupe∏niç tracone wp∏ywy. W rezultacie nastàpi wzrost realnego d∏ugu rzàdowego utrzymywanego przez spo∏eczeƒstwo. JeÊli ogólne i odsetkowe zobowiàzania z tytu∏u obligacji rosnà wskutek coraz to nowych emisji koniecznych do spe∏nienia ograniczenia bud˝etowego (ciàgle bowiem zmniejsza si´ baza monetarna, a wi´c i seniorat), to, poniewa˝ oprocentowanie obligacji jest wi´ksze ni˝ stopa wzrostu gospodarki, realny wolumen d∏ugu b´dzie rosnàç szybciej ni˝ rozmiary gospodarki. Jednak, jak przyj´to, popyt na obligacje w stosunku do rozmiarów gospodarki jest ograniczony. Stàd gdy limit zostanie osiàgni´ty, zobowiàzania z tytu∏u obligacji trzeba b´dzie pokryç przynajmniej cz´Êciowo senioratem, a wi´c kreacjà pieniàdza.

Nast´pstwem tego jest inflacja [T. Sargent, N. Wallace 1981].

Na ogó∏ podkreÊla si´, ˝e stopieƒ, w jakim te ograniczenia wp∏ywajà na zdolnoÊç kontrolowania inflacji przez w∏adze monetarne, zale˝y przede wszystkim od charakteru gry mi´dzy bankiem centralnym a rzàdem8 . W prezentowanym modelu odpowiadajà one warunkom niekooperacyjnej, dynamicznej gry Stackelberga. Jej wynik zale˝y od tego, który z decydentów b´dzie liderem, a który wyczekujàcym [L.J. Christiano, T.J. Fitzgerald 2000; M. Haliassos, J. Tobin 2000; A. Wojtyna 1998].

W swoich badaniach T. Sargent i N. Wallace [1981] biorà pod uwag´ zarówno zdominowanie w∏adz fiskalnych przez w∏adze monetarne, jak i sytuacj´ odwrotnà.

Gdy bank centralny jest liderem, wówczas niezale˝nie ustala polityk´ monetarnà, og∏aszajàc stop´ wzrostu poda˝y pieniàdza dla bie˝àcego i wszystkich przysz∏ych okresów. Czyniàc to, okreÊla jednoczeÊnie wysokoÊç wp∏ywów z senioratu, które uzyska rzàd (wyczekujàcy). Zwa˝ywszy jednak, ˝e wyst´puje bariera, wynikajàca z ograniczonego popytu na obligacje, rzàd musi tak okreÊliç wielkoÊç deficytu bud˝etowego, by jego pokrycie by∏o mo˝liwe przy ustalonym poziomie senioratu. W tym przypadku w∏adza monetarna jest w stanie kontrolowaç inflacj´.

Inaczej jest, gdy liderem gry Stackelberga jest rzàd. OkreÊla on bie˝àcy i wszystkie przysz∏e deficyty bud˝etowe, a przez to wp∏ywy, które trzeba uzyskaç z senioratu i sprzeda˝y obligacji rzàdowych. Polityka fiskalna ma wi´c charakter egzogeniczny. W takiej sytuacji na bariery wynikajàce z popytu na obligacje rzàdowe natrafia bank centralny. Musi on sfinansowaç senioratem ró˝nic´ mi´dzy dochodami wymaganymi przez w∏adze fiskalne a wp∏ywami z obligacji, które da si´ sprzedaç spo8

Nieprzyjemna arytmetyka monetarystyczna jest przyk∏adem zastosowania teorii gier do badania problemów zwiàzanych z politykà gospodarczà, zapoczàtkowanego przez ekonomistów nowej szko∏y klasycznej.

Podstawy fiskalnej teorii poziomu cen

205

∏eczeƒstwu. Je˝eli deficytu nie da si´ pokryç wy∏àcznie sprzeda˝à nowych obligacji, w∏adza monetarna musi zwi´kszyç emisj´ pieniàdza, tolerujàc wynikajàcà z tego inflacj´. W sytuacji ekspansywnej polityki fiskalnej, wyra˝ajàcej si´ chronicznymi deficytami bud˝etowymi, bank centralny nie b´dzie móg∏ utrzymaç stabilnego poziomu cen. WczeÊniej czy póêniej b´dzie bowiem zmuszony do sfinansowania deficytu bud˝etowego dodatkowà emisjà pieniàdza. Restrykcyjna polityka pieni´˝na w bie˝àcym okresie wywo∏a wi´c wy˝szà stop´ inflacji w przysz∏oÊci [T. Sargent, N. Wallace 1981].

Rozwa˝ajàc to zagadnienie w kategoriach policy mix, mo˝na przyjàç, ˝e wariant ekspansywnej polityki fiskalnej i restrykcyjnej polityki pieni´˝nej nie utrzyma si´ d∏ugo. Ustàpi on miejsca wariantowi jeszcze bardziej niekorzystnemu dla banku centralnego, a mianowicie kombinacji dwóch ekspansywnych polityk. Charakterystyczne jest, ˝e im d∏u˝ej bank centralny b´dzie stara∏ si´ odwlec pojawienie si´ tego wariantu, tym jego konsekwencje, gdy ju˝ wystàpi, b´dà powa˝niejsze.

Zdaniem R. Dornbuscha [1996], nieprzyjemna arytmetyka implikuje wi´c, ˝e nie zawsze op∏aci si´ u˝ywaç restrykcyjny wariant polityki pieni´˝nej. Mo˝e byç to na d∏u˝szà met´ bardziej inflacyjne ni˝ wariant luêniejszy. Twarda polityka monetarna zwi´kszy bowiem wielkoÊç odsetek p∏aconych od obligacji rzàdowych, ci´˝ar d∏ugu i prawdopodobieƒstwo jego monetyzacji. Gdyby bank centralny wczeÊniej sfinansowa∏ deficyt, wówczas przyrost odsetek i ci´˝ar d∏ugu by∏by mniejszy. Inflacja mog∏aby byç ni˝sza, gdy˝ nie by∏yby potrzebne tak du˝e wp∏ywy z senioratu.

T. Sargent i N. Wallace [1981] stwierdzajà, ˝e arytmetyka staje si´ jeszcze bardziej nieprzyjemna, gdy uwzgl´dni si´ racjonalny charakter oczekiwaƒ spo∏eczeƒstwa. Z ich analizy wynika, ˝e stopa inflacji roÊnie wtedy ju˝ w bie˝àcym okresie. Nale˝y dodaç, ˝e taki rezultat uzyskano, uchylajàc za∏o˝enie o sta∏oÊci popytu na pieniàdz. Zamiast tego przyj´to bardziej realistycznie, ˝e popyt ten zale˝y od oczekiwanej inflacji.

W takiej sytuacji, jak podkreÊlajà, bie˝àcy poziom cen zale˝y zarówno od bie˝àcego, jak i antycypowanych przysz∏ych poziomów poda˝y pieniàdza. Zaostrzenie polityki pieni´˝nej w bie˝àcym okresie mo˝e wywo∏aç dwa przeciwstawne zjawiska. Mianowicie, z jednej strony mo˝e spowodowaç spadek stopy wzrostu zasobów nominalnego pieniàdza, przyczyniajàc si´ bezpoÊrednio do obni˝ki poziomu cen. Z drugiej jednak strony podmioty gospodarcze mogà uwzgl´dniç przysz∏e kszta∏towanie si´ poda˝y pieniàdza, przewidujàc jej zwi´kszenie w przysz∏oÊci. Potrafià bowiem przewidzieç, czym skoƒczy si´ gra Stackelberga mi´dzy rzàdem a bankiem centralnym i b´dà oczekiwaç wzrostu inflacji w przysz∏oÊci. W tym przypadku zmniejszy si´ ich sk∏onnoÊç do utrzymywania pieniàdza, co poÊrednio wp∏ynie na wzrost bie˝àcej inflacji. Je˝eli wywo∏any oczekiwaniem wy˝szej inflacji spadek popytu na pieniàdz w bie˝àcym okresie b´dzie wi´kszy ni˝ spadek poda˝y pieniàdza wynikajàcy z zaostrzenia polityki pieni´˝nej, to poziom cen wzroÊnie ju˝ w bie˝àcym okresie. Inaczej mówiàc, wp∏yw efektu poÊredniego przewa˝y efekt bezpoÊredni. Spowoduje to wzrost poziomu cen, przywracajàcy równowag´ na rynku pieni´˝nym [T. Sargent, N. Wallace 1981]. Stàd, jak podkreÊla M. Darby [1984], przy racjonalnych oczekiwaniach podmiotów gospodarczych jedynym wyborem banku centralnego jest to, kiedy monetyzowaç deficyt, nie zaÊ, czy w ogóle tego dokonywaç.

206

Pawe∏ Marsza∏ek

Mo˝na wi´c stwierdziç, ˝e zgodnie z koncepcjà Sargenta i Wallace’a, dzia∏ania w∏adz fiskalnych mogà utrudniç lub wr´cz uniemo˝liwiç bankowi centralnemu osiàgni´cie celu dotyczàcego stabilnoÊci poziomu cen. Charakterystyczne jest przy tym, ˝e inflacja mo˝e pojawiç si´ nawet wtedy, gdy bank centralny nie finansuje bezpoÊrednio deficytu bud˝etowego. Wyraênie widaç, ˝e w sytuacji rosnàcego d∏ugu publicznego koniecznoÊç spe∏nienia ograniczenia bud˝etowego zmniejsza samodzielnoÊç polityki pieni´˝nej. Jak podkreÊla R. Dornbusch [1996, s. 3], „nale˝y byç g∏´boko sceptycznym co do mo˝liwoÊci prowadzenia rozwa˝nej polityki pieni´˝nej w zad∏u˝onej gospodarce”.

W teorii Sargenta i Wallace’a polityka fiskalna determinuje przysz∏à, a nawet ju˝ bie˝àcà inflacj´, jednak dzieje si´ tak tylko przez wp∏yw na przysz∏à kreacj´ pieniàdza. Nieprzyjemna arytmetyka nie jest w zasadzie sprzeczna z teorià iloÊciowà. Inflacja nadal ma tu charakter pieni´˝ny. Zmiany poda˝y pieniàdza sà niejako wymuszane przez egzogenicznà polityk´ fiskalnà, implikujàcà koniecznoÊç wygenerowania przez bank centralny okreÊlonych wp∏ywów z senioratu. Stàd Ch.T. Carlstrom i T.S. Fuerst [1999] okreÊlajà nieprzyjemnà arytmetyk´ jako s∏abà wersj´ FTPL. Uwypukla ona wp∏yw polityki fiskalnej na inflacj´, ale jest zgodna z tradycyjnymi teoriami. Inaczej jest w przypadku mocnej wersji FTPL.

III. Mocna wersja fiskalnej teorii poziomu cen Charakterystyczne jest, ˝e T. Sargent i N. Wallace brali pod uwag´ realny d∏ug rzàdowy. Tymczasem w praktyce wyst´puje przede wszystkim d∏ug nominalny. Rzàd jest zobowiàzany do jego sp∏aty w formie pieni´˝nej, a nie przez dostarczenie dóbr. Zdaniem L. Christiano i T. Fitzgeralda [2000], otwiera to pole do wystàpienia mocnej wersji FTPL. Jej sedno autorzy ci wyjaÊniajà za pomocà modelu jednookresowego. Wyraênie za∏o˝ono w nim, i˝ spo∏eczeƒstwo nie mo˝e zaciàgaç po˝yczek od rzàdu. Na poczàtku okresu spo∏eczeƒstwo jest wierzycielem pewnej sumy nominalnego d∏ugu rzàdowego B. W ciàgu okresu rzàd mo˝e uzyskaç wp∏ywy z trzech êróde∏. Mianowicie, mo˝e emitowaç obligacje, tworzàc na koniec okresu nowy d∏ug B¢, mo˝e wypracowaç nadwy˝k´ bud˝etowà s f, rozumianà tutaj jako nadwy˝ka „normalnych” (innych ni˝ podatek inflacyjny) podatków nad wydatkami rzàdu w tym okresie; mo˝e tak˝e uzyskaç pewnà kwot´ s m z senioratu. Przy danym poziomie cen P ograniczenie bud˝etowe zapisano jako: B¢ + P(s f + s m) = B.

(3)

Badajàc to zagadnienie uwzgl´dniono tak˝e zachowanie si´ gospodarstw domowych. Mianowicie gospodarstwo domowe, które stara si´ optymalizowaç swojà u˝ytecznoÊç, z pewnoÊcià nie zechce nabyç nowych obligacji na koniec okresu. Stàd równowag´ mo˝na osiàgnàç tylko wówczas, gdy B¢ = 0. Równanie (3) przybiera wówczas postaç:

Podstawy fiskalnej teorii poziomu cen

207

B lub alternatywnie (s f + s m) = s = –– .

(4) P W tej sytuacji poziom cen P staje si´ zmiennà endogenicznà, a ˝adna ze stron nie musi zmieniç swojego zachowania. Nale˝y podkreÊliç, ˝e w przeciwieƒstwie do nieprzyjemnej arytmetyki, bank centralny nie jest zmuszony do sfinansowania nadmiernego deficytu bud˝etowego, znajdujàcego odbicie we wzroÊcie nominalnego d∏ugu B. Zdaniem L.J. Christiano i T.J. Fitzgeralda [2000], równanie (4) nadal mo˝e byç spe∏nione, nawet gdy bank centralny utrzymuje wp∏ywy z senioratu s m na sta∏ym poziomie, a w∏adze fiskalne nie zmieniajà nadwy˝ki bud˝etowej (brak dostosowaƒ fiskalnych). Nast´puje to przez zmian´ poziomu cen, która niejako dopasowuje obie strony równania. Innymi s∏owy, jakikolwiek wzrost nominalnego d∏ugu rzàdowego nie musi byç skompensowany ani wi´kszà nadwy˝kà bud˝etowà, ani wzrostem przychodów z senioratu. Wzrost poziomu cen sprawi, ˝e realna wartoÊç d∏ugu nie zmieni si´. ˚aden z decydentów nie przegrywa w tym sensie, ˝e nie jest zmuszony do zmiany polityki w nast´pstwie dzia∏aƒ drugiego decydenta9 .

Mo˝na zatem uwypukliç sedno FTPL: jakikolwiek wzrost d∏ugu rzàdowego nie wià˝e si´ z dostosowaniami podatków i wydatków rzàdu ani te˝ ze zmianami kierunku polityki pieni´˝nej. Dostosowuje si´ natomiast poziom cen, umo˝liwiajàc spe∏nienie ograniczenia bud˝etowego rzàdu. W ten sposób zmiany d∏ugu rzàdowego determinujà zmiany poziomu cen. ¸atwo wi´c wskazaç najwa˝niejszà ró˝nic´ mi´dzy mocnà wersjà FTPL a tradycyjnymi teoriami. Tkwi ona w odmiennym postrzeganiu mi´dzyokresowego ograniczenia bud˝etowego. Tradycyjnie przyjmuje si´, ˝e stanowi ono faktyczne ograniczenie dla rzàdowej polityki podatków i wydatków. Jego strony muszà byç równe niezale˝nie od poziomu cen. Natomiast zdaniem teoretyków FTPL nie ma powodów, by przyjàç taki punkt widzenia. Wed∏ug nich, ograniczenie bud˝etowe jest tylko warunkiem równowagi. Gdy cokolwiek zak∏óca równowag´, wówczas mechanizm rynkowy podnosi ceny, by ponownie jà przywróciç. Stàd nawet gdyby realna wartoÊç d∏ugu rzàdowego zacz´∏a gwa∏townie rosnàç, nie sà konieczne ˝adne dostosowania fiskalne, takie jak wzrost podatków czy ci´cia w planowanych wydatkach bud˝etu.

Zdaniem zwolenników FTPL, by udowodniç te zale˝noÊci, nale˝y wziàç pod uwag´ pewne szczególne w∏aÊciwoÊci polityki fiskalnej. Wed∏ug nich, polityka ta mo˝e mieç charakter ricardiaƒski lub niericardiaƒski1 0. W pierwszym przypadku decyzje sà podejmowane w taki sposób, by mi´dzyokresowe ograniczenie bud˝etowe by∏o spe∏nione dla wszystkich mo˝liwych poziomów cen. W tym uj´ciu saldo pierwotne buB = P(s f + s m)

9

Jak to ujmujà Ch.T. Carlstrom i T.S. Fuerst [1999, s. 23], in this game of chicken neither player blinks.

1 0 Wed∏ug D. Alfonso [2002], podzia∏ ten wprowadzili R. Aiygari i M. Gertler [1985]. Upowszechni∏ go g∏ównie M. Woodford. Mimo zgody w sprawie ogólnego rozró˝nienia mi´dzy politykà ricardiaƒskà i niericardiaƒskà, oba rodzaje polityki cz´sto nazywa si´ nieco inaczej. I tak M. Canzoneri i B. Diba [1996], w Êlad za T. Sargentem i M. Wallace’m [1981] u˝ywajà okreÊlenia „re˝im przewagi (dominacji) monetarnej” jako synonim re˝imu rickardiaƒskiego, a w drugim przypadku okreÊlenia „re˝im dominacji fiskalnej”. W. Buiter [1999] rozpatruje tzw. ricardiaƒskà i niericardiaƒskà regu∏´ fiskalnà. Jego zdaniem, trafniejszym, choç niewygodnym okreÊleniem tych dzia∏aƒ, by∏by ricardiaƒski lub niericardiaƒski „program fiskalno-finansowo-pieni´˝ny”.

208

Pawe∏ Marsza∏ek

d˝etu reaguje na zmiany w poziomie d∏ugu publicznego, by zapewniç wyp∏acalnoÊç bud˝etu. Polityka fiskalna ma wi´c charakter endogeniczny, a poziom cen egzogeniczny. W tej sytuacji wartoÊç pieniàdza i poziom cen zale˝à tylko od poda˝y pieniàdza i popytu na niego. Bank centralny ma swobod´ dzia∏ania, a teoria iloÊciowa w pe∏ni obowiàzuje [L.J. Christiano, T.J. Fitzgerald 2000; J.W. Cochrane 1999; M. Woodford 2001].

Inny charakter ma polityka niericardiaƒska. Podejmujàc decyzje nie dà˝y si´ do spe∏nienia mi´dzyokresowego ograniczenia dla ka˝dego poziomu cen, ale tylko dla tych poziomów cen, które odpowiadajà przyj´tej przez rzàd wartoÊci pierwotnego salda bud˝etu. Nawiàzujàc do równania (4) mo˝na wi´c stwierdziç, ˝e polityka niericardiaƒska polega na wyborze pewnego poziomu s, podczas gdy polityka ricardiaƒska – na ustaleniu s jako funkcji realnego d∏ugu B/P. Wed∏ug N. Kocherlakoty i Ch. Phelana [1999], jeÊli mi´dzyookresowe ograniczenie bud˝etowe nie jest spe∏nione dla danej Êcie˝ki cenowej, wówczas nie jest ona Êcie˝kà równowagi. Nie jest bowiem spójna z warunkami oczyszczania si´ rynku i optymalizacji gospodarstw domowych. Stàd rzàd mo˝e wykluczyç jakàkolwiek Êcie˝k´ cenowà jako Êcie˝k´ równowagi, gwarantujàc, ˝e jego mi´dzyookresowe ograniczenie bud˝etowe nie b´dzie spe∏nione wzd∏u˝ tej Êcie˝ki. W ten w∏aÊnie sposób decyzje w∏adz fiskalnych okreÊlajà poziom cen. Jest on endogeniczny, natomiast polityka fiskalna ma charakter egzogeniczny.

IV. Kontrowersje w sprawie niericardiaƒskiego charakteru polityki fiskalnej Polityka ricardiaƒska i niericardiaƒska nie sà jednolicie rozumiane1 1. Rozmaicie definiowa∏ je M. Woodford. Poczàtkowo postrzega∏ t´ pierwszà jako rozszerzenie tradycyjnej równowa˝noÊci rickardiaƒskiej. Przyjà∏, ˝e polityka fiskalna ma charakter ricardiaƒski, gdy jest tak ustalona, ˝e ograniczenie bud˝etowe rzàdu jest spe∏nione zawsze, niezale˝nie od zachowania innych zmiennych endogenicznych, zw∏aszcza od zmian poziomu cen [M. Woodford 1994]. Póêniej stwierdzi∏, ˝e polityka ricardiaƒska wyst´puje wtedy, gdy rzàd zobowiàzuje si´ do spe∏nienia ograniczenia mi´dzyokresowego dla wszelkich mo˝liwych Êcie˝ek poziomu cen. Jak sam zaznacza, pierwsza definicja odnosi∏a si´ tylko do re˝imu polityki, w którym poda˝ pieniàdza jest egzogeniczna, a d∏ug rzàdowy w ka˝dym okresie wynosi zero. Jego zdaniem, w teorii iloÊciowej zawarty by∏ bowiem implicite postulat polityki ricardiaƒskiej. Woodford uzna∏ przy tym, ˝e druga definicja jest trafniejsza [M. Woodford 2001].

E. Leeper [1991] wyró˝ni∏ dwie kombinacje zachowaƒ obu decydentów.

W pierwszej bank centralny realizuje tzw. aktywnà strategi´, okreÊlajàc zasób pienià1 1 OkreÊlenie „ricardiaƒski” tradycyjnie dotyczy polityki fiskalnej, która wed∏ug R. Barro [1974] polega na pokryciu skutków bie˝àcej obni˝ki podatków przez ich wzrost w przysz∏oÊci. Tymczasem, jak stwierdzajà L.J. Christiano i T.J. Fitzgerald [2000], tego typu polityka mo˝e stanowiç element re˝imu niericardiaƒskiego.

Podstawy fiskalnej teorii poziomu cen

209

dza i poziom cen przez równanie popytu na pieniàdz wynikajàce z teorii iloÊciowej.

Natomiast rzàd pasywnie dostosowuje swojà polityk´, by zapewniç spójnoÊç ograniczenia bud˝etowego z poziomem cen kszta∏towanym przez bank centralny. W drugiej sytuacji to rzàd realizuje strategi´ aktywnà. Poziom cen jest okreÊlany przez ograniczenie bud˝etowe, a bank centralny jedynie dostosowuje pasywnie poda˝ pieniàdza. Zdaniem Leepera, w pierwszym przypadku polityka fiskalna jest ricardiaƒska, a w drugim – niericardiaƒska. Mo˝na zauwa˝yç, ˝e pierwsza sytuacja odpowiada poglàdom tradycyjnym, natomiast druga – FTPL. Na ogó∏ wszyscy autorzy, zajmujàcy si´ tà problematykà uznajà, ˝e polityka fiskalna wp∏ywa na ceny tylko wtedy, gdy ma charakter niericardiaƒski, czyli wówczas, gdy rzàd nie przestrzega swojego ograniczenia bud˝etowego. Jak stwierdzajà N. Kocherlakota i Ch. Phelan [1999], okreÊlanie cen przez decyzje w zakresie polityki fiskalnej zachodzi wówczas, gdy rzàd mo˝e zachowywaç si´ w sposób odmienny ni˝ gospodarstwa domowe. Dla tych ostatnich ograniczenie bud˝etowe jest bowiem zawsze wià˝àce.

Od przyj´cia tej zasady zale˝y mechanizm FTPL. Gdyby rzàd musia∏ zawsze respektowaç swoje ograniczenie bud˝etowe, wówczas teoria ta nie mog∏aby zaistnieç.

Stàd bardzo wa˝ne jest ustalenie, czy polityka mo˝e faktycznie mieç charakter niericardiaƒski.

Zdaniem M. Woodforda [1995], przemawiajà za tym trzy g∏ówne argumenty. Po pierwsze, nawiàzujàc do podstawowych klas modeli ekonomicznych, stwierdza on, ˝e ograniczenie bud˝etowe rzàdu nie musi byç w ogóle spe∏nione w modelach mi´dzypokoleniowych, natomiast w modelach reprezentatywnego podmiotu, zgodnie z prawem Walrasa, jest ono zawsze spe∏nione. Wynika to jednak z warunków dotyczàcych oczyszczania si´ rynków oraz optymalizacji dokonywanej przez gospodarstwa domowe, a nie z ograniczeƒ instytucjonalnych nak∏adanych na polityk´ fiskalnà rzàdu. Spe∏nianie ograniczenia stanowi wi´c cech´ modelu, nie zaÊ polityki fiskalnej per se.

Po drugie nic nie nak∏ada na rzàd obowiàzku spe∏nienia ograniczenia bud˝etowego, gdy bada si´ gospodark´ o nieskoƒczonym horyzoncie czasowym. Rzàd mo˝e wówczas w nieskoƒczonoÊç rolowaç d∏ug. Inaczej jest w odniesieniu do podmiotów prywatnych. Anga˝ujàc si´ w tzw. gr´ Ponziego1 2, mogà zostaç skazani za oszustwo [M. Woodford 1995].

Po trzecie, M. Woodford podkreÊla, ˝e rzàd jest „du˝ym podmiotem”. Jego dzia∏ania wp∏ywajà na poziom cen w stanie równowagi. Prowadzàc polityk´ fiskalnà, rzàd zdaje sobie z tego spraw´. Stàd wybierze takie dzia∏ania, które przyniosà mu najwi´kszà korzyÊç, b´dàc jednoczeÊnie spójne z równowagà. Nie ma powodów, aby rzàd Êwiadomie mia∏ rezygnowaç z polityki niericardiaƒskiej, je˝eli pozwoli∏aby ona osiàgnàç równowag´ i by∏a przy tym elementem optymalnej polityki. Ponadto, zdaniem 1 2 OkreÊlenie „gra Ponziego” wywodzi si´ od nazwiska w∏oskiego emigranta K. Ponziego. Po przybyciu do USA prowadzi∏ on dzia∏alnoÊç polegajàcà na przyjmowaniu Êrodków pieni´˝nych, pozornie na bardzo korzystnych warunkach. Przez pewien czas oferowa∏ bardzo wysokie oprocentowanie, sp∏acajàc starych d∏u˝ników nowymi po˝yczkami. Ostatecznie system ten upad∏, a Ponzi trafi∏ do wi´zienia [M. Burda, Ch. Wyplosz 2000].

210

Pawe∏ Marsza∏ek

Woodforda, rzàd ma uprzywilejowanà pozycj´. Jego d∏ug (ÊciÊlej d∏ug paƒstwa) jest tylko zobowiàzaniem do dostarczenia odpowiedniej iloÊci innych w∏asnych zobowiàzaƒ, czyli pieniàdza. ÂciÊle wià˝e si´ z tym nast´pna kwestia, a mianowicie to, ˝e ceny ustala si´ w∏aÊnie w jednostkach zobowiàzaƒ rzàdowych [M. Woodford 2001].

Uwzgl´dniajàc argumenty M. Woodforda, mo˝na stwierdziç, ˝e niespe∏nienie mi´dzyokresowego ograniczenia bud˝etowego nie musi staç w sprzecznoÊci z logikà procesów gospodarczych. Niezale˝nie jednak od samej mo˝liwoÊci prowadzenia polityki niericardiaƒskiej przez rzàd, pojawia si´ pytanie, czy jej realizacja ma w ogóle sens.

Wed∏ug L.J. Christiano i T.J. Fitzgeralda [2000] polityk´ niericardiaƒskà mo˝na by tak˝e interpretowaç w inny sposób. Mianowicie mo˝na przyjàç, ˝e rzàd nie jest zainteresowany swoim ograniczeniem bud˝etowym. OkreÊlajàc kszta∏t polityki fiskalnej nie jest Êwiadomy jego istnienia lub po prostu nie przejmuje si´ nim. Gdyby jednak istnia∏a taka sytuacja, jak trafnie podkreÊlajà obaj autorzy, rzàd nie by∏by zainteresowany uzyskiwaniem jakichkolwiek dochodów. Trudno by∏oby wyjaÊniç, dlaczego w ogóle istniejà podatki. Ich zdaniem, pogodzenie za∏o˝enia, ˝e rzàd troszczy si´ o równowag´ mi´dzyokresowà bud˝etu z za∏o˝eniem o polityce fiskalnej ustalanej egzogenicznie, jest mo˝liwe tylko wtedy, gdy rzàd zobowià˝e si´ do odpowiedniej polityki jeszcze przed ustaleniem si´ poziomu cen.

W zbli˝ony sposób problematyk´ polityki niericardiaƒskiej ujmuje J. Cochrane [2001], nawiàzujàc do koncepcji walrasowskiego licytatora. Wed∏ug niego, realizacj´ polityki niericardiaƒskiej mo˝na rozumieç jako sytuacj´, w której rzàd podejmuje decyzje o poziomie pierwotnych nadwy˝ek bud˝etowych, zanim jeszcze licytator rozpocznie aukcj´, majàcà okreÊliç poziom cen „czyszczàcy” rynek. Dysponujàc przewagà w postaci mo˝liwoÊci wykonania pierwszego ruchu, rzàd mo˝e bowiem sprawiç, ˝e licytator ustali poziom cen równy stosunkowi d∏ugu nominalnego do realnego – P = B/s. J. Cochrane utrzymuje, ˝e decyzje rzàdu w sprawie emisji pieniàdza i obligacji w danym okresie, sà w gruncie rzeczy decyzjami okreÊlajàcymi, czym tak naprawd´ sà obligacje i pieniàdz. Stanowià one swoiste definicje aktywów, które póêniej b´dà oferowane na rynku. Zdefiniowanie nast´puje przed tym, zanim licytator og∏osi, jakie ceny b´dà obowiàzywa∏y. Zatem w momencie ustalania wartoÊci nominalnego d∏ugu rzàd nie jest niczym ograniczony.

Wed∏ug J. Cochrane’a [2001], istnieje analogia mi´dzy ograniczeniem bud˝etowym rzàdu a równaniem wyceny akcji. Oczekiwana wartoÊç bie˝àca przysz∏ych dywidend równa si´ bowiem stosunkowi iloÊci emitowanych akcji do odwrotnoÊci ceny jednej akcji. ˚adne ograniczenie bud˝etowe czy presja rynków finansowych nie zmusza spó∏ki akcyjnej do dostosowywania przysz∏ych zysków do poziomu bie˝àcej wyceny swoich akcji. Mo˝e ona wyp∏acaç akcjonariuszom obiecane dywidendy bez wzgl´du na rynkowà cen´ akcji. Podobnie, wed∏ug J. Cochrane’a, jest w przypadku rzàdu. Nie musi on podnosiç w przysz∏oÊci podatków czy ciàç wydatków w razie nieprzewidzianych zmian poziomu cen. Mo˝e po prostu dotrzymaç obietnicy z∏o˝onej posiadaczom d∏ugu i wykupiç go zgodnie z planem, niezale˝nie od bie˝àcego poziomu cen. Stàd, jego zdaniem, nie powinno si´ u˝ywaç okreÊlenia ograniczenie bud˝etowe. Zamiast tego proponuje nazw´ „równanie wyceny d∏ugu rzàdowego”.

Podstawy fiskalnej teorii poziomu cen

211

Je˝eli uzna si´ zasadnoÊç tych poglàdów, zachodzi pytanie, czy w sytuacji, gdy istnieje ju˝ teoria wyjaÊniajàca kszta∏towanie si´ poziomu cen, czyli teoria iloÊciowa, nie jest zb´dne wprowadzenie alternatywnej koncepcji i czy nie spowoduje to, ˝e poziom cen b´dzie „nadmiernie” okreÊlony. Jak jednak podkreÊlano, teoria iloÊciowa nie odpowiada wspó∏czesnemu charakterowi pieniàdza i warunkom realizacji polityki pieni´˝nej. Pojawia si´ wi´c mo˝liwoÊç ewentualnego wykorzystania FTPL. Do zobrazowania tych zagadnieƒ nie wystarcza jednak analiza jednookresowa. Zachodzi potrzeba zastosowania modelu dynamicznego.

V. Podstawowy model okreÊlania poziomu cen w fiskalnej teorii poziomu cen Wielookresowy model wyjaÊniajàcy okreÊlenie poziomu cen w FTPL przedstawili m.in. L.J. Christiano i T.J. Fitzgerald [2000]. Ze wzgl´du na prostot´ i walory objaÊniajàce model ten zostanie przedstawiony syntetycznie.

Christiano i Fitzgerald rozwa˝ajà kszta∏towanie si´ poziomu cen w sytuacji, gdy bank centralny wykorzystuje stopy procentowe, nie próbujàc kszta∏towaç poda˝y pieniàdza.

Ich model przedstawia gospodark´ o nieskoƒczonym horyzoncie czasowym. Czas jest oznaczony przez t = 0,1, 2…. Model nie uwzgl´dnia niepewnoÊci1 3. Produkcja Y jest sta∏a. Realny popyt na pieniàdz zale˝y od stopy procentowej. Wyra˝a to równanie Mt = ARt- a , a > 0.

Pt

(5)

gdzie: Mt – zasób pieniàdza na poczàtku okresu t, Pt – poziom cen w okresie t, Rt – nominalna stopa procentowa od obligacji utrzymywanych od poczàtku okresu t do poczàtku okresu t + 1, A – parametr oznaczajàcy inne ni˝ R czynniki wp∏ywajàce na popyt na pieniàdz, tu uznane za sta∏e.

Realnà stop´ procentowà od tych obligacji wyra˝a równanie Fishera majàce w tym modelu postaç: 1 + r = (1 + Rt )

Pt , Pt + 1

(6)

gdzie r > 0 oznacza stop´, wed∏ug której gospodarstwa domowe dyskontujà przysz∏à u˝ytecznoÊç.

Bank centralny ustala wysokoÊç stóp procentowych. W modelu przyj´to skrajnà wersj´ stopy procentowej, a mianowicie utrzymywanie sta∏ej nominalnej stopy pro13

Uwzgl´dnienie niepewnoÊci, np. przez za∏o˝enie stochastycznej polityki fiskalnej, komplikuje analiz´, a jednoczeÊnie sprawia, ˝e implikacje FTPL dla decydentów stajà si´ du˝o bardziej znaczàce.

212

Pawe∏ Marsza∏ek

centowej, Rt = R, dla R > 0. Oznacza to, ˝e bank centralny zobowiàzuje si´ dostarczyç ka˝dà wielkoÊç poda˝y pieniàdza, na jakà spo∏eczeƒstwo zg∏asza popyt przy tej stopie procentowej. Pieniàdz ma wi´c charakter endogeniczny. W tej sytuacji stopa procentowa okreÊla wielkoÊç senioratu: stm =

M t - M t -1 M t Pt -1 M t -1 = .

Pt Pt Pt Pt -1

Wykorzystujàc (5) i (6) oraz regu∏´ polityki pieni´˝nej mo˝na zapisaç seniorat tak˝e jako: s m = AR - a

R-r , 1+ R

gdzie t = 0,1,2 ... .

(7)

Zgodnie z FTPL za∏o˝ono, ˝e realna pierwotna nadwy˝ka bud˝etowa s ft jest niericardiaƒska. Przyj´to najprostszy wariant takiej polityki, w której s tf jest po prostu pewnà sta∏à s f. Nazywa si´ go kanonicznà formà tej polityki. Przychody netto rzàdu ze wszystkich êróde∏, wy∏àczywszy p∏atnoÊci odsetkowe kszta∏tujà si´ nast´pujàco: st = s = s f + sm > 0.

(8)

¸atwo wi´c dostrzec, ˝e realna nadwy˝ka pierwotna bud˝etu jest wielkoÊcià egzogenicznà. Oba jej elementy sà bowiem z góry ustalone. Model zawiera równie˝ ograniczenie bud˝etowe rzàdu. Nominalny d∏ug B sk∏ada si´ z jednookresowych obligacji sprzedawanych z dyskontem1 4. Stàd wielkoÊç zaciàgni´tego d∏ugu w okresie t wynosi Bt + 1/(1+ R), a wielkoÊç p∏acona za ten d∏ug w okresie t + 1 wynosi po prostu Bt+1. Ograniczenie bud˝etowe rzàdu w okresie t ma wi´c postaç: Bt +1 + Pt s = Bt , t = 0, 1, 2 ... .

1+ R

(9)

Zgodnie z równaniem (9), wyemitowany w danym okresie d∏ug oraz nadwy˝ka pierwotna tego okresu s∏u˝à do wykupu d∏ugu poprzedniego okresu. To samo równanie mo˝na te˝ zapisaç w kategoriach realnych, oznaczajàc realny d∏ug rzàdowy jako b t = Bt /Pt . Dzielàc (9) przez Pt , uwzgl´dniajàc równanie Fishera (6) oraz dokonujàc przekszta∏ceƒ, otrzymuje si´: bt

+ 1=

(1 + r)(b t – s).

(10)

Zachodzi teraz koniecznoÊç wprowadzenia wielookresowego odpowiednika B¢= 0 z analizy statycznej. Stanowi on warunek optymalizacji gospodarstw domowych. B¢ > 0 nie jest optymalne, gdy˝ podmioty te mog∏yby zwi´kszyç swojà u˝ytecznoÊç, zwi´kszajàc konsumpcj´ i finansujàc jà zmniejszeniem B¢. Natomiast negatywna wartoÊç B¢ jest wykluczona, gdy˝ wykluczono mo˝liwoÊç zad∏u˝ania si´ wobec rzàdu. Odpowiednik B¢ = 0 przybiera wi´c postaç: 1 4 W innych opracowania z nurtu FTPL przyjmuje si´ inne specyfikacje d∏ugu rzàdowego. Komplikuje to analiz´, ale zasadniczo nie zmienia rezultatów [J. Cochrane 2001; M. Woodford 1998b].

Podstawy fiskalnej teorii poziomu cen

213

BT T = 0.

TÆ• (1 + R )

(11)

lim

Jest to tzw. warunek transwersalnoÊci (transversality condition)1 5. Implikuje on, ˝e ostatecznie, ca∏y d∏ug rzàdowy powinien byç sp∏acony.

Rozumowanie w modelu wielookresowym jest identyczne jak w przypadku modelu jednookresowego. Mianowicie granica nie mo˝e byç dodatnia. Gdyby tak by∏o, d∏ug rzàdowy przyrasta∏by od pewnego momentu wed∏ug stopy równej stopie procentowej. Wystàpi∏aby wi´c gra Ponziego – istniejàcy d∏ug i odsetki w ca∏oÊci musia∏yby byç finansowane nowym zad∏u˝eniem. Dla spo∏eczeƒstwa lepszym wyjÊciem jest nie braç w niej udzia∏u i pozbyç si´ d∏ugu rzàdowego. Przedstawiajàc d∏ug do wykupu, spo∏eczeƒstwo uzyskuje mo˝liwoÊç jednorazowego wzrostu konsumpcji bez koniecznoÊci rezygnacji z konsumpcji w innym okresie. Nale˝y oczekiwaç, ˝e maksymalizujàc u˝ytecznoÊç, spo∏eczeƒstwo wykorzysta t´ szans´. Jednak granica nie mo˝e byç te˝ ujemna. Utrzymuje si´ bowiem za∏o˝enie o braku mo˝liwoÊci zad∏u˝ania si´ u rzàdu.

Christiano i Fitzgerald wyra˝ajà równie˝ (11) w kategoriach realnych, wykorzystujàc równanie (6). Mianowicie: Pt , t = 1, 2..., P0

BT P0 bT .

T = (1 + R) (1 + r )T Zatem warunek transwersalnoÊci mo˝na zapisaç jako: (1 + R) t = (1 + r ) t

wi´c

bT B gdzie bT = T .

(12) T =0 PT TÆ• (1 + r ) W ten sposób otrzymuje si´ ca∏y model. Cz´Êç dotyczàcà gospodarstw domowych tworzà równania (5), (6) i (12) oraz warunek Bt > 0, a dotyczàcà rzàdu – równania (8) i (9).

Zanim zostanie wyjaÊnione, w jaki sposób model ten jednoznacznie okreÊla poziom cen, nale˝y zaznaczyç, ˝e równanie popytu na pieniàdz oraz polityka pieni´˝na ustalajàca stopy procentowe okreÊlajà jedynie realne salda, natomiast nie okreÊlajà oddzielnie nominalnej poda˝y pieniàdza i poziomu cen. Stàd bez uwzgl´dnienia ograniczenia bud˝etowego rzàdu ani poziom cen, ani zasób pieniàdza nie b´dà jednoznacznie ustalone1 6. Pe∏ni ono rol´ równania pozwalajàcego domknàç model.

Sposób okreÊlania poziomu cen ilustruje rys. 1. OÊ pionowa przedstawia realnà wartoÊç nowo emitowanego d∏ugu rzàdowego b¢, a oÊ pozioma przedstawia dotychlim

1 5 Warunek transwersalnoÊci stanowi niezb´dny element optymalizacji dynamicznej. Pozwala on na odró˝nienie optymalnej Êcie˝ki od innych mo˝liwych Êcie˝ek kszta∏towania si´ danej zmiennej, precyzujàc, w jaki sposób optymalna Êcie˝ka zachowuje si´ w koƒcowym punkcie optymalizacji [A.C. Chiang 2002].

1 6 Jak podkreÊla Woodford [1995], w warunkach równowagi rynku pieni´˝nego poziom cen pojawia si´ jedynie w relacji do poda˝y pieniàdza oraz oczekiwanej stopy inflacji. Stàd re˝im polityki, w którym poda˝ pieniàdza i poziom cen sà endogeniczne, nie jest zdolny do okreÊlenia poziomu tych wielkoÊci. Sà one w takich warunkach okreÊlane przez samospe∏niajàce si´ oczekiwania.

214

Pawe∏ Marsza∏ek

Rysunek 1

OkreÊlanie poziomu cen w modelu Christiano i Fitzgeralda b¢

b2 b*

b1

èród∏o: Opracowanie w∏asne na podstawie: L.J. Christiano i T.J. Fitzgerald [2000].

czasowy d∏ug rzàdowy b, tak˝e w uj´ciu realnym. Na wykresie zaznaczono lini´ ograniczenia bud˝etowego b¢ = (1 + r)(b – s). Linia 45∞ obrazuje punkty, w których b¢ = b. Z wykresu wynika, ˝e linia bud˝etu jest bardziej stroma ni˝ linia 45∞. Jest to nast´pstwem przyj´cia za∏o˝enia o dodatniej realnej stopie procentowej r. Za pomocà tego wykresu mo˝na przeÊledziç przebieg zmian d∏ugu rzàdowego dla ka˝dej jego wartoÊci poczàtkowej. W tym celu nale˝y okreÊliç jakàÊ wartoÊç poczàtkowà b na osi poziomej, nast´pnie przesunàç si´ w gór´ a˝ do przeci´cia z linià ograniczenia bud˝etowego, a nast´pnie – z punktu przeci´cia przesunàç si´ poziomo do linii 45∞, potem znowu pionowo do linii bud˝etu itd. Oznaczajàc przez b * wartoÊç d∏ugu, dla której linia bud˝etu przecina lini´ 45∞, mo˝na stwierdziç, ˝e b * jest po prostu wartoÊcià bie˝àcà przysz∏ych nadwy˝ek, gdy˝ w tym punkcie: b* =

1+ r s= r

•

 (1 +s r )

t

.

(13)

T =0

W okresie zerowym wartoÊç nominalnego d∏ugu B0 okreÊlajà decyzje polityki fiskalnej. NieokreÊlony pozostaje jednak poziom cen. Jego wartoÊç zale˝y od ukszta∏-

Podstawy fiskalnej teorii poziomu cen

215

towania si´ realnego d∏ugu rzàdowego b 0 . Mo˝liwe sà trzy sytuacje. Po pierwsze, wartoÊç b 0 mo˝e zawrzeç si´ w przedziale ·0, b * ). Jednak˝e wtedy szybko staje si´ ujemna, ∏amiàc za∏o˝enie o braku mo˝liwoÊci zad∏u˝ania si´ gospodarstw domowych u rzàdu. Po drugie, wartoÊç b 0 mo˝e przekraczaç b * . W tej sytuacji d∏ug roÊnie w nieskoƒczonoÊç, a jego stopa wzrostu ostatecznie zmierza do (1 + r). By to wykazaç, nale˝y podzieliç równanie (10) przez realny d∏ug, b t : bt +1 s = (1 + r )(1 - ) . bt bt Wraz ze wzrostem b t wartoÊç pierwotnej nadwy˝ki staje si´ relatywnie ni˝sza i stopa wzrostu b t ostatecznie dà˝y do 1+ r. W tym punkcie d∏ug osiàga takà wielkoÊç, ˝e wartoÊç pierwotnych nadwy˝ek staje si´ bardzo ma∏a, nieistotna. Jest to wi´c sytuacja, w której rzàd ∏amie warunek transwersalnoÊci i rozpoczyna gr´ Ponziego. Racjonalne podmioty nie b´dà bra∏y w tym udzia∏u. Stàd dla jakiejkolwiek wielkoÊci b 0 > b * nie b´dà utrzymywaç d∏ugu.

Nie ukszta∏tuje si´ wi´c równowaga. Jedynà alternatywà jest b 0 = b*. Tylko bowiem dla takiej wartoÊci realnego d∏ugu jest spe∏niony warunek transwersalnoÊci, a d∏ug ten jest jednoznacznie okreÊlony. Majàc wi´c zarówno B0 , jak i b 0 , mo˝liwe jest okreÊlenie poziomu cen równowagi P0 = B0 /b * . W nast´pnym okresie mo˝na go okreÊliç, wykorzystujàc równanie (6). Powtarzajàc podstawienia, otrzymuje si´ ca∏à Êcie˝k´ poziomu cen. Aby to osiàgnàç, konieczna jest jednak niericardiaƒska polityka rzàdu ustalajàca z góry wartoÊç d∏ugu.

Uzasadnia to M. Woodford [1995]. Jego zdaniem, tylko niericardiaƒska polityka fiskalna okreÊlajàca sposób przysz∏ego zachowania w∏adz fiskalnych sprawia, ˝e podmioty gospodarcze nie b´dà oczekiwa∏y przysz∏ego wzrostu podatków. Stàd obligacje rzàdowe znajdujàce si´ w ich posiadaniu b´dà traktowaç, u˝ywajàc okreÊlenia R. Barro [1974], jako majàtek netto17. W takiej sytuacji podstawowym mechanizmem ustalania poziomu cen w FTPL jest, wed∏ug M. Woodforda [1995], tzw. efekt bogactwa (majàtkowy), jaki powodujà szoki fiskalne dla podmiotów prywatnych18. Przewidywanie ni˝szej nadwy˝ki pierwotnej bud˝etu (wi´kszego deficytu) sprawia, ˝e gospodarstwa domowe czujà si´ bogatsze, a tym samym zdolne do dokonania wi´kszych wydatków. Zg∏aszajà wi´c popyt na dobra i us∏ugi wi´kszy, ni˝ gospodarka mo˝e wytworzyç. Równowag´ mo˝e przywróciç dopiero odpowiedni wzrost poziomu cen. Obni˝y on realnà wartoÊç nominalnych zobowiàzaƒ rzàdu, utrzymywanych jako aktywa przez gospodarstwa domowe. Przywrócenie równowagi nastàpi wtedy, gdy ceny wzrosnà do punktu, w którym realna wartoÊç tych aktywów nie przekracza wartoÊci bie˝àcej oczekiwanych przysz∏ych nadwy˝ek pierwotnych. W tym punkcie wydatki, których mogà dokonaç gospodarstwa domowe, sà dok∏adnie równe wartoÊci tego, co mo˝e wytworzyç gospodarka.

Ten sam mechanizm lapidarnie wyjaÊnia E. Loyo [1999, s. 2], twierdzàc, ˝e deficyt bud˝etowy w re˝imie fiskalnym znoszàcym równowa˝noÊç ricardiaƒskà zwi´ksza majàtek podmiotów prywatnych. Jego zdaniem, inflacja jest „objawem zbyt wielkie17

Inaczej mówiàc, nie b´dzie wówczas obowiàzywa∏a równowa˝noÊç ricardiaƒska.

[1998] dostrzegajà tu podobieƒstwa do efektu realnych zasobów uto˝samianego z A. Pigou i D. Patinkinem.

1 8 D.W. Elmendorf i N.G. Mankiw

216

Pawe∏ Marsza∏ek

go bogactwa nominalnego, goniàcego za zbyt ma∏à iloÊcià dóbr. Pomaga ona zmniejszyç realnà wartoÊç tego bogactwa, zrównujàc przez to popyt z poda˝à”.

Charakterystyczne jest, ˝e w przedstawionym modelu inflacyjne efekty polityki fiskalnej nie wià˝à si´ ze zmianami oczekiwanych dochodów z senioratu. Wynika to z negacji roli poda˝y pieniàdza. W FTPL szoki fiskalne wp∏ywajà na wzrost poda˝y pieniàdza, ale inna jest przyczynowoÊç. Nie przebiega ona tutaj od deficytu bud˝etowego paƒstwa do wzrostu poda˝y pieniàdza, a potem do poziomu cen, jak w teorii iloÊciowej (oraz nieprzyjemnej arytmetyce). W FTPL bud˝et paƒstwa wp∏ywa na ceny, a wskutek ich zmian zmienia si´ poda˝ pieniàdza. Wy˝sze ceny zwi´kszajà popyt na pieniàdz. Bank centralny pasywnie dostosowuje si´ do tego, dà˝àc do utrzymania zaplanowanego poziomu stóp procentowych. Stàd, jak podkreÊla M. Woodford [2001], równanie popytu na pieniàdz, okreÊlajàce wczeÊniej poziom cen, w FTPL wskazuje jedynie, jaka zmiana poda˝y pieniàdza jest konieczna, by uzyskaç równowag´, zwa˝ywszy na dany wzrost poziomu cen.

Mo˝na wi´c stwierdziç, ˝e bank centralny traci atut, którym dysponowa∏ jeszcze w s∏abej wersji FTPL. Dysponujàc odpowiednim stopniem niezale˝noÊci samodzielnie móg∏ zrealizowaç cel inflacyjny. By∏ bowiem zdolny, przez wiarygodnà odmow´ sfinansowania deficytu, sk∏oniç w∏adze fiskalne do zmiany polityki. Stawa∏y one przed koniecznoÊcià samodzielnego ograniczenia bud˝etu. Takiej koniecznoÊci nie ma w FTPL. Stàd niezale˝noÊç banku centralnego nie wp∏ywa dyscyplinujàco na rzàd. Zdaniem L.J. Christiano i T.J. Fitzgeralda [2000, s. 3], w celu zapewnienia stabilnego poziomu cen bank centralny potrzebuje wi´cej ni˝ tylko pewnoÊci, ˝e „posprzàta∏ w∏asny dom”.

VI. Uwagi koƒcowe Przyj´cie FTPL ma okreÊlone konsekwencje dla polityki gospodarczej nastawionej na stabilizacj´ poziomu cen, a zw∏aszcza dla kszta∏tu relacji mi´dzy bankiem centralnym a rzàdem. FTPL precyzuje, jakà rol´ mogà i powinni odegraç obaj decydenci w stabilizacji poziomu cen. Otwiera to pole dalszych badaƒ, dotyczàcych m.in. konsekwencji FTPL dla problematyki koordynacji polityki pieni´˝nej i polityki fiskalnej, wyznaczania tzw. optymalnej polityki czy skutecznoÊci polityki pieni´˝nej w tzw. bezgotówkowej gospodarce.

Kwestie zwiàzane z politykà gospodarczà i zaleceniami pod adresem decydentów stanowià jednak tylko jeden nurt rozwoju FTPL. Drugim sà rozwa˝ania dotyczàce okreÊlonoÊci poziomu cen. Zwolennicy FTPL uznajà, ˝e teoria ta pozwala na usuni´cie problemu indeterminizmu, zwiàzanego z modelami uwzgl´dniajàcymi racjonalne oczekiwania. Przyjmujà, ˝e uwzgl´dnienie mi´dzyokresowego ograniczenia bud˝etowego rzàdu pozwala jednoznacznie okreÊliç poziom cen.

Ze wzgl´du na swój daleki od ortodoksyjnego charakter oraz zaskakujàce, cz´sto kontrfaktyczne, wnioski i zalecenia, FTPL sta∏a si´ jednak przedmiotem o˝ywionej krytyki. Dok∏adne ich przedstawienie wykracza poza ramy opracowania, nale˝y jednak wskazaç, ˝e poglàdy krytyczne mo˝na ujàç w kilku grupach. Pierwsza obejmuje

Podstawy fiskalnej teorii poziomu cen

217

problemy zwiàzane z weryfikacjà empirycznà FTPL. Druga dotyczy za∏o˝eƒ, a zw∏aszcza tego, w jakim stopniu rzàd nie musi respektowaç ograniczenia bud˝etowego, a trzecia – rezultatów uzyskiwanych w modelach konstruowanych przez teoretyków FTPL. Czwarta grupa zarzutów dotyczy tzw. wra˝liwoÊci tej teorii.

Koƒczàc charakterystyk´ FTPL, nale˝y podzieliç si´ ogólnymi spostrze˝eniami.

Po pierwsze, FTPL ma charakter wysoce sformalizowany. Autorzy z tego nurtu konsekwentnie pos∏ugujà si´ dynamicznymi modelami równowagi ogólnej, w których zale˝noÊci wyprowadzone sà z optymalizacyjnych zachowaƒ podmiotów gospodarczych. Wykorzystujà te˝ nowoczesne teorie, takie jak podejÊcie oparte na uczeniu si´ w procesie formu∏owania oczekiwaƒ, koncepcj´ E-stabilnoÊci czy zagadnienia z zakresu optymalnych regu∏ polityki pieni´˝nej i fiskalnej. Oprócz p∏ynàcych z tego oczywistych korzyÊci, prowadzi to do tego, ˝e wi´kszoÊç opracowaƒ poÊwi´conych FTPL skupia si´ na niuansach technicznych. W takiej sytuacji stosunkowo ∏atwo straciç z oczu podstawowe zale˝noÊci.

Po drugie, fiskalna teoria poziomu cen ukazuje w zupe∏nie nowym Êwietle interakcje polityki pieni´˝nej i polityki fiskalnej. Kszta∏tuje odmienny punkt widzenia na kwestie projektowania i realizacji polityki gospodarczej. Przede wszystkim FTPL rzuca wyzwanie iloÊciowej teorii pieniàdza i powszechnie ju˝ uznanemu stwierdzeniu o pieni´˝nym charakterze inflacji w d∏ugim okresie. Trzeba jednak przyznaç, ˝e – przynamniej na obecnym etapie rozwoju – FTPL nie stanowi jeszcze w pe∏ni przekonujàcej alternatywy.

Po trzecie, poprawnoÊç rezultatów uzyskiwanych w modelach FTPL nie jest jednoznaczna. Dotyczy to zarówno wyjaÊnienia procesów inflacyjnych, jak i mo˝liwoÊci jednoznacznego okreÊlenia poziomu cen. O ile mo˝na si´ zgodziç, ˝e w zasadzie wszystkie hiperinflacje mia∏y korzenie fiskalne, a polityka fiskalna stanowi∏a i stanowi êród∏o wielu napi´ç w gospodarce, to jednak nie ma przekonujàcych dowodów, ˝e dzieje si´ to zgodnie z mechanizmem FTPL. Je˝eli natomiast chodzi o okreÊlanie poziomu cen, to uwa˝a si´, ˝e nawet jeÊli nie jest to ju˝ mo˝liwe przy wykorzystaniu teorii iloÊciowej, to jej miejsca nie zaj´∏a FTPL. Luk´ wype∏ni∏y modele nowej syntezy neoklasycznej, zawierajàce regu∏´ stopy procentowej. Przy odpowiedniej jej specyfikacji mo˝liwe jest usuni´cie problemu nieokreÊlonoÊci poziomu cen, wskazanego przez Sargenta i Wallace’a.

Tekst wp∏ynà∏ 25 kwietnia 2006 r.

Bibliografia Aiyagari R., Gertler M., The Backing of Government Bonds and Monetarism, „Journal of Monetary Economics” 1985, vol 16 (1).

Alfonso A., Disturbing the Fiscal Theory of the Price Level: Can It Fit the EU-15?, styczeƒ 2002, mimeo.

Auernheimer L., Contreras B., A Nominal Interest Rate Rule: the Case of the Open Economy, Texas A&M University, lipiec 1991, mimeo.

218

Pawe∏ Marsza∏ek

Barro R., Are Government Bonds Net Wealth?, „The Journal of Political Economy” 1974, vol. 82, nr 6.

Bednarczyk J.L., Polityka pieni´˝na przeciw inflacji. Studium gospodarki kapitalistycznej, PWN, Warszawa 1990.

Begg D., Haque B., A Nominal Interest Rate Rule and Price Level Indeterminacy Reconsidered, „Greek Economic Review” 1984, nr 6.

Blaug M., Teoria ekonomii. Uj´cie retrospektywne, WN PWN, Warszawa 2000.

Blejer M., Leone A., Introduction and Overview, w: M. Blejer, A. Ize, A.M. Leone, S. Werlang, Inflation Targeting in Practice. Strategic and Operational Issues and Application to Emerging Market Economies, International Monetary Fund, Washington 2000.

Blinder A., BankowoÊç centralna w teorii i praktyce, CeDeWu, Warszawa 2001.

Buiter W., The Fallacy of the Fiscal Theory of the Price Level, „NBER Working Papers” 1999, nr 7302.

Burda M., Wyplosz Ch., Makroekonomia. Podr´cznik europejski, PWE, Warszawa 2000.

Canzoneri M., Diba B., Fiscal Constraints on Central Bank Independence and Price Stability, „CEPR Working Papers” 1996, nr 1463.

Carlstrom Ch.T., Fuerst T.S., The Fiscal Theory of the Price Level, „Federal Reserve Bank of Cleveland Economic Review” 1999, nr 3.

Chiang A.C., Elementy dynamicznej optymalizacji, Dom Wydawniczy Elipsa, Warszawa 2002.

Christiano L. J., Fitzgerald T. J., Understanding The Fiscal Theory of The Price Level, „NBER Working Papers” 2000, nr 7668.

Cochrane J., A Frictionless View of US Inflation, w: NBER Macroeconomics Annual, red.

B. Bernanke, J. Rotemberg, vol. 13, MIT Press, Mass. 1998.

Cochrane J.H., Money as Stock: Price Level Determination with no Money Demand, 1999, manuscript.

Cochrane J., Long Term Debt and Optimal Policy in the Fiscal Theory of the Price Level, „Econometrica” 2001, nr 6 9.

Darby M., Some Pleasant Monetarist Arithmetic, „Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review” 1984, wiosna 1984.

De Grauwe P., Polan M., Is Inflation Always and Everywhere a Monetary Phenomenon? „CEPR Discussion Papers” 2001, nr 2841.

Dornbusch R., Debt and Monetary Policy Issues, „NBER Working Papers” 1996, nr 5573.

Dwyer G.P., Hafer R.W., Are Money Growth and Inflation Still Related, „Federal Reserve Bank of Atlanta Economic Review” 1999, II kwarta∏.

Elmendorf D.W., Mankiw N.G., Government Debt, w: Handbook of Macroeconomics, vol. 1C, red. J.B. Taylor, M. Woodford, North Holland, Amsterdam 1998.

Friedman B.M., The Future of Monetary Policy: The Central Bank as an Army with Only a Signal Corps, „NBER Working Papers” 1999, nr 7420.

Friedman B., Monetary Policy, „NBER Working Paper” 2000, nr 8057.

Friedman M., The Role of Monetary Policy, „American Economic Review” 1968, vol. 68.

Haliassos M., Tobin J., The Macroeconomics of Government Finance, w: red. B.M. Friedman, F.H. Hahn, Handbook of Monetary Economics, vol. II, Elsevier, Amsterdam 2000.

Humphrey T.M., Fisher and Wicksell on the Quantity Theory, „Federal Reserve Bank of Richmond Economic Quarterly” 1997, vol. 83/4.

Jurek M., Marsza∏ek P., Kszta∏towanie si´ zasobów pieniàdza i dochodowej szybkoÊci obiegu pieni´˝nego w Polsce w latach 1996–2004, w: Wspó∏czesny pieniàdz w teorii i praktyce, red. Z. Knakiewicz, Wydawnictwo Akademii Ekonomicznej w Poznaniu, Poznaƒ 2006.

Podstawy fiskalnej teorii poziomu cen

219

King M., Challenges for Monetary Policy: New and Old, Federal Reserve Bank of Kansas City, New Challenges in Monetary Policy, Jackson Hole, sierpieƒ 1999.

Kocherlatoka N., Phelan Ch., Explaining the Fiscal Theory of the Price Level, „Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review” 1999, vol. 23, jesieƒ 1999.

Kokoszczyƒski R., Wspó∏czesna polityka pieni´˝na w Polsce, PWE, Warszawa 2004.

Kuttner K., The Monetary-Fiscal Policy Mix: Perspectives from the U.S., „Bank i Kredyt” 2002, nr 11/12.

Laidler D., The Quantity Theory is Always and Everywhere Controversial – Why?, „The Economic Record” 1990, grudzieƒ.

Leeper E., Equilibria Under „Active” and „Passive” Monetary and Fiscal Policy, „Journal of Monetary Economics” 1991, nr 27.

Loyo E., Tight Money Paradox on the Loose: A Fiscalist Hyperinflation, Kennedy School of Government, 1999, manuscript.

Lucas R.E. Jr., Two Illustrations of the Quantity Theory of Money, „American Economic Review” 1980, nr 70.

McCandless G.T. Jr., Webber W.E., Some Monetary Facts, „Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review” 1995, nr 19.

Obstfeld M., Rogoff K., Speculative Hyperinflation in Maximizing Models: Can We Rule Them Out?, „Journal of Political Economy” 1983, vol. 91, nr 4.

Robinson J., Herezje ekonomiczne, PWE, Warszawa 1973.

Robinson J., Akumulacja kapita∏u, PWN, Warszawa, 1958.

Sargent T., Wallace N., Rational Expectations, the Optimal Monetary Policy and the Optimal Money Supply Rule, „Journal of Political Economy” 1975, vol. 83, nr 2.

Sargent T., Wallace N., Some Unpleasant Monetarist Arithmetic, „Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review” 1981, vol. 5.

Snowdon B., Vane H., Wynarczyk P., Wspó∏czesne nurty teorii makroekonomii, WN PWN, Warszawa 1998.

Svensson L.E.O., How Should Monetary Policy Be Conducted in an Era of Price Stability, „NBER Working Papers” 2000, nr 7156.

Szpunar P., Polityka pieni´˝na. Cele i warunki skutecznoÊci, PWE, Warszawa 2000.

Taylor H., What has Happened to M1, „Federal Reserve Bank of Philadelphia Bussiness Review” 1986, wrzesieƒ–paêdziernik.

Walsh C.E., Monetary Theory and Policy, The MIT Press, Cambridge 2001.

Wojtyna A., Szkice o niezale˝noÊci banku centralnego, WN PWN, Warszawa–Kraków 1997.

Woodford M., Monetary Policy and Price Level Determinacy in a Cash-in-Advance Economy, „Economic Theory” 1994, nr 4.

Woodford M., Price Level Determinacy without Control of a Monetary Aggregate, „NBER Working Papers” 1995, nr 5204.

Woodford M., Control of the Public Debt: A Requirement for Price Stability?, „NBER Working Papers” 1996, nr 5684.

Woodford M., Comment, w: NBER Macroeconomics Annual, red. B. Bernanke, J. Rotemberg, vol. 13, MIT Press, Mass. 1998a.

Woodford M., Doing Without Money: Controlling Inflation in a Post-monetary World, „Review of Economic Dynamics” 1998b, nr 1.

Woodford M., Fiscal Requirements for Price Stability, „Journal of Money, Credit & Banking” 2001, vol. 33.

Woodford M., Interest and Prices, Princeton University Press, Princeton

220

Pawe∏ Marsza∏ek

FOUNDATIONS OF THE FISCAL THEORY OF PRICE LEVEL Summary Looking for a theory that would explain the price level and inflation processes, as an alternative to quantitative theory of money, more and more frequently attention is turned towards the fiscal theory of price level (FTPL). According to this concept the price level is defined by intertemporal budgetary constraints, while inflation itself is always regarded as a fiscal phenomenon.

Adherents to FTPL assume that if the intertemporal budget constraint and the so called non-Ricardian fiscal policy are taken into account, then the level of prices is defined in a unique way. There are two orientations within the FTPL, the first one focuses on the definiteness of price level, while the second embraces issues revolving around recommendations for economic policy making. An important conclusion derived from FTPL states that even a fully independent central bank is not able to guarantee the stability of price level.

О

О

А Ь О

О

У О

Я

езюме поиске теории, объясняющей формирование уровня цен и инфляционных процессов, ученые всё чаще обращаются к фискальной теории определения уровня цен (FTPL) в качестве альтернативы для количественной теории денег. огласно этой теории, уровень цен определяется текущим бюджетным ограничением, а инфляция всегда является фискальным явлением. торонники FTPL принимают, что учёт текущего ограничения бюджета правительства и принципы так называемой нерикардианской фискальной политики позволяют однозначно определить уровень цен. этой теории можно выделить два течения: первое касается определенности уровня цен, а второе охватывает вопросы, связанные с экономической политикой и рекомендациями по отношению к принимающим решения. ажный вывод FTPL заключается в том, что даже абсолютно независимый центральный банк не в состоянии обеспечить стабильности уровня цен. Эта теория указывает в совершенно новом свете взаимовлияние денежной политики и фискальной политики. виду своего неортодоксального характера, FTPL стала предметом оживленной критики.

M

I

S

C

E

L

L

A

N

E

A

DOROTA CIO¸EK* STANIS¸AW UMI¡SKI* *

Transfer technologii przez zagranicznych inwestorów*** I. Problem mierzenia TFP i interpretacji wyników ¸àcznà (ca∏kowità) produktywnoÊç czynników produkcji (TFP) interpretowaç mo˝na na gruncie tzw. nowej teorii wzrostu, w myÊl której ró˝nic´ mi´dzy dynamikà wzrostu czynników produkcji oraz nak∏adów okreÊlaç mo˝na jako technologi´. W literaturze przedmiotu wzrost TFP interpretowany jest zazwyczaj jako wskaênik informujàcy o tempie poprawy efektywnoÊci wykorzystywanej technologii. Z TFP wià˝e si´ jednak˝e du˝o kontrowersji, które wynikajà z wielu odmiennych interpretacji tego, czym jest TFP. Obszerny przeglàd ró˝nych interpretacji TFP zaprezentowali R.G. Lipsey i K. Carlaw [2002] w artykule What Does Total Factor Productivity Measure?, w którym wyró˝nili: TFP jako miar´ produktywnoÊci, informujàcà o obecnie wykorzystywanej technologii w produkcji dóbr oraz us∏ug. TFP zatem odnosi si´ do tzw. zmiany technologicznej, czyli przesuni´ç krzywej mo˝liwoÊci produkcyjnych. Wzrost produktywnoÊci oznacza umiej´tnoÊç wytwarzania wi´kszej produkcji z danych zasobów. R.G. Lipsey i K. Carlaw obrazowo t∏umaczà wzrost produktywnoÊci jako working smarter instead of working harder.

TFP jako êród∏o wzrostu gospodarczego, interpretowanà jako poprawa ca∏kowitej produktywnoÊci niezale˝na od zmian produktywnoÊci pracy i kapita∏u.

Wzrost TFP jako dowód na rosnàcà wydajnoÊç dzia∏alnoÊci gospodarczej, co stwarza szans´ – w d∏ugim okresie – na wzrost produkcji.

Wysoka TFP wskazuje na wy˝szy poziom technologicznego zaawansowania produkcji, co oznacza, ˝e kapita∏ i praca (jako czynniki produkcji) uzyskujà wysokie przychody przy kosztach produkcji pozostajàcych na niskim poziomie.

R.G. Lipsey i K. Carlaw odnoszà si´ tak˝e do badaƒ nad zmianami TFP prowadzonych przez A. Younga, z których wynika, ˝e np. Singapur odnotowa∏ zerowy przyrost TFP w czasie, gdy w rzeczywistoÊci kraj ten dokona∏ skoku cywilizacyjnego i nastàpi∏ w nim niespotykany wzrost PKB per capita. Autorzy nast´pnie wskazujà znany z teorii wzrostu paradoks produktywnoÊci, którego przejawem jest m.in. rozbie˝noÊç mi´dzy wysokim post´pem technologicznym na poziomie mikroekonomicznym (tzw. rewolucja w technologiach informa*

Dr Dorota Cio∏ek – Katedra Ekonometrii, Uniwersytet Gdaƒski.

Dr Stanis∏aw Umiƒski – OÊrodek Badaƒ Integracji Europejskiej, Uniwersytet Gdaƒski. *** Prezentowane wyniki sà fragmentem badaƒ przeprowadzonych w ramach projektu KBN „Transfer technologii przez zagranicznych inwestorów bezpoÊrednich jako czynnik integracji z UE i poprawy konkurencyjnoÊci polskiej gospodarki” realizowanego przez OÊrodek Badaƒ Integracji Europejskiej Uniwersytetu Gdaƒskiego. **

222

Miscellanea

cyjnych i komunikacyjnych) a relatywnie niewielkimi przyrostami TFP na poziomie makroekonomicznym. Twierdzà oni, ˝e zmiany produktywnoÊci i zmiany technologicznie nie sà ze sobà skorelowane. Cytowani autorzy dochodzà nast´pnie do raczej pesymistycznych wniosków, w myÊl których: TFP nie mo˝e jednoczeÊnie mierzyç ca∏ego zakresu zmian technologicznych oraz korzyÊci zewn´trznych i efektów skali; zmiany technologiczne, jak np. silnik spalinowy, niekoniecznie prowadzà do wzrostu TFP; zmiany w TFP nie zawsze odzwierciedlajà np. rosnàce nak∏ady na B+R; TFP nie sprawdza si´ w przypadkach, w których zmiana technologiczna ucieleÊniona jest w ponoszonych nak∏adach na kapita∏, a nie w postaci wzrostu produktywnoÊci; w przypadkach gospodarki znajdujàcej si´ w trakcie procesów dostosowaƒ strukturalnych wyst´puje du˝e prawdopodobieƒstwo tego, ˝e wzrost produktywnoÊci pracy i kapita∏u odnotowany zostanie jako wzrost zasobu pracy i kapita∏u; równie˝ inne czynniki kszta∏tujà dynamik´ TFP; np. w krajach, sektorach lub przedsi´biorstwach majàcych dost´p do identycznych lub zbli˝onych technologii utrzymujàce si´ ró˝nice w TFP wynikaç mogà tak˝e z jakoÊci dost´pnego kapita∏u ludzkiego oraz infrastruktury (transportowej, komunikacyjnej), czynników geograficznych lub dost´pnoÊci zasobów naturalnych.

Mimo zastrze˝eƒ TFP jest cz´sto wykorzystywanà miarà do analiz zmian produktywnoÊci oraz transferu technologii (TT) [S. Barrios, E. Strobl 2002; A. Bassanini, S. Scarpetta, I. Visco 2001; H. Braconier, K. Ekholm, K.H.M. Knarvik 2001; W. Chung 2001; J.W. Kendrick 1991; J.J. Krueger, U. Canter, H. Hanusch 2000; S.M. Miller, M.P. Upadhyay 2002; OECD Papers... 2001; The Technology 1992; S. Scarpetta, A. Bassanini, D. Pilat, P. Schreyer 2001; B.K. Smarzyƒska 2005; Potencja∏ konkurencyjny... 2003]. Z tego wzgl´du autorzy zdecydowali si´ na podj´cie próby wykorzystania TFP do okreÊlenia charakteru procesów TT.

II. Metodologia szacowania wzrostu TFP W niniejszym badaniu szacowanie wzrost TFP jako miernika produktywnoÊci oparte zasta∏o na neoklasycznej funkcji produkcji. Przyj´to za∏o˝enie, wykorzystywane cz´sto w analizach empirycznych, ˝e funkcja produkcji charakteryzuje si´ sta∏ymi efektami skali. Takie za∏o˝enie dla polskiej gospodarki w okresie transformacji zosta∏o pozytywnie zweryfikowane m.in. w pracy M. Gradzewicza i M. Kolasy [2004]. Stàd za podstaw´ oszacowania wzrostu TFP mo˝emy przyjàç funkcj´ produkcji Cobba-Douglasa o sta∏ych efektach skali, która dla danych panelowych przyjmuje postaç: eL

Yit = TFPit Litit K it( 1- eit ) , L

(1)

gdzie Y it jest wartoÊcià zmiennej Y dla i-tej grupy (trzycyfrowe PKD) w roku t, natomiast eitL jest elastycznoÊcià produkcji na zmiany nak∏adów czynnika pracy.

Z formu∏y (1) wynika, ˝e przy powy˝szych za∏o˝eniach TFP mo˝na w prosty sposób oszacowaç nast´pujàco:

ln TFPit = ln Yit - eitL ln Lit - (1 - eitL ) ln K it .

(2)

Oznacza to, ˝e wartoÊç elastycznoÊci eitL ma g∏ówne znaczenie w estymacji TFP. Wielokrotnie podejmowane by∏y próby oszacowania wartoÊci eitL dla polskiej gospodarki z wykorzystaniem narz´dzi ekonometrycznych. Na przyk∏ad z badania M. Gradzewicza i M. Ko-

Miscellanea

223

lasy [2004] przeprowadzonego na podstawie danych kwartalnych z lat 1995–2002 wynika, ˝e w Polsce wspó∏czynnik elastycznoÊci produkcji na nak∏ady pracy wynosi oko∏o 0,55.

Inne wyniki uzyskane na podstawie danych rocznych wskazujà na wartoÊç tego wspó∏czynnika wynoszàcà 0,66. Przytoczone wyniki badaƒ uzyskane zosta∏y dla okresu, w którym polska gospodarka podlega∏a intensywnym procesom transformacji, dlatego przyj´cie jednej wartoÊci eitL, sta∏ej dla ca∏ego okresu, prowadziç mo˝e do obcià˝enia wyników pomiaru TFP. Stàd najcz´Êciej w procesie estymacji TFP e itL reprezentowana jest przez zmienny w czasie stosunek nak∏adów na czynnik pracy do wartoÊci dodanej, a nie sta∏à w czasie wartoÊç uzyskanà przy wykorzystaniu technik ekonometrycznych. Analiza empiryczna w niniejszym badaniu oparta zosta∏a na danych GUS pochodzàcych ze sprawozdaƒ finansowych F01 i F02.

Stosunek nak∏adów na prac´ do wartoÊci dodanej obliczony na podstawie tych danych charakteryzuje si´ wysokà zmiennoÊcià, a jego wartoÊç w wielu przypadkach przekracza jeden. Zak∏adajàc, ˝e jest to skutkiem pewnych b∏´dów pomiaru, w celu unikni´cia obcià˝enia wynikajàcego z tego faktu zastosowano procedur´ wyg∏adzania szeregu elastycznoÊci zaproponowanà przez J. Harrigana [1997]. ElastycznoÊci ostatecznie wykorzystane w formule (3) sà zatem wartoÊciami teoretycznymi obliczonymi po oszacowaniu nast´pujàcej regresji:

eitL = b ln( K it / Lit ) + e i ,

(3)

gdzie ei jest czynnikiem zak∏ócajàcym, który reprezentuje b∏´dy pomiaru.

Regresja oszacowana zosta∏a jako panelowy model ekonometryczny z ustalonymi efektami indywidualnymi i okresowymi. Stosujàc opisanà procedur´, oszacowaliÊmy szeregi TFP we wszystkich analizowanych grupach przemys∏u przetwórczego w Polsce.

III. Wyniki oszacowaƒ wzrostu TFP Zanim przejdziemy do przedstawienia i omówienia wyników estymacji przyczynowo-skutkowych modeli ekonometrycznych, zaprezentujemy wnioski p∏ynàce z analizy kszta∏towania si´ produktywnoÊci (pracy, majàtku oraz TFP). S∏u˝à one weryfikacji hipotezy 1 zdefiniowanej w nast´pujàcy sposób.

Hipoteza 1: Transfer technologii wià˝e si´ z faktem podejmowania dzia∏alnoÊci gospodarczej przez inwestorów z krajów o wy˝szym zaawansowaniu technologicznym. Inwestorzy ci, rozpoczynajàc i prowadzàc dzia∏alnoÊç w Polsce, wykorzystujà swoje przewagi wynikajàce z w∏asnoÊci (paradygmat OLI, J.H. Dunninga). Przewagi te sà niezb´dne, aby firma mog∏a i chcia∏a funkcjonowaç (konkurowaç) w zagranicznym otoczeniu.

Punktem wyjÊcia powy˝szej hipotezy jest pozycja Polski w rankingach zaawansowania technologicznego. Jednym z rankingów jest Community Innovation Survey. Polska zaklasyfikowana zosta∏a do krajów doganiajàcych, z jednà z najni˝szych wartoÊci indeksu w 2004 r.

Kraje, które sà najwa˝niejszymi inwestorami zagranicznymi w Polsce, zaliczajà si´ do liderów pod wzgl´dem zaawansowania technologii. Nie mo˝na oczywiÊcie zak∏adaç, ˝e technologie przenoszone do Polski sà tymi, które sà najbardziej nowoczesne i zaawansowane, gdy˝ – jak wiadomo – motywacje inwestorów zagranicznych sà ró˝ne. Niektórzy z nich np. przenoszà do krajów inwestycji technologie przestarza∏e. Teorie inwestycji zagranicznych, badania ankietowe przeprowadzone w ramach projektu KBN oraz obserwacja dzia∏alnoÊci BIZ w Polsce sk∏aniajà jednak˝e do postawienia hipotezy o du˝ym znaczeniu motywu przewagi technologicznej w podejmowaniu BIZ w Polsce.

224

Miscellanea

Jak wynika z porównania wartoÊci TFP, w latach 1993–2003 dostrzec mo˝na by∏o rosnàcy (z niewielkimi wahaniami w poszczególnych latach) trend TFP w firmach stanowiàcych w∏asnoÊç krajowà. Natomiast w firmach b´dàcych w∏asnoÊcià zagranicznà wskazaç nale˝y na dwa okresy. W latach 1993–97 poziom TFP ulega∏ wahaniom, by∏ jednak wy˝szy ni˝ w firmach, które by∏y w∏asnoÊcià krajowà [S. Umiƒski 2002], a od 1994 do 1997 r. systematycznie rós∏. W 1998 r. nastàpi∏ bardzo silny spadek poziomu TFP, po czym w kolejnych latach obserwowany jest systematyczny jego wzrost. Lata 1997–98 by∏y prze∏omem w kszta∏towaniu si´ poziomu TFP w firmach stanowiàcych w∏asnoÊç zagranicznà.

Rysunek 1

Porównanie wartoÊci TFP w latach 1993–2003, ceny sta∏e z 1993 r.

1,8 1,7 1,6 1,5 1,4 1,3 1,2 1,1 1,0 1993

1994 krajowe

1995

1996

1997

1998

zagraniczne

1999

2000

2001

2002

2003

ogó∏em

èród∏o: Obliczenia w∏asne na podstawie danych GUS.

Dekompozycja TFP wskazuje, ˝e w 1998 r. w stosunku do roku poprzedniego w firmach w∏asnoÊci zagranicznej bardzo silnemu spadkowi uleg∏a produktywnoÊç majàtku. Analiza danych statystycznych prowadzi do wniosku, ˝e w roku 1998 bardzo wzros∏a wartoÊç BIZ, które nap∏yn´∏y do Polski. Z danych Polskiej Agencji Informacji i Inwestycji Zagranicznych (PAIiIZ) wynika, ˝e nap∏yw BIZ wyniós∏ 9,6 mld USD. W stosunku do kapita∏u, który w formie BIZ nap∏ynà∏ w 1997 r., by∏ to wzrost (rocznej wartoÊci nap∏ywu) o 3,8 mld USD. By∏ to najwi´kszy przyrost, jaki odnotowano w latach 1993–98. Znajduje on tak˝e odzwierciedlenie w danych panelowych ze sprawozdaƒ finansowych F-02 – mi´dzy 1997 a 1998 r. wartoÊç majàtku trwa∏ego (w cenach sta∏ych z 1993 r.) wzros∏a prawie trzykrotnie. Tak znaczny wzrost wartoÊci nap∏ywajàcego kapita∏u skutkowa∏ obni˝eniem si´ produktywnoÊci majàtku1 (liczonej jako wartoÊç przychodów ze sprzeda˝y na jednostk´ majàtku trwa∏ego). Spadek produktywnoÊci majàtku jest te˝ skutkiem wzrostu znaczenia inwestycji typu greenfield, które w przeciwieƒstwie do inwestycji prywatyzacyjnych nie generujà, od 1 Na spadek produktywnoÊci majàtku trwa∏ego w firmach z kapita∏em zagranicznym zwrócono tak˝e uwag´ w opracowaniu Ministerstwa Gospodarki i Pracy [Rola podmiotów... 2004, s. 18–22]. Wed∏ug Ministerstwa, w latach 1996–98 produktywnoÊç majàtku w spó∏kach z udzia∏em kapita∏u zagranicznego charakteryzowa∏a si´ ujemnà, Êredniorocznà zmianà na poziomie 12,3%.

225

Miscellanea

chwili wejÊcia inwestora zagranicznego, wp∏ywów ze sprzeda˝y. W kolejnych latach, gdy nap∏yw BIZ (w uj´ciu rocznym) by∏ mniejszy2 , produktywnoÊç majàtku wzrasta∏a. Mo˝na wi´c powiedzieç, ˝e majàtek zagranicznych inwestorów zaczà∏ generowaç przychody ze sprzeda˝y (co nast´puje z opóênieniem, gdy˝ – zw∏aszcza w inwestycjach typu greenfield – od chwili zainwestowania kapita∏u do pojawienia si´ powa˝niejszych przychodów ze sprzeda˝y mijajà 2 lata lub wi´cej). Mo˝na tak˝e stwierdziç, ˝e spadek produktywnoÊci majàtku w firmach Rysunek 2

Porównanie produktywnoÊci majàtku w latach 1993–2003, ceny sta∏e z 1993 r.

1,6 1,4 1,2 1,0 0,8 0,6 0,4 1993

1994

1995

1996

krajowe

1997

1998

1999

2000

2001

2002

2003

ogó∏em

zagraniczne

èród∏o: Obliczenia w∏asne na podstawie danych GUS.

Rysunek 3

Porównanie wydajnoÊci pracy w latach 1993–2003, ceny sta∏e z 1993 r.

90 80 70 60 50 40 30 20 10 0

1993

1994 krajowe

1995

1996

1997

1998

zagraniczne

1999

2000

2001

2002

ogó∏em

èród∏o: Obliczenia w∏asne na podstawie danych GUS. 2

Z wyjàtkiem 2000 r., kiedy to wed∏ug PAIiIZ odnotowano rekordowy nap∏yw BIZ.

2003

226

Miscellanea

z kapita∏em zagranicznym jest przejawem wzrostu obcià˝enia majàtkiem – tak˝e na skutek wspomnianego ju˝ wzrostu znaczenia inwestycji typu greenfield. Wzrost produktywnoÊci majàtku od 1998 r. dowodzi jednak, ˝e majàtek ten jest konkurencyjny, zaczyna generowaç coraz wi´ksze przychody oraz stanowi solidnà baz´ BIZ w przysz∏oÊci. Symptomatyczne jest wyrównywanie si´ w latach 1998–2003 poziomów produktywnoÊci majàtku mi´dzy firmami stanowiàcymi w∏asnoÊç krajowà i zagranicznà, przy czym w firmach krajowych odnotowano spadek, natomiast w zagranicznych wzrost produktywnoÊci majàtku. Podobny trend obserwujemy tak˝e w kszta∏towaniu si´ poziomów TFP. Odmienna prawid∏owoÊç jest widoczna w dziedzinie wydajnoÊci pracy. W latach 1994–2003 wydajnoÊç ta w firmach z kapita∏em zagranicznym by∏a wy˝sza ni˝ w firmach krajowych. Zarówno w jednych, jak i drugich w badanym okresie obserwujemy wzrost wydajnoÊci pracy, jego dynamika jednak˝e jest wi´ksza w firmach stanowiàcych w∏asnoÊç zagranicznà, czego skutkiem jest rosnàca luka mi´dzy firmami obu form w∏asnoÊci.

IV. Wyniki estymacji przyczynowo-skutkowych modeli ekonometrycznych Do oszacowania kolejnych relacji w modelu wykorzystano dane GUS dla 102 grup przemys∏u przetwórczego w latach 1993–2003. Mamy zatem do czynienia z danymi przekrojowo-czasowymi okreÊlanymi mianem danych panelowych. Nale˝y zaznaczyç, ˝e by∏ to tzw. niezbilansowany panel, czyli nie dla wszystkich grup znane by∏y wartoÊci poszczególnych zmiennych w ca∏ym okresie badania. Wielokrotnie wynika∏o to z faktu, ˝e w niektórych latach przedsi´biorstw tworzàcych danà grup´ by∏o zbyt ma∏o. Nale˝y zaznaczyç, ˝e GUS nie udost´pnia danych statystycznych, jeÊli w sektorze dzia∏ajà mniej ni˝ trzy podmioty lub udzia∏ jednego podmiotu w wartoÊci cechy przekracza 50%.

Ogólnà postaç panelowego modelu ekonometrycznego mo˝na zapisaç nast´pujàco:

yit = bX ©it +a i + l t + xit ;

i = 1, ... , N, t = 1, ... , T;

(4)

gdzie: y jest zmiennà objaÊnianà w modelu, w naszym przypadku sà to zmiany poszczególnych miar produktywnoÊci, X to wektor wybranych czynników objaÊniajàcych, N – liczba analizowanych grup, T – liczba lat. Czynnik ai reprezentuje efekty indywidualne sta∏e w ka˝dym okresie, ale inne dla ka˝dej grupy, a lt to efekty okresowe, które przyjmujà t´ samà wartoÊç dla wszystkich grup w tym samym okresie, ale sà ró˝ne w ka˝dym roku badania. Ostatni element xit jest sk∏adnikiem czysto losowym, co do którego przyjmuje si´ standardowy zestaw za∏o˝eƒ o homoscedastycznoÊci i braku autokorelacji. Ka˝dy i-ty efekt indywidualny reprezentuje specyfik´ danej grupy, cechy, które sà nieobserwowalne, niemierzalne lub po prostu nie sà uj´te w modelu. Uwzgl´dnienie tych cech w modelu w postaci efektu indywidualnego pozwala na wyeliminowanie ich wp∏ywu na oceny parametrów b, które mogà byç wówczas bardziej wiarygodnà miarà wp∏ywu okreÊlonego czynnika x na zmiennà y. Podobnie efekty okresowe lt odzwierciedlajà takie czynniki, jak zmiany prawne, mi´dzynarodowe kryzysy gospodarcze, fazy cyklu koniunkturalnego itp., które wystàpi∏y w danym roku i w tym samym stopniu dotyczà wszystkich analizowanych grup. Zatem wp∏yw tych czynników zosta∏ równie˝ wyeliminowany z oceny parametrów strukturalnych modelu. Omówione efekty indywidualne i okresowe mogà byç albo efektami ustalonymi, albo losowymi. Ze wzgl´du na niespe∏nienie niektórych za∏o˝eƒ w niniejszym badaniu wszystkie modele szacowane by∏y jako modele z efektami ustalonymi. TrafnoÊç przyj´cia tego typu modelu w wi´kszoÊci przypadków potwierdzona zosta∏a przez zastosowanie testu specyfikacji Hausmana3 .

3 Opis specyfiki estymacji modeli ekonometrycznych z wykorzystaniem danych panelowych znaleêç mo˝na m.in. w pracach W.H. Greene’a [2003] oraz B.H. Baltagi [2003].

Miscellanea

227

Celem analizy by∏o zidentyfikowanie czynników, które wp∏ywajà na zmiany poszczególnych mierników produktywnoÊci, a nie precyzyjne oszacowanie miar elastycznoÊci, które mog∏yby byç zastosowane w podejmowaniu decyzji gospodarczych. Nie dokonano zatem bezpoÊredniej interpretacji uzyskanych ocen parametrów ze wzgl´du na fakt, ˝e po pierwsze uzyskane one zosta∏y na podstawie relatywnie krótkich szeregów czasowych, a po drugie okres wykorzystany w estymacji jest czasem znacznych zmian strukturalnych w gospodarce. Stàd interpretacja uzyskanych wyników polega przede wszystkim na stwierdzeniu statystycznej istotnoÊci bàdê nieistotnoÊci analizowanej relacji oraz kierunku oddzia∏ywania mi´dzy badanymi czynnikami. Estymacja modeli mia∏a na celu zweryfikowanie konkretnych hipotez dotyczàcych wp∏ywu poszczególnych czynników, a przede wszystkim BIZ, na zmiany produktywnoÊci w polskim przemyÊle przetwórczym. W kolejnych szacowanych regresjach wykorzystane zosta∏y zmienne objaÊniajàce opisane w tabeli 1.

Tabela 1

Zmienne objaÊniajàce wykorzystane w modelu D ln y

przyrost logarytmu przychodów ze sprzeda˝y w danej grupie (ogó∏em lub krajowe)

DK/L

zmiana stosunku majàtku do zatrudnienia

BIZ_M

udzia∏ firm z kapita∏em zagranicznym w majàtku grupy

BIZ_M– t

udzia∏ firm z kapita∏em zagranicznym w majàtku grupy opóêniony o t okresów

BIZ_S

udzia∏ firm z kapita∏em zagranicznym w przychodach ze sprzeda˝y w danej grupie

BIZ_S– t

udzia∏ firm z kapita∏em zagranicznym w przychodach ze sprzeda˝y w danej grupie póêniony o t okresów

BIZ_Z

udzia∏ zatrudnienia w firmach z kapita∏em zagranicznym w zatrudnieniu ogó∏em w danej grupie

BIZ_Z– t

udzia∏ zatrudnienia w firmach z kapita∏em zagranicznym w zatrudnieniu ogó∏em w danej grupie opóêniony o t okresów

ln innowacje

logarytm nak∏adów na innowacje w danym roku (ogó∏em lub krajowe)

ln B + R

logarytm nak∏adów na badania i rozwój w danym roku (ogó∏em albo krajowe)

eksport

wartoÊç eksportu w grupie ogó∏em albo w przedsi´biorstwach krajowych

Dwa pierwsze z wymienionych czynników, czyli przyrost wartoÊci sprzeda˝y oraz zmiana stosunku majàtku do zatrudnienia, uwzgl´dnione zosta∏y we wszystkich szacowanych modelach ze wzgl´du na fakt, i˝ ich zmiennoÊç w znacznym stopniu wyjaÊnia zmiany produktywnoÊci. Obie zmienne brane by∏y pod uwag´ równie˝ w innych badaniach poÊwieconych wp∏ywowi BIZ na produktywnoÊç przedsi´biorstw krajowych [K. ˚ukowska-Gugelmann 2000].

Szacowane przez autorów modele typu (4), w których uwzgl´dniane by∏y ró˝ne zestawy omówionych powy˝ej zmiennych objaÊniajàcych, pos∏u˝y∏y do weryfikacji kolejnych hipotez.

Hipoteza 2: Pojawienie si´ kapita∏u zagranicznego z czasem prowadzi do podnoszenia produktywnoÊci w grupie PKD ogó∏em.

Wyniki przeprowadzonych estymacji prowadzà do wniosku, ˝e produktywnoÊç (mierzona przez poziom TFP) w grupie ogó∏em, nie zale˝y od udzia∏u kapita∏u zagranicznego w majàtku trwa∏ym, przy czym brak wp∏ywu dotyczy zarówno danego roku, jak te˝ opóênienia o jeden i dwa okresy (BIZ_M– 1 oraz BIZ_M– 2). TFP jest jednak zale˝na od udzia∏u firm z kapita∏em zagranicznym w przychodach ze sprzeda˝y w grupie. Rosnàcy udzia∏ firm

228

Miscellanea

stanowiàcych w∏asnoÊç zagranicznà w sprzeda˝y prowadzi zatem do podniesienia poziomu TFP. Jak wynika z przeprowadzonych obliczeƒ, produktywnoÊç reprezentowana przez TFP nie jest zale˝na od intensywnoÊci nak∏adów ponoszonych na innowacje, w tym na badania i rozwój. Dowodzi to, ˝e nak∏ady na B + R sà jeszcze stosunkowo niskie i nie sà w stanie wp∏ynàç na poziom produktywnoÊci przedsi´biorstw. Zbli˝one prawid∏owoÊci uzyskano, estymujàc wp∏yw poszczególnych czynników na wydajnoÊç pracy (mierzonà jako wartoÊç przychodów ze sprzeda˝y na pracujàcego).

Nieco inaczej kszta∏tuje si´ wp∏yw obecnoÊci kapita∏u zagranicznego na produktywnoÊç majàtku (przychody ze sprzeda˝y przeliczone na jednostk´ majàtku) w grupie. Zmiany tej produktywnoÊci zale˝à od udzia∏u firm z kapita∏em zagranicznym w sprzeda˝y, a tak˝e od udzia∏u firm z kapita∏em zagranicznym w zatrudnieniu. Jest to ciekawa prawid∏owoÊç, która wskazuje na to, ˝e do poprawy produktywnoÊci majàtku (jest to sytuacja, w której przychody ze sprzeda˝y wzrastajà w szybszym tempie ni˝ wartoÊç majàtku trwa∏ego) niezb´dni sà pracownicy wykwalifikowani w umiej´tnoÊci sprzeda˝y. Z badaƒ prowadzonych wÊród przedsi´biorstw z kapita∏em zagranicznym wynika, ˝e firmy te, w porównaniu z przedsi´biorstwami krajowymi, zatrudniajà relatywnie lepiej wyszkolonà kadr´ tak˝e w technikach sprzeda˝y. Zbli˝one rezultaty estymacji uzyskano, badajàc produktywnoÊç liczonà w uj´ciu relacji wartoÊci dodanej do wartoÊci majàtku trwa∏ego. W tym przypadku – dodatkowo – produktywnoÊç majàtku zale˝y równie˝ od udzia∏u firm w∏asnoÊci zagranicznej w majàtku grupy. Symptomatyczny jest fakt, ˝e produktywnoÊç majàtku nie zale˝y od nak∏adów na innowacje oraz nak∏adów na badania i rozwój.

Hipoteza 3: BIZ zorientowane na eksport (proeksportowo) charakteryzujà si´ wi´kszà skalà TT ni˝ te, w których eksport jest niski. Za∏o˝enie takie wynika z faktu, ˝e produkcja skierowana na eksport jest cz´Êcià powiàzaƒ kooperacyjnych w ramach korporacji transnarodowych. Wymagania jakoÊciowe i technologiczne sà zatem tutaj wyjàtkowo wysokie.

Hipoteza ta znajduje potwierdzenie w wynikach estymacji. Zmiany TFP w grupie sà zale˝ne od obecnoÊci proeksportowo zorientowanych inwestorów zagranicznych.

Hipoteza 4: Pojawienie si´ kapita∏u zagranicznego z czasem prowadzi do podnoszenia produktywnoÊci w przedsi´biorstwach z kapita∏em krajowym.

Ocena istotnoÊci ocen parametrów uzyskanych w modelach dla przedsi´biorstw b´dàcych w∏asnoÊcià krajowà wskazuje na zale˝noÊç zmian TFP od udzia∏u firm stanowiàcych w∏asnoÊç zagranicznà w majàtku, przychodach ze sprzeda˝y oraz w zatrudnieniu. Uwzgl´dnienie opóênieƒ czasowych prowadzi do wniosku, ˝e istnieje pewna prawid∏owoÊç w reakcji TFP firm krajowych na rosnàce udzia∏y kapita∏u zagranicznego w majàtku, sprzeda˝y oraz zatrudnieniu w grupie. W pierwszym roku, gdy roÊnie udzia∏ kapita∏u zagranicznego, TFP w firmach krajowych wzrasta (jest to wzrost istotny). Natomiast w kolejnym roku TFP spada.

Mo˝na to interpretowaç w odniesieniu do znanego z literatury efektu konkurencji. Wzrost udzia∏u kapita∏u w grupie PKD prowadzi do mobilizacji przedsi´biorstw krajowych. W pierwszym roku próbujà one tej konkurencji sprostaç, mobilizujàc zasoby i podejmujàc dzia∏ania dostosowawcze do nowej sytuacji na rynku. Jednak˝e w drugim roku zwi´kszona konkurencja okazuje si´ powa˝na, firmy, po wyczerpaniu prostych rezerw, nie sà w stanie dalej tej presji sprostaç. Konkretne czynniki i bariery rozwojowe uzale˝nione sà od poszczególnych przypadków przedsi´biorstw. Mogà byç to problemy z dost´pem do Êrodków finansowych (kredyt), biurokracja, nieprzejrzyste przepisy prawne, brak znajomoÊci rynków zbytu za granicà (w tej dziedzinie firmy z kapita∏em zagranicznym radzà sobie lepiej).

Wskazaç nale˝y na kolejnà prawid∏owoÊç. Estymacja odpowiednich modeli dowodzi, ˝e firmy (krajowe) zorientowane proeksportowo sà w stanie lepiej wykorzystaç obecnoÊç firm z kapita∏em zagranicznym przez efekty uczenia i naÊladownictwa. Wynika to z faktu, ˝e dzia∏ajà one w nieco odmiennym otoczeniu – wymagajàcych rynków eksportowych. Bardzo podobne wyniki uzyskano co do zmian produktywnoÊci pracy oraz majàtku; zmiany w pro-

229

Miscellanea

duktywnoÊci zale˝ne sà tutaj od udzia∏u firm z kapita∏em zagranicznym w majàtku oraz w zatrudnieniu (tak˝e potwierdza si´ prawid∏owoÊç dotyczàca opóênieƒ czasowych).

Hipoteza 5: Za R. Findlayem [1978] stawiamy tez´, ˝e transfer technologii przez BIZ jest rosnàcà funkcjà luki technologicznej mi´dzy oferentem i odbiorcà.

W myÊl koncepcji tzw. optymalnej luki technologicznej TT jest rosnàcà funkcjà luki technologicznej tylko wtedy, gdy luka ta jest mniejsza od pewnego poziomu krytycznego. Z kolei gdy luka technologiczna jest zbyt du˝a, transfer technologii maleje, gdy˝ asymilacja technologii nie jest mo˝liwa. Przyjàç mo˝na tym samym, ˝e aplikacja, dyfuzja i adaptacja technologii wymagajà okreÊlonego minimum poziomu zaawansowania technologicznego i infrastruktury oraz kapita∏u fizycznego i ludzkiego. Graficzna interpretacja rozwa˝aƒ odnoÊnie do poj´cia optymalnej luki technologicznej podobna jest do tzw. krzywej Laffera. Na rys. 4 G* oznacza optymalny poziom luki technologicznej gwarantujàcy maksymalnà intensywnoÊç transferu technologii (G oznacza luk´ technologicznà, B(t) ilustruje intensywnoÊç TT).

Rysunek 4

Ilustracja koncepcji optymalnej luki technologicznej B(t)

0

G*

G

èród∏o: Opracowanie w∏asne.

Przeprowadzona analiza mia∏a udzieliç odpowiedzi na pytanie, w jaki sposób tempo wzrostu TFP w polskich przedsi´biorstwach krajowych zale˝y od luki technologicznej, czyli ró˝nicy w TFP mi´dzy przedsi´biorstwami z kapita∏em zagranicznym a przedsi´biorstwami z kapita∏em krajowym w roku wejÊcia kapita∏u zagranicznego do danej grupy PKD. W analizie pomini´te zosta∏y te grupy, w których przedsi´biorstwa krajowe w wi´kszoÊci analizowanych lat mia∏y wy˝szà TFP ni˝ przedsi´biorstwa z kapita∏em zagranicznym. Przeci´tna stopa wzrostu TFP w i-tej grupie wyliczona zosta∏a wed∏ug formu∏y:

DTFPi =

1 T

T

Ê TFPt ˆ ˜, t -1 ¯

 lnÁË TFP t =1

(5)

gdzie T jest d∏ugoÊcià okresu, w którym kapita∏ zagraniczny jest obecny w danej grupie.

T przyjmuje ró˝ne wartoÊci dla poszczególnych grup. Po uwzgl´dnieniu kryterium dodatniej luki technologicznej (przedsi´biorstwa z kapita∏em zagranicznym majà lepszà technologi´ ni˝ przedsi´biorstwa krajowe) w analizie zosta∏y uwzgl´dnione 52 grupy PKD. Analiza wykresu (rys. 5) wskazuje, ˝e nie mo˝na potwierdziç hipotezy Findlaya. Punkty na wykresie charakteryzujà si´ bowiem znacznym rozrzutem. Próby dopasowania linii trendu wielomianowego wskazujà na kszta∏t odmienny od paraboli. Co wi´cej, R2 przyjmuje bardzo niskie wartoÊci, co wskazuje na s∏abe dopasowanie linii trendu do uzyskanych rzeczywistych obserwacji.

230

Miscellanea Rysunek 5

Weryfikacja hipotezy Findlaya dla TFP w przedsi´biorstwach krajowych

Przeci´tna stopa wzrostu TFP

0,15

0,1

0,05

0 0

0,5

1,0

1,5

2,0

2,5

3,0

3,5

4,0

–0,05

–0,1 Luka technologiczna w roku wejÊcia kapita∏u zagranicznego èród∏o: Obliczenia w∏asne na podstawie danych GUS.

Hipoteza 6: W nawiàzaniu do tezy 4 zak∏adamy, ˝e z czasem mi´dzy formami w∏asnoÊci dochodzi do konwergencji w poziomach technologii. JeÊli tak, to by∏oby to potwierdzeniem efektu konkurencji i naÊladownictwa.

JeÊli analiz´ przeprowadzimy na poziomie dotyczàcym dzia∏alnoÊci produkcyjnej ogó∏em, postawiona hipoteza nie mo˝e zostaç jednoznacznie potwierdzona. Porównanie TFP, wydajnoÊci pracy oraz produktywnoÊci majàtku (na wykresach ilustrujàcych dowód hipotezy 1) wskazuje na zachodzàce procesy konwergencji, jednak˝e poczàwszy od 1998 r. trudno na podstawie TFP wnioskowaç o transferowaniu technologii z firm stanowiàcych w∏asnoÊç zagranicznà do firm b´dàcych w∏asnoÊcià krajowà, gdy˝ to w tych ostatnich poziom TFP jest wy˝szy.

Procesy konwergencji poziomów TFP mo˝na natomiast zidentyfikowaç w przypadku ga∏´zi wed∏ug klasyfikacji OECD. W przypadku ga∏´zi wysokich technologii oraz Êredniowysokich technologii poczàtkowa przewaga, jakà firmy z kapita∏em zagranicznym mia∏y nad firmami krajowymi, uleg∏a zmniejszeniu, co wskazuje na zachodzàce procesy uczenia si´ i naÊladownictwa w firmach stanowiàcych w∏asnoÊç krajowà. W przypadku klasyfikacji WIFO1 procesy konwergencji mo˝na zidentyfikowaç dla podstawowych ga∏´zi przemys∏u, ga∏´zi pracoch∏onnych oraz technologicznie intensywnych.

Dezagregacja danych do poziomu trzycyfrowych grup PKD dowodzi z kolej, jak ró˝ne sà charakterystyki poziomów oraz zmian TFP, a tak˝e interakcji mi´dzy firmami ró˝nych form w∏asnoÊci. Dla procesów konwergencji obliczone zosta∏y Êrednie poziomy TFP w latach, dla których dost´pne by∏y dane dla danej grupy PKD (co zale˝a∏o np. od roku, w którym pojawi∏ si´ kapita∏ zagraniczny).

SpoÊród 70 grup, dla których mo˝liwe by∏o dokonanie porównaƒ (co zale˝a∏o przede wszystkim od kompletnoÊci danych statystycznych) poziomów TFP mi´dzy tymi rodzajami firm, wyró˝niç mo˝na dwie grupy.

Pierwsza obejmuje 29 trzycyfrowych grup (w uk∏adzie PKD), w przypadku których Êredni poziom TFP by∏ wy˝szy w firmach krajowych ni˝ w zagranicznych. W 18 grupach (z 29) wykazano zachodzenie procesu konwergencji poziomów TFP. W takim przypadku trudno jest mówiç o procesie transferu technologii z firm stanowiàcych w∏asnoÊç zagranicznà do

Miscellanea

231

firm stanowiàcych w∏asnoÊç krajowà. Mo˝na jedynie mówiç o procesie konwergencji TFP, czyli o wyst´pujàcej tendencji do zmniejszania si´ ró˝nic mi´dzy poziomami TFP firm obu form w∏asnoÊci, co poÊrednio dowodzi efektów naÊladownictwa, uczenia si´ oraz wzrostu konkurencji, przy czym to firmy zagraniczne uczà si´ od firm krajowych.

Druga obejmuje 41 trzycyfrowych grup (w uk∏adzie PKD), w przypadku których Êredni poziom TFP by∏ wy˝szy w firmach zagranicznych ni˝ krajowych. W 31 z nich wystàpi∏ proces konwergencji, przy czym stronà doganiajàcà by∏y firmy krajowe.

Na wykresach poni˝ej (rys. 6–8) przedstawiono kszta∏towanie si´ poziomów TFP w firmach stanowiàcych w∏asnoÊç krajowà i zagranicznà w trzech przyk∏adowych grupach PKD (produkcja opakowaƒ drewnianych, produkcja pojazdów mechanicznych, produkcja maszyn specjalnego przeznaczenia). W pierwszych dwóch przypadkach przebieg zmian TFP jest podobny. Poczàtkowo firmy zagraniczne majà przewag´ nad firmami krajowymi. Z czasem jednak ta przewaga si´ zmniejsza, poziom TFP ulega obni˝eniu i jest wy˝szy w firmach krajowych. Wyniki interpretowaç nale˝y jednak z du˝à ostro˝noÊcià, gdy˝ istotny jest tak˝e udzia∏ kapita∏u zagranicznego w grupie PKD (mierzony np. udzia∏em firm stanowiàcych w∏asnoÊç zagranicznà w majàtku). Dobrym przyk∏adem jest przemys∏ produkcji pojazdów mechanicznych, w którym w latach 1995–2003 udzia∏ kapita∏u zagranicznego w majàtku wzrós∏ z 11 do 98%. Porównujàc zatem sektor „w∏asnoÊci zagranicznej” z sektorem „w∏asnoÊci krajowej”, mówimy o ró˝nych pod wzgl´dem wielkoÊci i charakteru dzia∏alnoÊci segmentach rynku. Firmy stanowiàce w∏asnoÊç krajowà majà tutaj charakter niszowy, wyspecjalizowany, ponadto bardzo cz´sto sà podwykonawcami firm z kapita∏em zagranicznym.

Innà charakterystyk´ zmian w TFP mo˝na zidentyfikowaç w przypadku produkcji maszyn szczególnego przeznaczenia. W tej grupie PKD przewaga firm stanowiàcych w∏asnoÊç zagranicznà nad firmami, które sà w∏asnoÊcià krajowà, utrzymywa∏a si´ praktycznie przez wszystkie lata obj´te analizà, a od 2001 r. przewaga ta ulega zwi´kszeniu.

Rysunek 6

Poziom TFP w produkcji opakowaƒ drewnianych w latach 1993–2002 w podziale na formy w∏asnoÊci 5,0 4,0 3,0 2,0 1,0 0,0

1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002

–1,0 –2,0 TFP (w∏asnoÊç krajowa) TFP (w∏asnoÊç zagraniczna) Ró˝nica TFP (zagraniczna – krajowa) èród∏o: Obliczenia w∏asne na podstawie danych GUS.

232

Miscellanea Rysunek 7

Poziom TFP w produkcji pojazdów mechanicznych w latach 1993–2003 w podziale na formy w∏asnoÊci 7,0 6,0 5,0 4,0 3,0 2,0 1,0 0,0

1993

1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003

–1,0 –2,0 TFP (w∏asnoÊç krajowa) TFP (w∏asnoÊç zagraniczna) TFP Ró˝nica TFP (zagraniczna – krajowa) èród∏o: Obliczenia w∏asne na podstawie danych GUS.

Rysunek 8

Poziom TFP w produkcji maszyn szczególnego przeznaczenia w latach 1993–2003 w podziale na formy w∏asnoÊci 3,0 2,5 2,0 1,5 1,0 0,5 0,0 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 –0,5 TFP (w∏asnoÊç krajowa) TFP (w∏asnoÊç zagraniczna) TFP Ró˝nica TFP (zagraniczna – krajowa) èród∏o: Obliczenia w∏asne na podstawie danych GUS.

Miscellanea

233

Podsumowanie Nie mo˝na jednoznacznie stwierdziç, i˝ firmy stanowiàce w∏asnoÊç zagranicznà charakteryzujà si´ wy˝szym poziomem TFP ni˝ firmy krajowe. Zatem teza dotyczàca wy˝szego technologicznego zaawansowania firm z kapita∏em zagranicznym nad firmami rodzimymi nie daje si´ utrzymaç, mimo ˝e przedsi´biorstwa te wywodzà si´ zasadniczo z krajów charakteryzujàcych si´ wy˝szym poziomem technologicznym. Wchodzàc jednak do Polski, zaczynajà podlegaç uniwersalnym prawom rynku i w okresie intensywnych inwestycji, charakterystycznych dla okresu przygotowania do ekspansji sprzeda˝y, wskaêniki obrazujàce efektywnoÊç gospodarowania ulegajà pogorszeniu.

W latach 1993–97 TFP firm zagranicznych by∏a wy˝sza ni˝ firm krajowych. Jednak od 1998 r. na skutek wzrostu wartoÊci majàtku inwestorów zagranicznych w Polsce (co powiàzane by∏o te˝ z rosnàcym znaczeniem inwestycji typu greenfield) poziom TFP jest ni˝szy ni˝ w firmach krajowych, charakteryzuje si´ jednak bardzo wyraênym, rosnàcym trendem. Mo˝na stwierdziç, ˝e spadek poziomu produktywnoÊci majàtku (i poziomu TFP) by∏ cenà, jakà firmy w∏asnoÊci zagranicznej ponios∏y w zwiàzku z podejmowaniem na coraz wi´kszà skal´ inwestycji w polskiej gospodarce. Natomiast w firmach z kapita∏em zagranicznym wydajnoÊç pracy jest znacznie wy˝sza ni˝ w firmach krajowych, co pozytywnie wp∏ywa na wydajnoÊç pracy w dzia∏alnoÊci produkcyjnej ogó∏em.

ObecnoÊç bezpoÊrednich inwestorów zagranicznych wp∏ywa na kszta∏towanie si´ poziomu produktywnoÊci polskiego przemys∏u, czego przejawem sà istotne statystycznie korelacje mi´dzy zmianami TFP a kszta∏towaniem si´ udzia∏u BIZ – przede wszystkim – w przychodach ze sprzeda˝y w grupach PKD. Wskazaç jednak nale˝y na brak statystycznie istotnej korelacji mi´dzy nak∏adami na innowacje (w tym nak∏adami na B + R) a zmiennymi zale˝nymi modelu dotyczàcymi produktywnoÊci. Faktem jest, ˝e nak∏ady te, ponoszone przez firmy z kapita∏em zagranicznym sà relatywnie niewielkie w porównaniu z udzia∏em firm z kapita∏em zagranicznym w takich kategoriach, jak np. eksport czy przychody ze sprzeda˝y. Wed∏ug danych GUS w ostatnich latach mo˝na jednak dostrzec pewien optymistyczny trend w postaci wzrostu nak∏adów na innowacje firm z kapita∏em zagranicznym.

Zaobserwowana zale˝noÊç w formie wystàpienia efektu konkurencji (wzrost, a póêniej spadek poziomu TFP w firmach w∏asnoÊci krajowej po wp∏ywem wzrostu znaczenia BIZ) powinna byç sygna∏em dla w∏adz kszta∏tujàcych polityk´ gospodarczà, ˝e firmy krajowe potrzebujà zmian w otoczeniu regulacyjnym i wsparcia w uczeniu si´ od firm z kapita∏em zagranicznym i w konkurowaniu z nimi (np. przez obni˝enie stóp procentowych, deregulacj´ gospodarki, eliminacj´ barier administracyjnych – szczegó∏owe rozwiàzania zale˝ne sà od specyficznych warunków w konkretnych firmach).

Estymacja odpowiednich modeli dowodzi, ˝e firmy krajowe zorientowane proeksportowo, sà w stanie lepiej wykorzystaç obecnoÊç firm z kapita∏em zagranicznym przez efekty uczenia i naÊladownictwa. Wynika to z faktu, ˝e dzia∏ajà one w nieco odmiennym otoczeniu, jakim sà wymagajàce rynki eksportowe, i przez niejako wymuszone presjà konkurencyjnà procesy uczenia si´ sà w stanie czerpaç z doÊwiadczeƒ innych. OtwartoÊç na wspó∏prac´ jest zatem czynnikiem pozytywnie wp∏ywajàcym na zdolnoÊç absorpcji wiedzy i popraw´ pozycji konkurencyjnej.

W warunkach polskiej gospodarki nie uda∏o si´ potwierdziç koncepcji optymalnej luki technologicznej. Koncepcja ta pozostaje jednak ciekawym – aczkolwiek teoretycznym – sposobem powiàzania luki technologicznej i dynamiki TT. Jak widaç jej podobieƒstwo do krzywej Laffera dotyczy tak˝e trudnoÊci w empirycznej weryfikacji.

Analiza TFP na poziomie grup PKD prowadzi do wniosku, ˝e w wielu przypadkach firmy rodzime majà przewag´ nad firmami z kapita∏em zagranicznym. Dotyczy to przede wszystkim niszowych, wyspecjalizowanych firm, które cz´sto wspó∏pracujà z firmami z kapita∏em zagranicznym.

234

Miscellanea

Zdaniem autorów, badania odnoszàce si´ do wp∏ywu BIZ na produktywnoÊç nale˝y kontynuowaç w najbli˝szych latach ze wzgl´du na obserwowane, obiecujàce zmiany w dynamice nap∏ywu kapita∏u po akcesji Polski do UE. Tekst wp∏ynà∏ 15 marca 2006 r.

Bibliografia Baltagi B.H., Econometric Analysis of Panel Data, John Wiley & Sons Ltd., Chichester 2003.

Barrios S., Strobl E., Foreign Direct Investment and Productivity Spillovers: Evidence from the Spanish Experience, „Weltwirtschaftliches Archiv” 2002, nr 138 (3).

Bassanini A., Scarpetta S., Visco I., Knowledge, Technology and Economic Growth: Recent Evidence from OECD Countries, „OECD Economic Department Working Papers” 2001, nr 259.

Braconier H., Ekholm K., Knarvik K.H.M., In Search of FDI-Transmitted R&D Spillovers: A Study Based on Swedish Data, „Weltwirtschaftliches Archiv” 2001, nr 137 (4).

Chung W., Identifying Technology Transfer in Foreign Direct Investment: Influence of Industry Conditions and Investing Firm Motives, „Journal of International Business Studies” 2001, nr 2.

Findlay R., Relative Backwardness, Direct Foreign Investment and the Transfer of Technology: A Simple Dynamic Model, „Quarterly Journal of Economics”, luty 1978.

Gradzewicz M., Kolasa M., Szacowanie luki popytowej dla gospodarki polskiej przy u˝yciu metody VECM, „Bank i Kredyt” 2004, nr 3.

Greene W.H., Econometric Analysis, Prentice Hall International, New York 2003.

Harrigan J., Technology, Factor Supplies and International Specialization, „American Economic Review” 1997, nr 87.

Kendrick J.W., Total Factor Productivity – What is Does and Does not Measure, „The Technology Economy Programme. Technology and Productivity”, OECD, Paris 1991.

Kolasa M., ˚ó∏kiewski Z., Total Factor Productivity and its Determinants in Poland – Evidence from Manufacturing Industries. The Role of ICT, Materia∏y z konferencji „ITC as Drivers of Development in Transition Economies”, Warszawa 2004.

Krueger J.J., Canter U., Hanusch H., Total Factor Productivity, the East Asian Miracle and the World Production Frontier, „Weltwirtschaftliches Archiv” 2000, nr 136 (1).

Lipsey R.G., Carlaw K., What Does Total Factor Productivity Measure?, „International Productivity Monitor”, jesieƒ 2000, nr 1.

Miller S.M., Upadhyay M.P., Total Factor Productivity, Human Capital and Outward Orientation: Differences by Stage of Development and Geographic Regions, Las Vegas, Charleston, 2002 (materia∏ powielony).

OECD Papers. Supplement 2, „OECD Growth Project: Background Papers 2”, Paris 2001.

Potencja∏ konkurencyjny polskiego przemys∏u w warunkach integracji europejskiej, red. A. Zieliƒska-G∏´bocka, Wydawnictwo Uniwersytetu Gdaƒskiego, Gdaƒsk 2003.

Rola podmiotów z udzia∏em kapita∏u zagranicznego w rozwoju polskiej gospodarki, Departament Analiz i Prognoz Ekonomicznych, Ministerstwo Gospodarki i Pracy, Warszawa 2004.

Scarpetta S., Bassanini A., Pilat D., Schreyer P., Economic Growth in the OECD Area: Recent Trends at the Aggregate and Sectoral Level, „OECD Papers-Supplement 1. OECD Growth Project: Background Papers 1”, Paris 2001.

Smarzyƒska B.K., FDI Spillovers Through Backward Linkages: Does Technology Gap Matter?, World Bank, Washington 2005 (materia∏ powielony).

The Technology/Economy Programme, Technology and the Economy. The Key Relationships, OECD, Paris 1992.

Umiƒski S., Znaczenie zagranicznych inwestycji bezpoÊrednich dla transferu technologii do Polski, Wydawnictwo Uniwersytetu Gdaƒskiego, Gdaƒsk 2002. ˚ukowska-Gugelmann K., Productivity Spillovers from Foreign Direct Investment in Poland, „Economic System” 2000, vol. 24, nr 3.

ANNA ÂWIERCZY¡SKA

Perspektywy integracji systemów emerytalnych w Unii Europejskiej Wst´p Systemy emerytalne w Europie stajà przed koniecznoÊcià g∏´bokich zmian. Pierwszà przyczynà tej sytuacji sà przemiany demograficzne oddzia∏ujàce niekorzystnie na równowag´ finansowà tradycyjnych systemów emerytalnych i prowadzàce do narastania tzw. d∏ugu ukrytego w poszczególnych paƒstwach, który wp∏ywa na gospodark´ przez rynki finansowe. Drugà przyczynà jest coraz bardziej zaawansowany proces integracji krajów Unii Europejskiej uwidoczniajàcy potrzeb´ stworzenia rozwiàzaƒ emerytalnych, które nie b´dà hamowa∏y swobodnego przep∏ywu si∏y roboczej.

Za∏o˝eniem Unii Europejskiej jest utworzenie takiego obszaru, który umo˝liwi poszczególnym krajom jak najlepszy rozwój gospodarczy i osiàganie jak najwi´kszych korzyÊci gospodarczych z unifikacji. W tym celu likwiduje si´ bariery celne i prawne mi´dzy paƒstwami cz∏onkowskimi, aby umo˝liwiç swobodny przep∏yw si∏y roboczej, towarów, us∏ug i kapita∏u. Jednak brak dostatecznego zintegrowania europejskich rynków pracy znacznie ogranicza te korzyÊci. Mimo istnienia odpowiednich przepisów prawnych, nie ma pe∏nej swobody przep∏ywu si∏y roboczej. Jednà z przyczyn tej sytuacji jest du˝e zró˝nicowanie systemów zabezpieczenia spo∏ecznego, w tym systemów emerytalnych1 i warunków uzyskiwania Êwiadczeƒ mi´dzy poszczególnymi krajami. Dotychczasowa koordynacja tych systemów okazuje si´ niewystarczajàca i nie daje zadowalajàcych efektów. Pracownicy muszà w swoich decyzjach o zmianie kraju pracy liczyç si´ z mo˝liwoÊcià utraty pewnych przysz∏ych korzyÊci emerytalnych czy uzyskania ni˝szej emerytury ∏àczonej z kilku systemów. Oznacza to, ˝e tradycyjne systemy emerytalne nie sà neutralne wobec podejmowanych przez pracowników decyzji o ewentualnej zmianie miejsca pracy, przeciwnie, powodujà, ˝e decyzje pracowników mogà byç nieefektywne ekonomicznie. Pe∏na realizacja zasady swobody przep∏ywu si∏y roboczej w Unii Europejskiej wymaga wi´kszej integracji systemów emerytalnych, uproszczenia i ujednolicenia panujàcych w nich zasad przyznawania Êwiadczeƒ. Zatrzymanie tego procesu na poziomie koordynacji systemów negatywnie wp∏ywa na mobilnoÊç si∏y roboczej wewnàtrz Unii. *

Anna Âwierczyƒska – doktorantka w Kolegium Analiz Ekonomicznych Szko∏y G∏ównej Handlowej.

Autorka skupia si´ na Êwiadczeniach z systemów emerytalnych, gdy˝ z punktu widzenia uczestników systemów zabezpieczenia spo∏ecznego sà to najbardziej znaczàce podsystemy tych systemów (emerytura, w przeciwieƒstwie np. do renty, jest Êwiadczeniem, które ka˝dy spodziewa si´ otrzymaç). Podsystemy emerytalne najbardziej oddzia∏ujà na podejmowane decyzje.

1

236

Miscellanea

Wprowadzajàc zmiany w systemach emerytalnych, trzeba braç pod uwag´ tradycje europejskie w dziedzinie ubezpieczenia spo∏ecznego. Radykalne zmiany systemów emerytalnych w spo∏eczeƒstwach przyzwyczajonych do opiekuƒczej roli paƒstwa i do znacznych Êwiadczeƒ sà trudne do wprowadzenia. Jednak brak zmian spowoduje niewydolnoÊç istniejàcych systemów emerytalnych i niedotrzymanie obietnic co do wysokoÊci Êwiadczeƒ. Wi´ksza ni˝ dotàd integracja systemów jest ponadto konieczna, aby umo˝liwiç swobodne przemieszczanie si´ w Unii osób bez niekorzystnych skutków dla ich przysz∏ej emerytury. W przeciwnym razie istnieje zagro˝enie, ˝e pracownicy b´dà si´ przemieszczaç w poszukiwaniu zatrudnienia z innych przyczyn ni˝ wi´ksza produktywnoÊç pracy2 .

Powy˝szy problem mo˝na rozwiàzaç jedynie na poziomie ogólnounijnym. Wydaje si´, ˝e sà dwie mo˝liwoÊci rozwiàzaƒ, obie równie trudne do wprowadzenia. Pierwsza to dalsza koordynacja3 istniejàcych przepisów dotyczàcych zabezpieczenia na staroÊç, która pozwoli na swobodniejsze przemieszczanie si´ osób i kapita∏u w granicach Unii lub ujednolicenie istniejàcych systemów emerytalnych. Z dotychczasowych obserwacji wynika, ˝e koordynacja nie jest dzia∏aniem wystarczajàcym do likwidacji barier i zapewnienia rzeczywistej swobody przemieszczania si´ pracowników. Wynika to ze zró˝nicowania istniejàcych systemów emerytalnych oraz post´pujàcego skomplikowania ich przepisów, zwiàzanego z próbami przywracania im równowagi finansowej wobec zachodzàcych zmian demograficznych. Drugie rozwiàzanie, a zatem stworzenie jednolitego systemu lub systemów emerytalnych dla wszystkich krajów cz∏onkowskich, jest równie˝ ma∏o realne, gdy˝ w przypadku tradycyjnych systemów emerytalnych wiàza∏oby si´ z wprowadzeniem w Unii wspólnej polityki fiskalnej4 . Prowadzone dzia∏ania integracyjne odbywa∏y si´ zatem jedynie na poziomie koordynacji przepisów.

Mo˝na zatem spróbowaç wprowadziç jeszcze inne rozwiàzanie, które by∏oby krokiem w kierunku harmonizacji przepisów. Wykorzystujàc to, ˝e obecnie systemy emerytalne wymagajà wprowadzenia zdecydowanych reform ze wzgl´du na trudnoÊci finansowe zwiàzane z przemianami demograficznymi, mo˝na wprowadziç nowe systemy emerytalne, które jednoczeÊnie by∏yby przystosowane do wspó∏czesnych wymagaƒ, a zarazem nie tworzy∏y dodatkowych utrudnieƒ dla migrujàcych pracowników.

Niezale˝nie, czy wprowadzany system b´dzie systemem repartycyjnym w tradycyjnym rozumieniu czy kapita∏owym5 , istotà koncepcji jest oparcie go na indywidualnych kontach, 2 Wed∏ug klasycznej teorii migracji ludzie przemieszczajà si´ ze wzgl´du na ró˝nice p∏ac – migrujà tam, gdzie p∏ace sà wy˝sze. Z punktu widzenia gospodarki jest to proces korzystny, gdy˝ oznacza, ˝e przemieszczajà si´ tam, gdzie osiàgnà wy˝szà produktywnoÊç [G.J. Borjas 2005].

3 Wspólnotowe prawo jest kszta∏towane na trzech poziomach: koordynacji (poziom najni˝szy oznaczajàcy wzajemne uzgadnianie pojedynczych ustaw bez nakazywania okreÊlonej treÊci); na poziomie harmonizacji (kraje otrzymujà, zazwyczaj za pomocà dyrektyw, pewne wytyczne, wedle których majà dopasowaç swoje prawo do obowiàzujàcych standardów) i na poziomie najwy˝szym – ujednolicenia prawa (oznacza, ˝e istnieje tylko prawo wspólnotowe). Do tej pory w przypadku prawa socjalnego prowadzi si´ jedynie koordynacj´ przepisów oraz w niektórych przypadkach ograniczonà harmonizacj´, nie dotyczy to jednak systemów emerytalnych) [Europejskie prawo... 1998].

4 Tradycyjne powszechne systemy emerytalne sà elementem finansów publicznych paƒstwa.

5 Nieporozumienia dotyczàce terminologii i brak precyzyjnej typologii systemów emerytalnych utrudniajà dyskusj´ nad ró˝nymi koncepcjami zmian. Wed∏ug klasyfikacji systemów emerytalnych zastosowanej przez [M. Góra, E. Palmer 2004; R. Holzmann, E. Palmer 2006] nale˝y je podzieliç na: NDB (nonfinancial defined benefit – niefinansowe systemy o zdefiniowanym Êwiadczeniu), NDC (nonfinancial defined contribution – niefinansowe systemy o zdefiniowanej sk∏adce), FDB (financial defined benefit – finansowe systemy o zdefiniowanym Êwiadczeniu), FDC (financial defined contribution – finansowe systemy o zdefiniowanej sk∏adce). Wi´kszoÊç obecnie istniejàcych tradycyjnych paƒstwowych systemów emerytalnych w Europie (zwanych repartycyjnymi lub pay-as-you-go) mo˝na zakwalifikowaç jako systemy NDB. Wi´kszoÊç systemów potocznie nazywanych kapita∏owymi – do systemów FDC.

Miscellanea

237

dzi´ki którym dok∏adnie mo˝na okreÊliç wysokoÊç zgromadzonych uprawnieƒ6 emerytalnych. Wprowadzenie koncepcji indywidualnych kont daje pracownikom mo˝liwoÊç swobodnej zmiany miejsca pracy w obr´bie ca∏ej Unii Europejskiej. Takie systemy emerytalne nie majà wp∏ywu na decyzje pracownika o zmianie miejsca pracy, a ponadto dzi´ki swojemu sposobowi funkcjonowania rozwiàzujà równie˝ problem narastajàcego d∏ugu systemów emerytalnych.

I. Kryzys tradycyjnych systemów emerytalnych Powszechne systemy emerytalne, obejmujàce wszystkich cz∏onków spo∏eczeƒstwa, powsta∏y stosunkowo niedawno, choç tradycje ochrony ludzi starszych si´gajà w Europie koƒca XIX w.

Wtedy tworzono plany emerytalne, a zatem systemy emerytalne o ograniczonym zasi´gu, przeznaczone dla niektórych grup spo∏eczno-zawodowych. W∏aÊciwie dopiero po II wojnie Êwiatowej mo˝na mówiç o szerokim rozwoju powszechnych paƒstwowych systemów emerytalnych w krajach europejskich, opartych na zasadzie zaopatrzeniowej bàdê na zasadach ubezpieczeniowych. Poczàtkowo rolà planów, a nast´pnie powszechnych systemów emerytalnych by∏a ochrona przed ubóstwem na staroÊç tych osób, które przez ca∏e ˝ycie pracowa∏y zawodowo. Chodzi∏o o oddzielenie tej ochrony od pomocy spo∏ecznej, która stygmatyzowa∏a ludzi w spo∏eczeƒstwie. Stworzone systemy zapewni∏y emerytom minimum egzystencji. Od drugiej po∏owy lat 50. zacz´∏a rosnàç luka mi´dzy Êwiadczeniami emerytalnymi a zarobkami pokolenia pracujàcego [Bazowe systemy... 1993]. By∏o to wynikiem boomu gospodarczego zwiàzanego z powojennà odbudowà gospodarek. Wiàza∏ si´ z tym wzrost p∏ac, a zatem i sk∏adek wp∏ywajàcych do systemów zabezpieczenia spo∏ecznego. Pojawi∏y si´ postulaty, by równie˝ emeryci mieli prawo do partycypowania we wzroÊcie gospodarczym. Problem ten by∏ rozwiàzywany przez waloryzacj´ p∏acowà Êwiadczeƒ emerytalnych. Dzi´ki wysokim sk∏adkom p∏aconym przez b´dàce w wieku produkcyjnym pokolenie wy˝u demograficznego mo˝na by∏o pozwoliç sobie na zmiany w systemach emerytalnych dostosowujàce Êwiadczenia automatycznie do wzrostu p∏ac. Po∏àczenie tego z przejÊciem systemów na repartycyjny sposób finansowania Êwiadczeƒ w du˝ym stopniu poprawi∏o sytuacj´ osób starszych kosztem pokolenia pracujàcego [M. Góra 2001]. Zmiany te oznacza∏y równie˝ zmian´ roli systemu emerytalnego: z narz´dzia ochrony przed ubóstwem na staroÊç systemy powoli sta∏y si´ narz´dziem s∏u˝àcym do przenoszenia w czasie cz´Êci dochodu z okresu aktywnoÊci zawodowej na okres emerytury.

Obecne przemiany demograficzne w Europie powodujà lub b´dà powodowaç w najbli˝szej przysz∏oÊci znaczne obcià˝enie tradycyjnych systemów emerytalnych (w wi´kszoÊci opartych na rolowaniu d∏ugu z pokolenia na pokolenie i redystrybucji)7 . Mniej liczne pokolenie pracujàcych i majàcych na utrzymaniu dzieci b´dzie musia∏o podo∏aç sfinansowaniu hojnych 6 Zamiast s∏owa „uprawnienia”, mo˝na u˝yç okreÊlenia „kapita∏ emerytalny”. Poj´cie „uprawnienia” podkreÊla to, ˝e pieniàdze ze sk∏adek nie le˝à na koncie, lecz sà albo inwestowane na gie∏dzie (systemy finansowe), albo przeznaczane na Êwiadczenia emerytalne obecnych emerytów (systemy niefinansowe).

7 Europejskie systemy emerytalne wywodzà si´ z dwóch koncepcji, znanych jako koncepcje Bismarcka i Beveridge’a. W pierwszej (tzw. systemów repartycyjnych lub pay-as-you-go) Êwiadczenia sà uzale˝nione od wp∏acanych sk∏adek, w drugiej paƒstwo zapewnia wszystkim finansowane z podatków Êwiadczenia tej samej wysokoÊci. W obu przypadkach Êwiadczenia sà finansowane z bie˝àcych wp∏ywów do bud˝etu (dotyczy to równie˝ systemów pay-as-you-go, w przypadku których finansowanie mo˝e si´ odbywaç za poÊrednictwem odpowiedniego, wyodr´bnionego w bud˝ecie funduszu). Mo˝na zatem mówiç o rolowaniu d∏ugu z pokolenia na pokolenie lub o istnieniu tzw. umowy mi´dzypokoleniowej mi´dzy pokoleniem pracujàcym (p∏acàcym obecnie sk∏adki) a pokoleniem emerytów (pobierajàcym Êwiadczenia) oraz mi´dzy pokoleniem pracujàcych a pokoleniem ich dzieci (które b´dà p∏aci∏y sk∏adki w przysz∏oÊci, finansujàc w ten sposób ich przysz∏e Êwiadczenia).

238

Miscellanea

Êwiadczeƒ emerytów z pokolenia wy˝u demograficznego (cz´sto przewy˝szajàcych sum´ wp∏aconych sk∏adek). Ju˝ dziÊ zauwa˝a si´, ˝e sytuacja finansowa gospodarstw emeryckich jest lepsza od sytuacji rodzin wychowujàcych dzieci. W niektórych paƒstwach wystàpienie takiego problemu zacz´to przewidywaç ju˝ w latach 70. i 80. XX w., jednak nie uczyniono znaczàcych kroków w kierunku zreformowania systemów, gdy˝ takie reformy nie przyczynia∏y si´ do popularnoÊci polityków.

Tradycyjne systemy emerytalne prze˝ywajà kryzys na ca∏ym Êwiecie. Jednak nie wynika on tylko z przemian demograficznych. W Europie kryzys jest pog∏´biany przez szerokie uprawnienia do wczeÊniejszego przechodzenia na emerytur´ oraz hojne Êwiadczenia, nie majàce pokrycia w przysz∏ych sk∏adkach. Rosnàce w celu pokrycia niedoboru sk∏adki powodujà ucieczk´ do sektora nieformalnego, co zwi´ksza z kolei trudnoÊci finansowe systemu emerytalnego. Ponadto warto zauwa˝yç zmian´ sposobu myÊlenia o systemie emerytalnym, która zasz∏a w spo∏eczeƒstwach europejskich: obecnie system emerytalny nie jest postrzegany przez jego uczestników jedynie jako narz´dzie umo˝liwiajàce unikni´cie ubóstwa na staroÊç, lecz staje si´ narz´dziem umo˝liwiajàcym przeniesienie cz´Êci dochodu z okresu, w którym ludzie zarabiajà i pracujà zawodowo, na okres, w którym zaprzestajà pracowaç. Do takiej zmiany sposobu myÊlenia przyczyni∏y si´ zarówno zmiany wprowadzone w tradycyjnych systemach emerytalnych, które umo˝liwi∏y emerytom, zw∏aszcza z krajów Europy Zachodniej dostatnie ˝ycie, jak i wyd∏u˝enie si´ Êredniego dalszego trwania ˝ycia, które oznacza, ˝e czas przebywania na emeryturze jest d∏u˝szy, a emerytura nie jest okresem niedo∏´˝noÊci, ale cieszenia si´ i korzystania z tego, co si´ zdoby∏o w ciàgu ˝ycia zawodowego. W obecnej sytuacji demograficznej, powodujàcej kryzys finansowy tradycyjnych systemów emerytalnych, i wobec zasz∏ej w spo∏eczeƒstwie zmiany sposobu myÊlenia o systemie emerytalnym, nale˝y przedsi´wziàç zdecydowane reformy. Powinny one z jednej strony uwzgl´dniaç potrzeb´ uczestników systemów przeniesienia dochodu w czasie, a z drugiej umo˝liwiaç stabilne funkcjonowanie systemu emerytalnego w d∏ugim okresie.

II. Systemy emerytalne jako bariera swobody przep∏ywu osób w Unii Europejskiej Reforma tradycyjnych systemów emerytalnych w Europie jest konieczna nie tylko ze wzgl´du na napotykane przez nie trudnoÊci finansowe, choç jest to przyczyna najcz´Êciej podkreÊlana. Drugà, równie wa˝nà, choç rzadziej dostrzeganà przyczynà, jest utrudnianie przez tradycyjne systemy emerytalne swobodnego przep∏ywu osób, stanowiàcego podstaw´ funkcjonowania Unii Europejskiej. Proces jednoczenia si´ krajów Europy pog∏´bia si´, a kolejny krok integracji, jakim by∏o wprowadzenie unii monetarnej, pozbawi∏o paƒstwa cz∏onkowskie jednego z istotnych instrumentów polityki gospodarczej, jakim jest kurs walutowy. Wed∏ug teorii optymalnych obszarów walutowych stworzonej przez R. Mundella, usztywnienie kursów walutowych w krajach o ró˝nym poziomie wzrostu gospodarczego i niejednorodnych cyklach koniunkturalnych ogranicza mo˝liwoÊç przeciwdzia∏ania wstrzàsom asymetrycznym.

Mo˝na jednak ich konsekwencje ograniczaç dzi´ki zapewnieniu wysokiej mobilnoÊci si∏y roboczej, uelastycznieniu p∏ac i cen, stworzeniu mechanizmu transferowania odpowiedniej sumy Êrodków pomocy do regionów zagro˝onych [R. Mundell 1961]. Obecna strefa euro nie spe∏nia tych podstaw teoretycznych. MobilnoÊç si∏y roboczej jest ograniczona ze wzgl´dów kulturowych, j´zykowych i prawnych8 , unijny bud˝et jest niewielki, a silne zwiàzki zawodo8

Mimo prawnych rozwiàzaƒ wprowadzajàcych swobod´ przep∏ywu si∏y roboczej.

Miscellanea

239

we wp∏ywajà na niskà elastycznoÊç p∏ac. Jednym z czynników, które ograniczajà mobilnoÊç i mogà stanàç na przeszkodzie dalszej integracji, sà tradycyjne systemy emerytalne, które nie odpowiadajà wspó∏czesnym wymaganiom oraz nie majà uregulowaƒ prawnych sprzyjajàcych rozwojowi swobodnego przep∏ywu osób i kapita∏ów.

Ze wzgl´du na to, ˝e migracje pomi´dzy krajami Europy od poczàtków tworzenia Unii nie by∏y wysokie, starano si´ w kolejnych etapach integracji europejskiej doprowadziç do ich wzrostu, wprowadzajàc rozwiàzania eliminujàce bariery mogàce ograniczaç migracj´. W celu zach´cenia obywateli krajów cz∏onkowskich Unii do przemieszczania si´ w poszukiwaniu pracy, ju˝ w traktacie ustanawiajàcym Europejskà Wspólnot´ Gospodarczà wprowadzono zapis o swobodzie przep∏ywu pracowników w ramach Wspólnoty9 . Rada przyj´∏a odpowiednie dyrektywy i rozporzàdzenia, które mia∏y doprowadziç do zniesienia wszelkich form dyskryminacji w zatrudnieniu oraz okreÊlenia Êrodków w zakresie zabezpieczeƒ spo∏ecznych dla pracowników zmieniajàcych kraj pobytu10. W 1989 r. we Wspólnotowej Karcie Podstawowych Praw Spo∏ecznych Pracowników (Community Charter of the Fundamental Social Rights of Workers) paƒstwa cz∏onkowskie „zobowiàza∏y si´ do wspierania zatrudnienia, poprawy warunków ˝ycia i pracy, tak aby umo˝liwiç harmonizacj´ w∏aÊciwej ochrony spo∏ecznej” [Community Charter...

1990, s. 3]. Po raz kolejny problematyka ta pojawi∏a si´ w traktacie amsterdamskim (podpisany 2 paêdziernika 1997, wszed∏ w ˝ycie 1 maja 1999 r.), który wprowadzi∏ pewne modyfikacje do podpisanego wczeÊniej traktatu o Unii Europejskiej i pozosta∏ych traktatów za∏o˝ycielskich Wspólnot Europejskich. Do najwa˝niejszych celów traktatu amsterdamskiego zaliczono m.in. wspieranie zatrudnienia oraz usuni´cie pozosta∏ych przeszkód w przep∏ywie osób.

Od poczàtku wprowadzenia zasady swobody przep∏ywu osób zdawano sobie spraw´, ˝e wspieranie rozwoju mobilnoÊci osób pomi´dzy krajami Unii jest mo˝liwe jedynie w przypadku zagwarantowania otrzymania pe∏nych Êwiadczeƒ spo∏ecznych, mimo zmian krajów zatrudnienia. Nie utworzono jednak wyp∏acanej na jednakowych dla wszystkich zasadach „emerytury wspólnotowej” ze wzgl´du na sposób funkcjonowania tradycyjnych systemów emerytalnych w krajach cz∏onkowskich. Tradycyjne systemy emerytalne sà bowiem elementem polityki fiskalnej ich rzàdów, a sk∏adki emerytalne majà charakter podatku. Paƒstwa cz∏onkowskie Unii prowadzà odr´bnà polityk´ bud˝etowà i fiskalnà i, jak dotàd, nie zgadzajà si´ na ich ujednolicenie. Stàd nie ma na razie mo˝liwoÊci zintegrowania ich tradycyjnych systemów emerytalnych1 1. W tej sytuacji Wspólnota Europejska postawi∏a sobie za cel jedynie koordynacj´ istniejàcych uregulowaƒ, co wobec ich ró˝norodnoÊci nie jest ∏atwe. Wprowadzono zasad´, ˝e pracownik otrzymuje uprawnienie do emerytury w ka˝dym kraju, w którym by∏ ubezpieczony co najmniej rok1 2, jeÊli spe∏nia wymagania dotyczàce wieku emerytalnego. JeÊli nie spe∏nia miejscowych wymagaƒ dotyczàcych minimalnego okresu ubezpieczenia, gdy˝ nie by∏ wystarczajàco d∏ugo w danym kraju ubezpieczony (np. wymaga si´ 25 lat pracy, a pracownik przepracowa∏ w tym kraju 10 lat), to zasady unijne wskazujà, aby wziàç pod uwag´ okresy ubezpieczenia w innych paƒstwach, w taki sposób, aby powsta∏o prawo do wyp∏at emerytalnych (a zatem do 10 lat przepracowanych w danym kraju dodane zosta9

Art. 39 i art. 42 w wersji skonsolidowanej tekstu traktatu (dawne art. 48 i 51).

Dla swobody przemieszczania si´ pracowników najwa˝niejsze znaczenie ma rozporzàdzenie nr 1612 z 1968 r., w którym znajdujà si´ ustalenia dotyczàce swobody przemieszczania si´ pracowników w obr´bie Unii Europejskiej, oraz rozporzàdzenie nr 1408 z 1971 r. i uzupe∏niajàce je przepisy wykonawcze rozporzàdzenia nr 574 z 1972 r. ustalajàce regu∏y koordynacji ustawodawstwa paƒstw cz∏onkowskich, tak aby prawo wspólnotowe gwarantowa∏o osobom przemieszczajàcym si´ na terenie Unii ca∏oÊç Êwiadczeƒ nabytych z tytu∏u zatrudnienia w ró˝nych paƒstwach, przy czym jest to gwarancja „w granicach najwy˝szego poziomu tych Êwiadczeƒ” [T. Biƒczycka-Majewska 1999].

1 1 A zatem systemów NDB. 1 2 Wed∏ug zasad koordynacji, paƒstwa, w których pracownik pracowa∏ krócej ni˝ rok, nie sà zobowiàzane do wyliczania Êwiadczenia emerytalnego dla takiego pracownika [T. Biƒczycka-Majewska 1999].

10

240

Miscellanea

nà lata przepracowane w innych krajach Unii, tak jakby przez wszystkie te lata pracownik pracowa∏ wy∏àcznie w tym kraju). Kraje cz∏onkowskie sà ponadto zobowiàzane do przestrzegania regu∏y niedyskryminowania obywateli innych krajów cz∏onkowskich. Oznacza to, ˝e obywatele migrujàcy majà prawo do takiego samego zabezpieczenia spo∏ecznego, jak obywatele kraju, do którego przybyli. Oprócz tego majà gwarancj´ zachowania praw nabytych i kumulacji okresów ubezpieczenia (przy zapobieganiu kumulacji Êwiadczeƒ i p∏aceniu podwójnych sk∏adek ubezpieczeniowych). Wprowadzono ponadto zasad´, wedle której obywatel ka˝dego kraju cz∏onkowskiego Unii jest ubezpieczony i p∏aci sk∏adki nie w swoim kraju, ale w kraju zatrudnienia. Wprowadzone zasady koordynacji systemów emerytalnych nie sà doskona∏e i mogà si´ zdarzyç sytuacje, w których obywatel migrujàcy zostanie pozbawiony cz´Êci uprawnieƒ do Êwiadczenia, które otrzyma∏by, gdyby ca∏e swoje ˝ycie pracowa∏ w jednym kraju. Wynika to z ró˝nic w istniejàcych przepisach emerytalnych w krajach Unii i, paradoksalnie, z zasady traktowania pracownika migrujàcego na tych samych zasadach co obywateli kraju, w którym jest bàdê by∏ zatrudniony. Wystarczy, by rzeczywisty okres zatrudnienia pracownika (d∏ugoÊç kariery zawodowej) by∏ krótszy ni˝ okres minimalny wymagany do otrzymania Êwiadczenia w jednym z krajów, w którym podjà∏ prac´ [A. Âwierczyƒska 2003].

Mimo zastosowanych rozwiàzaƒ prawnych, migracje wewn´trzne w Unii (czyli migracje pomi´dzy krajami cz∏onkowskimi) sà niewielkie, co przedstawia tab. 11 3. Mo˝na stwierdziç, ˝e w 1997 r. w wi´kszoÊci krajów migracje obywateli innych krajów Unii Europejskiej stanowi∏y niewielki procent ogó∏u imigracji obcokrajowców. We Francji by∏a to imigracja poni˝ej 10% ca∏kowitego nap∏ywu obcokrajowców, we W∏oszech 6,5%. Jedynie w Luksemburgu, Belgii i Portugalii imigracja obywateli Unii stanowi∏a ponad 50% ogó∏u imigracji obcokrajowców. (Najwy˝szy odsetek zanotowano w Luksemburgu – niemal 80% imigrantów–obcokrajowców stanowili obywatele Unii Europejskiej.) Generalnie odsetek obywateli innych krajów Unii w ludnoÊci poszczególnych krajów ogó∏em oscyluje wokó∏ 1–2% (znów wyjàtek stanowi Luksemburg – 31%). Nie jest to zatem du˝o1 4 i mo˝na tu postawiç pytanie o skutecznoÊç polityki europejskiej i zastosowanych rozwiàzaƒ majàcych umo˝liwiç swobodny przep∏yw osób mi´dzy krajami cz∏onkowskimi.

Migracje sà procesem skomplikowanym, wiele czynników sk∏ada si´ na podj´cie decyzji o zmianie miejsca zamieszkania. Sà równie˝ podejmowane na podstawie subiektywnej oceny tych czynników, a zatem nie mo˝na mówiç o ich pe∏nej ekonomicznej racjonalnoÊci [R.P. Shaw 1975]. Jest to powodem, dla którego dotàd nie powsta∏a jedna, ogólna teoria migracji. W badaniach podejmowanych przez ró˝nych autorów podkreÊlane sà ró˝norodne czynniki migracji. Pierwszà, najwczeÊniej opisanà przyczynà migracji, sà ró˝nice p∏ac mi´dzy regionami pochodzenia i regionem docelowym [E. Ravenstein 1889]. Jednak okaza∏o si´, ˝e 1 3 Migracje wewn´trzne sà nieznaczne w porównaniu z migracjami zewn´trznymi z i do Unii. Dane o przep∏ywach emigracyjnych mi´dzy krajami Unii sà niepe∏ne, niemal we wszystkich przypadkach zani˝one (cz´Êç osób emigrujàcych nie wymeldowuje si´ z dotychczasowych miejsc zamieszkania) oraz cz´sto nieporównywalne ze wzgl´du na ró˝ne definicje migranta przyjmowane przez poszczególne kraje. Z tych przyczyn nale˝y je interpretowaç z ostro˝noÊcià. Autorka pos∏u˝y∏a si´ danymi z 1997 r., gdy˝ sà one najpe∏niejsze (dane z 2002 i 2004 r.), majà wiele luk [Population Statistics... 2004, s. 108–109; European Social Statistics. Migration 2002].

1 4 Podanà wielkoÊç migracji mo˝na ró˝nie traktowaç. JeÊli stwierdzimy, ˝e wi´kszoÊç Europejczyków zmienia miejsce zamieszkania kilkakrotnie w ciàgu swego ˝ycia (bioràc pod uwag´ zarówno migracje wewnàtrzregionalne, jak i mi´dzyregionalne) oraz ˝e np. w 1994 r. na teren Unii przyby∏o oko∏o 2 mln osób spoza Unii, wyemigrowa∏ 1 mln, podczas gdy migracje wewn´trzne by∏y udzia∏em oko∏o 25 mln ludzi [P. Rees i in. 1996, s. 1–12], to z tego punktu widzenia mo˝na powiedzieç, ˝e migracje wewn´trzne w Unii Europejskiej by∏y znaczàce. Przy porównaniu migracji wewn´trznych w USA i migracji wewnàtrzunijnych zauwa˝yç mo˝na du˝à ró˝nic´ w ich wielkoÊci na niekorzyÊç Unii. Na przyk∏ad zmiany w wewnàtrzeuropejskich przep∏ywach imigracyjnych w odpowiedzi na szoki popytu na prac´ sà o oko∏o po∏ow´ ni˝sze od takich przep∏ywów w Stanach Zjednoczonych [J. Decressin, A. Fatás 1995].

Austria

5,5

1,2

Dania

1,0

27,6

100,0

1,8 1,7 – 5,0 9,6 1,1 6,2 8,0 1,9 – 20,4 1,0 18,9 17,6 6,7

Finlandia 0,3

17,0

100,0

1,4 1,1 4,9 – 6,4 1,9 3,6 3,8 0,9 0,0 10,4 0,3 48,3 12,8 4,2

Francja

17,5

0,4

2,3*

100,0

3,2 3,0 4,0 3,0 11,6 – 0,9 7,0 1,0 0,1 26,4 0,4 5,8 24,9 8,7

Grecja

9,7

100,0

1,3 6,4 1,4 0,9 – 1,2 8,1 3,4 2,1 0,2 9,9 36,4 2,2 12,7 13,8

Hiszpania 0,7

39,1

100,0

1,6 6,5 1,7 2,5 13,6 0,2 – 5,5 0,8 0,1 29,1 6,9 2,3 19,1 10,1

1,2

25,0

100,0

1,7 9,6 1,9 2,1 9,4 3,5 5,6 – 3,2 0,1 25,6 3,4 2,8 24,4 6,6

◊

31,0

78,3

100,0

◊

◊

0,4 16,7 2,0 1,5 23,4 1,1 1,8 3,6 1,1 – 9,5 25,9 1,9 4,2 6,9

Irlandia ◊ ◊ ◊ ◊ ◊ ◊ ◊ ◊ ◊ ◊ ◊ ◊ ◊ ◊ ◊

Niemcyb 2,3

24,5

100,0

7,0 1,3 1,7 2,1 9,5 11,0 4,9 4,7 2,6 0,4 – 17,7 2,4 8,5 26,2

0,5

59,0

100,0

0,7 4,6 1,2 1,0 12,2 0,1 17,1 10,8 1,3 0,1 23,0 – 2,2 19,7 6,1

Szwecja 2,0

21,4

100,0

1,1 0,9 14,3 39,7 5,0 2,8 2,2 3,8 1,6 0,1 13,3 0,7 – 11,7 2,8

Wielka Brytaniaa 1,4

32,3

100,0

1,2 0,8 2,0 4,6 33,9 14,7 5,3 7,7 2,3 = 12,7 3,5 7,1 – 4,3

0,2

6,5

100,0

4,2 3,7 1,8 1,9 19,5 7,6 9,9 5,3 1,8 0,3 22,9 3,9 4,1 13,2 –

W∏ochyc

dane z 1990 r.; ◊ brak danych. a International Passenger Survey, wartoÊci zaokràglone, wartoÊci poni˝ej 1000 sà oznaczone jako =. b Bez obywateli danego kraju; c Dane z 1996 r.

WartoÊci zaokràglone.

56,0

100,0

0,9 – 1,6 1,5 25,5 2,2 4,2 22,8 1,2 0,8 11,3 5,9 2,3 9,8 10,0

Belgia

20,2

100,0

– 1,2 1,5 2,1 5,6 4,2 2,3 4,4 1,0 0,1 51,1 4,5 3,5 7,5 11,0

Holandiad

èród∏o: Opracowanie w∏asne na podstawie: European Social Statistics, Migration Eurostat, 2000; 2002.

d

*

jako % ca∏kowitego nap∏ywu (i migracji) obcokrajowców % obywateli innych krajów w UE w ludnoÊci ogó∏em

Ogó∏em

Austria Belgia Dania Finlandia Francja Grecja Hiszpania Holandia Irlandia Luksemburg Niemcy Portugalia Szwecja Wielka Brytania W∏ochy

Obywatele

Luksemburg

Kraj przyjmujàcy Portugalia

Migracje wewnàtrzeuropejskie obywateli EU, 1997 r. (strumienie imigracji wed∏ug narodowoÊci jako procent ca∏kowitego nap∏ywu obywateli EU do danego kraju)

Tabela 1

Miscellanea

241

242

Miscellanea

nie wszystkie ruchy migracyjne dajà si´ w ten sposób wyjaÊniç. W kolejnych próbach wyjaÊnienia procesów migracyjnych próbowano znaleêç inne czynniki, które oprócz ró˝nicy p∏ac lub nawet przy jej braku powodujà powstanie migracji1 5. Nie uda∏o si´ jak dotàd po∏àczyç tych teorii w jednà spójnà ca∏oÊç – nie uda∏o si´ stworzyç teorii czy modelu, który ∏àczy∏by w sobie wszystkie czynniki migracji. Innà trudnoÊcià jest to, ˝e teorie dobrze objaÊniajàce migracje na jednym obszarze, cz´sto nie przystajà do zjawisk obserwowanych na innym terenie.

Z tej przyczyny mo˝na mówiç jedynie o istnieniu zbioru równoleg∏ych, niezale˝nych, niemal odizolowanych od siebie teorii [D.S. Massey i in. 1993].

Podejmujàc prób´ znalezienia przyczyny niewielkich ruchów migracyjnych mi´dzy krajami Unii, mimo zniesienia barier prawnych, nie mo˝na abstrahowaç od wymienionych wy˝ej czynników, zw∏aszcza od ró˝nic p∏ac, majàcych podstawowe znaczenie dla osób podejmujàcych decyzje o migracji i b´dàcych zmiennà najcz´Êciej uwzgl´dnianà w badaniach migracyjnych [P. Rees, M. Kupiszewski 1999; M.P. Todaro 1980]. Jednak, oprócz prostych ró˝nic p∏ac, do niskiej migracji na obszarze Unii mo˝e przyczyniaç si´ brak ujednoliconego systemu zabezpieczenia spo∏ecznego, w tym systemu emerytalnego.

Przy zachodzàcych obecnie przemianach demograficznych i socjologicznych ludzie coraz bardziej i coraz wczeÊniej zaczynajà si´ interesowaç wysokoÊcià swoich przysz∏ych Êwiadczeƒ emerytalnych oraz podejmowaç kroki majàce na celu ich podniesienie. Wzrost ÊwiadomoÊci ubezpieczeniowej mo˝e mieç równie˝ wp∏yw na podejmowane decyzje migracyjne.

W swoich decyzjach ludzie biorà pod uwag´ nie tylko wysokoÊç zarobków, jakie mogà otrzymaç w docelowym miejscu migracji, ale równie˝ przysz∏e Êwiadczenia z systemu emerytalnego, gdy˝ system emerytalny, z jego rolà przeniesienia dochodu w czasie, jest traktowany jako narz´dzie inwestycji na przysz∏oÊç, pozwalajàce zwi´kszyç przysz∏y dochód. Tu jednak napotykajà dwie trudnoÊci w oszacowaniu i porównaniu przysz∏ych Êwiadczeƒ emerytalnych, przyczyniajàce si´ do zwi´kszenia niepewnoÊci podejmowanych decyzji.

Pierwszà trudnoÊcià w szacowaniu i porównywaniu sk∏adek oraz wysokoÊci przysz∏ych Êwiadczeƒ emerytalnych sà skomplikowane konstrukcje obowiàzujàcych systemów emerytalnych w poszczególnych krajach oraz ich zró˝nicowanie mi´dzy krajami.

Druga trudnoÊç jest zwiàzana z nieprzewidywalnoÊcià regu∏, na podstawie których b´dzie ustalana wysokoÊç przysz∏ego Êwiadczenia. Jest to wynikiem zachodzàcych przemian demograficznych i zwiàzanà z nimi koniecznoÊcià wprowadzania zmian do tradycyjnych systemów emerytalnych. Oznacza to, ˝e obiecywane przez te systemy Êwiadczenia emerytalne niekoniecznie b´dà wyp∏acane w obiecanej wysokoÊci. Wi´kszoÊç z tradycyjnych systemów emerytalnych wylicza Êwiadczenia na podstawie odpowiednich formu∏ emerytalnych, które sà odpowiednio dostosowywane do zmieniajàcych si´ warunków, tak by zapewniç stabilnoÊç finansowà tych systemów. Ze wzgl´du na to, ˝e systemy tradycyjne nie sà przystosowane do funkcjonowania w sytuacji, gdy pokolenie pracujàce jest niewielkie, a pokolenie emerytów liczne, mo˝na si´ spodziewaç albo zmian w formu∏ach emerytalnych albo bardziej radykalnych reform systemów prowadzàcych do ca∏kowitej zmiany zasad i wysokoÊci wyp∏acanych Êwiadczeƒ emerytalnych.

W odniesieniu do trudnoÊci pierwszej, czyli zró˝nicowania i skomplikowania obowiàzujàcych systemów, to ju˝ przy próbie porównania obcià˝eƒ zarobków powodowanych przez systemy emerytalne w poszczególnych krajach Unii napotykamy problem wyodr´bnienia kosztu sk∏adek emerytalnych.

1 5 Na przyk∏ad: migranci oprócz ró˝nic p∏ac uwzgl´dniajà prawdopodobieƒstwo zatrudnienia [M.P. Todaro 1980]; migracje traktowane jako decyzje inwestycyjne [L.A. Sjaastad 1962]; migracje niezale˝ne od ró˝nic p∏ac mi´dzy regionami – jako czynnik dywersyfikacji ryzyka dla gospodarstwa domowego [O. Stark 1991]; teoria sieci migracyjnych [G.J. Hugo 1981]; niektóre teorie, oprócz ekonomicznych czynników migracji uwzgl´dniajà równie˝ czynniki spo∏eczne i kulturowe.

11%d

12,8%d

pw

pd

1,70%

Êwiadczenia wdowie (survivors)

K G

K G

PP =

S◊T PPP

Â1, 25% I

PP

 VPP

n 164

E = 52 ◊ 118 +

E=

E=

E Add =

E=S◊t◊

 Êrll

Âwiadczenie emerytalne sk∏ada si´ z cz´Êci sta∏ej 118 euro na tydzieƒ oraz cz´Êci zale˝nej od zarobków; I – zarobki brutto indeksowane wzrostem cen

K – kapita∏ zgromadzony ze sk∏adek w ciàgu kariery zwodowej; G – Êrednie dalsze trwanie ˝ycia w momencie przejÊcia na emerytur´, indeksowanie gromadzonych kapita∏ów K na podstawie Êrednich p∏ac. Normalny wzrost to 1,6%

K – kapita∏ zgromadzony ze sk∏adek w ciàgu kariery zawodowej; G – Êrednie dalsze trwanie ˝ycia w momencie przejÊcia na emerytur´

PP – suma punktów w roku; S – zarobki; T – sk∏adka; PPP – cena punktu; VPP wartoÊç punktu w momencie przejÊcia na emerytur´

S – salaire de reference, Êrednia p∏ac z 25 najlepszych lat; t – max 50% dla n = 164 kwarta∏y; n – liczba kwarta∏ów ubezpieczenia

PEP – personal earnings (punkty ewentualnie przyznawane za ka˝dy miesiàc w zale˝noÊci od wysokoÊci zarobków); AR – bie˝àca wartoÊç emerytury (podawana przez urzàd); L – lata ubezpieczenia; I – dochody; Êrl – Êrednia p∏aca w danym roku

E = 12 (PEP ◊ 1,0 ◊ AR) PEP = L ◊

Âwiadczenie bazowe (EBAZ) + Êwiadczenie uzupe∏niajàce (EAdd)

S – reference salary (roczne zarobki brutto z ka˝dego roku branego pod uwag´; inna formu∏a emerytalna jest dla osób samotnych, inna dla ma∏˝onków z ma∏˝onkiem na utrzymaniu

oznaczenia i objaÊnienia

EBAZ = 7 495 EAdd = 2 948

E=

 60% ◊ S ◊ 451 1 E =  75% ◊ S ◊ 45

uogólnione formu∏y emerytalne (Êwiadczenia w euro/rok)*

Formu∏y emerytalne

èród∏o: Social Protection in the Member States of the European Union, of the European Economic Area and in Switzerland, stan na 1 maja 2004, MISSOC 2004.

a Sk∏adka na ubezpieczenie emerytalne, rentowe, wdowie, chorobowe i macierzyƒskie, ubezpieczenie od wypadków przy pracy i chorób zawodowych, od bezrobocia, Êwiadczenia rodzinne. b Po∏àczone ubezpieczenie rentowe i chorobowe. c Ubezpieczenie rentowe i wdowie. d Ubezpieczenie emerytalne, rentowe, wdowie, chorobowe i macierzyƒskie, od bezrobocia. * Przedstawione warunki sà przewidziane dla osoby w∏aÊnie zaczynajàcej karier´ zawodowà, z tej przyczyny pomini´te sà wszelkie okresy przejÊciowe po reformach systemów i zmianach w systemach emerytalnych. pw – sk∏adka p∏acona przez pracownika; pd – sk∏adka p∏acona przez pracodawc´.

Wielka Brytania

7,00%

10,21%

9,76%

6,50%c

pd

pw

9,76%

6,50%c

pw

Polska

pd

5,70%

Szwecja

3,80%

pd

8,20%

12,80%b

pd

pw

6,55%

0,75%b

pw

Systemy uzupe∏nieƒ

Francja

9,75% 9,75%

pw

pd

1,60%

emerytalna

Niemcy

24,87%a

rentowa

finansowanie podatkowe

13,07%a

pd

sk∏adka ogólna

Sk∏adki na system zabezpieczenia spo∏ecznego

pw

sk∏adka p∏acona przez

Dania

Belgia

Kraj

Formu∏y emerytalne i sk∏adki w wybranych systemach zabezpieczenia spo∏ecznego

Tabela 2

Miscellanea

243

244

Miscellanea

Przyk∏adowe sk∏adki oraz formu∏y emerytalne do systemów zabezpieczenia spo∏ecznego w wybranych krajach Unii pokazano w tab. 2. Autorka chcia∏a wyodr´bniç sk∏adk´ emerytalnà ze sk∏adek na systemy zabezpieczenia spo∏ecznego w celu porównania ich wysokoÊci mi´dzy systemami, jednak w wi´kszoÊci krajów nie uda∏o si´ to. W cz´Êci krajów istnieje jedynie sk∏adka ogólna dla ca∏ego systemu zabezpieczenia spo∏ecznego, przy czym sk∏adka ta nie jest porównywalna mi´dzy krajami, gdy˝ obejmuje ró˝ny zakres ubezpieczeƒ (w tabeli dla przyk∏adu podano sk∏adki w Belgii i Wielkiej Brytanii). W innych krajach sk∏adki na poszczególne podsystemy systemu zabezpieczenia spo∏ecznego sà wyodr´bnione, jednak cz´sto sk∏adka emerytalna jest traktowana ∏àcznie ze sk∏adkà rentowà (np. w Szwecji). Jeszcze w innych (np. Francja, ¸otwa) sk∏adka emerytalna, choç nie po∏àczona ze sk∏adkà rentowà, zawiera w sobie sk∏adk´ na rent´ wdowià albo jest ∏àczona jednoczeÊnie ze sk∏adkà rentowà i sk∏adkà na rent´ wdowià (np. Niemcy, Grecja, W∏ochy, Luksemburg). JeÊli do∏àczymy tu systemy finansowane z podatków (Dania), w których nie znamy nawet poziomu sk∏adki ogólnej, to otrzymujemy pe∏ny obraz skomplikowania sytuacji. Dla przeci´tnego obywatela Unii porównanie wysokoÊci sk∏adki emerytalnej mi´dzy krajami cz∏onkowskimi czy jej oszacowanie jest praktycznie niemo˝liwe.

Trudno jest dokonaç porównania przysz∏ych Êwiadczeƒ (nawet przy za∏o˝eniu jednakowych zarobków, d∏ugoÊci karier i innych warunków w poszczególnych krajach), gdy˝ formu∏y emerytalne znacznie ró˝nià si´ mi´dzy sobà1 7. Naj∏atwiejsze wydaje si´ okreÊlenie wysokoÊci Êwiadczeƒ w Danii, w której wartoÊç przysz∏ego Êwiadczenia jest podana w postaci konkretnej liczby. Jednak niewiele mówi nam ona o wysokoÊci Êwiadczeƒ, które osoba dziÊ rozpoczynajàca karier´ zawodowà otrzyma za kilkadziesiàt lat, gdy b´dzie przechodzi∏a na emerytur´. Nie mo˝na przewidzieç, jak zmieni si´ wysokoÊç tego Êwiadczenia. Âwiadczenie emerytalne w Belgii uzyskuje si´ przez zsumowanie odpowiedniego procentu z ka˝dego rocznego zarobku (60 lub 75%) podzielonego przez 45 (45 to lata odpowiadajàce wymaganej d∏ugoÊci kariery zawodowej). We Francji Êwiadczenie bazowe to najcz´Êciej 50% Êredniej p∏acy z 25 ostatnich lat kariery zawodowej. Jednak Êwiadczenie to mo˝e byç obni˝one w przypadku kariery krótszej ni˝ 164 kwarta∏y. Do tego Êwiadczenia nale˝y dodaç Êwiadczenie uzupe∏niajàce1 8, które jest wyznaczane na podstawie zgromadzonych punktów i ich wartoÊci ustalonej w momencie przejÊcia na emerytur´. Nie mo˝na jej zatem dziÊ okreÊliç w sposób pewny. Na zasadzie gromadzenia punktów funkcjonuje równie˝ system niemiecki. Ubezpieczeni gromadzà punkty zale˝nie od wysokoÊci zarobków, ich wartoÊç w momencie przejÊcia na emerytur´ b´dzie okreÊlona przez odpowiedni urzàd (jest to tzw. AR- der aktuelle Rentenwert – bie˝àca wartoÊç emerytury).

Widaç zatem ró˝nice w wymaganiach stawianych ubezpieczonym, ale równie˝ w sposobie formu∏owania tych wymagaƒ. W wi´kszoÊci formu∏ Êwiadczenie lub jego cz´Êç sà zale˝ne od ustaleƒ urz´dowych, co oznacza, ˝e wysokoÊç Êwiadczenia mo˝e ulec dowolnym zmianom (nawet wbrew stosowanej cz´sto nazwie „sta∏a” cz´Êç Êwiadczenia), a zatem trudno jest oszacowaç faktycznà wysokoÊç Êwiadczenia za kilkadziesiàt lat. Ponadto wi´kszoÊç tradycyjnych systemów b´dà czeka∏y kolejne zmiany zwiàzane z ich dostosowaniem do zachodzàcych przemian demograficznych. Zmiany te mogà si´ odbiç na wysokoÊci oferowanych przez nie Êwiadczeƒ. Przedstawione problemy braku porównywalnoÊci Êwiadczeƒ i sk∏adek mi´dzy 1 7 Podane w tabeli formu∏y emerytalne sà opracowane na podstawie informacji podanej przez poszczególne kraje. Ze wzgl´du na to, ˝e cz´Êç formu∏ pokazuje wartoÊç Êwiadczeƒ rocznych, a cz´Êç miesi´cznych, autorka ujednolici∏a je tak, by mo˝na by∏o porównaç przysz∏e Êwiadczenia roczne. Formu∏y emerytalne zawierajà ogólnà informacj´ na temat Êwiadczeƒ. Nie uwzgl´dniono przypadków szczególnych oraz ró˝norodnych dodatków do Êwiadczeƒ zapewnianych przez poszczególne paƒstwa niewynikajàcych bezpoÊrednio z d∏ugoÊci sta˝u pracy i wysokoÊci zarobków.

1 8 Systemy uzupe∏niajàce we Francji sà obowiàzkowe i podlegajà zasadom koordynacji Êwiadczeƒ w Unii.

Miscellanea

245

krajami Unii pokazujà, ˝e w celu wsparcia swobody przep∏ywu osób, konieczne jest zreformowanie unijnych systemów emerytalnych prowadzàce do ich wi´kszego ujednolicenia i uproszczenia ich zasad.

III. Koncepcje reform tradycyjnych systemów emerytalnych Jak to zosta∏o przedstawione powy˝ej, systemy emerytalne w Unii Europejskiej stojà przed koniecznoÊcià reform wynikajàcà z ich trudnoÊci finansowych oraz niemo˝liwoÊci zintegrowania tych systemów, koniecznego dla dalszej integracji krajów Unii. Wi´kszoÊç proponowanych reform bierze jednak pod uwag´ tylko pierwszà z wymienionych przyczyn i w zwiàzku z tym niekoniecznie sprzyja dalszej integracji systemów emerytalnych.

Najcz´Êciej spotykanà koncepcjà zmian jest próba zwi´kszenia ubezpieczeniowej ekwiwalentnoÊci obowiàzujàcego systemu, czyli bardziej rygorystycznego uzale˝nienia wysokoÊci przyznawanych Êwiadczeƒ od d∏ugoÊci op∏acania sk∏adek i wysokoÊci zarobków. Jest to w∏aÊciwie reforma parametryczna: system tradycyjny pozostaje, a w celu pokrycia deficytu próbuje si´ obni˝aç Êwiadczenia emerytalne (przez manipulowanie formu∏à emerytalnà), podwy˝szaç wiek emerytalny, podnosiç sk∏adki (w wi´kszoÊci krajów Europy sà one jednak ju˝ dzisiaj odbierane jako nadmiernie wysokie) lub zwi´kszaç finansowanie deficytu systemu emerytalnego z bud˝etu, co oznacza wzrost podatków.

W warunkach demokracji podj´cie radykalnych reform systemów emerytalnych jest bardzo trudne, stàd najcz´Êciej przeprowadza si´ jedynie korekt´ systemu istniejàcego. Reformy parametryczne, choç naj∏atwiejsze do przeprowadzenia, nie dajà zadowalajàcych rezultatów1 9. Po pierwsze nie zapewniajà d∏ugookresowej stabilnoÊci finansowej systemów emerytalnych, a jedynie zmniejszajà przewidywany deficyt, po drugie, nie biorà pod uwag´ zmiany roli pe∏nionej przez system emerytalny (tj. przejÊcia z narz´dzia ochrony przed ubóstwem na staroÊç w narz´dzie przenoszenia dochodu w czasie), po trzecie, w przypadku krajów cz∏onkowskich Unii zamiast przyczyniaç si´ do integracji systemów emerytalnych, powodujà pog∏´bienie zró˝nicowania ich przepisów. Wprowadzanie zmian parametrycznych do systemów tradycyjnych sprawia, ˝e ich zasady stajà si´ jeszcze bardziej skomplikowane, a systemy jako ca∏oÊç mniej przejrzyste,2 0 co mo˝e negatywnie odbijaç si´ na wielkoÊci ruchów migracyjnych mi´dzy krajami Unii.

Drugà koncepcjà reformy systemu emerytalnego jest sprowadzenie paƒstwa do roli gwaranta Êwiadczeƒ podstawowych, minimalnych. Sk∏adki Êciagane do systemu zostajà zmniejszone, przy jednoczesnym obni˝eniu stóp zastàpienia zapewnianych przez system powszechny. W takim przypadku ubezpieczeni muszà uzupe∏niç niskie Êwiadczenia z paƒstwowego systemu emerytalnego Êwiadczeniami z ró˝nego rodzaju innych systemów: zak∏adowych lub indywidualnych. Rozwiàzanie to pozostawia ludziom decyzj´, ile pieni´dzy chcà przeznaczyç na dodatkowe Êwiadczenie majàce uzupe∏niç Êwiadczenie obowiàzkowe. Choç przeprowadzone badania pozwalajà wnioskowaç o korzystnym wp∏ywie wdro˝enia takiej zmiany na wielkoÊç dofinansowywania systemu emerytalnego z bud˝etu [D. Roseveare, W. Leibfritz, D. Fore, E. Wurzel 1996; K. Hviding, M. Mérette 1998], to koncepcja ta jest trudna do zre1 9 Czysto parametryczna reforma nie wystarczy do zbilansowania wartoÊci bie˝àcej deficytów paƒstwowych systemów emerytalnych pay-as-you-go w d∏ugim okresie (poza horyzont prognoz). Pokazali to P.C. Rother, M. Catenaro i G. Schwa [2003].

2 0 Przyk∏adem mo˝e byç reforma systemu francuskiego czy niemieckiego. Reforma systemu francuskiego pozwoli na zapewnienie stabilnoÊci finansowej tego systemu do 2020 r., a zatem jest korzystna z punktu widzenia finansowego, jednak jej wprowadzenie spowodowa∏o jeszcze wi´ksze zagmatwanie i tak ju˝ skomplikowanych francuskich bazowych systemów emerytalnych.

246

Miscellanea

alizowania w krajach europejskich ze wzgl´du na przywiàzanie do tradycyjnego, hojnego2 1 systemu emerytalnego i rozwini´tà opiekuƒczà rol´ paƒstwa.

Trzecia koncepcja reform, która cz´sto by∏a dyskutowana w latach 90., to zastàpienie systemu tradycyjnego repartycyjnego (pay-as-you-go) systemem kapita∏owym. Wielu ekonomistów w przejÊciu na finansowanie kapita∏owe upatrywa∏o rozwiàzania problemów finansowych systemów emerytalnych [L.J Kotlikoff 1995; M. Feldstein 1997]. W spo∏eczeƒstwach europejskich koncepcja ta by∏a postrzegana jako zbyt radykalna i oznaczajàca skrajnà zmian´ systemu emerytalnego (a zw∏aszcza rezygnacj´ z systemu „solidarnoÊciowego”).

Ostatnio wywo∏a∏a ona równie˝ dyskusj´ nad jej rzeczywistà przydatnoÊcià przy rozwiàzywaniu demograficznych problemów finansowania systemów emerytalnych2 2.

Dyskusj´ nad ró˝nymi propozycjami zmian utrudnia∏y nieporozumienia dotyczàce terminologii i brak precyzyjnej typologii systemów emerytalnych. Cz´sto podkreÊlana by∏a opozycja: system repartycyjny (pay-as-you-go) a system kapita∏owy oraz wady jednego i zalety drugiego rozwiàzania. Jednak pod tymi samymi poj´ciami oponenci rozumieli cz´sto ró˝ne systemy. Aby uniknàç nieporozumieƒ, nale˝a∏oby dokonaç precyzyjniejszego podzia∏u: w pierwszym kroku podzieliç systemy na systemy niefinansowe (do których zaliczymy systemy repartycyjne) i finansowe (do których zaliczymy systemy kapita∏owe). Drugi krok, to podzia∏ systemów niefinansowych i finansowych na systemy o zdefiniowanej sk∏adce oraz zdefiniowanym Êwiadczeniu [Pension Reform... 2006]. Koncepcja stosowania nowego podzia∏u systemów emerytalnych staje si´ coraz bardziej powszechna, gdy˝ przez precyzyjniejsze okreÊlenie wad i zalet ka˝dego typu systemu emerytalnego u∏atwia wybór odpowiedniego rozwiàzania.

Dzi´ki zastosowanemu podzia∏owi, wyró˝nia si´ w nowej koncepcji cztery rodzaje systemów emerytalnych (w przeciwieƒstwie do stosowanego dotàd podzia∏u na dwa rodzaje systemów emerytalnych): 1) systemy niefinansowe o zdefiniowanym Êwiadczeniu (NDB); 2) systemy niefinansowe o zdefiniowanej sk∏adce (NDC); 3) systemy finansowe o zdefiniowanym Êwiadczeniu (FDB); 4) systemy finansowe o zdefiniowanej sk∏adce (FDC).

W obydwu systemach o zdefiniowanym Êwiadczeniu (defined benefit – DB) wysokoÊç sk∏adek (podatków) jest tak dostosowywana, by zapewniç równowag´ finansowà systemu. Âwiadczenie jest okreÊlone najcz´Êciej na podstawie formu∏y emerytalnej. Systemy o zdefiniowanej sk∏adce (defined contribution – DC) okreÊlajà wysokoÊç wp∏acanej do nich sk∏adki, a nast´pnie wyp∏acajà Êwiadczenia, których wartoÊç bie˝àca (zagregowana) jest równa bie˝àcej wartoÊci sk∏adek wp∏aconych przez danà osob´2 3. Obecnie wi´kszoÊç istniejàcych tradycyjnych powszechnych systemów emerytalnych, nazywanych dotàd repartycyjnymi (pay-as-you-go), to systemy niefinansowe o zdefiniowanym Êwiadczeniu (nonfinancial defined benefit – NDB), a systemy okreÊlane jako kapita∏owe – sà systemami o zdefiniowanej 2 1 JednoczeÊnie wysokoÊç sk∏adek Êciàganych przez system tradycyjny nie pozostawia miejsca na dodatkowe systemy i plany emerytalne.

2 2 Argumenty przeciw ich wprowadzaniu wysuwa np. N. Barr [2000]. W latach 90. wielu naukowców widzia∏o mo˝liwoÊç reform powszechnych systemów emerytalnych jedynie jako wybór mi´dzy dwoma modelami: kapita∏owym oraz repartycyjnym (pay-as-you-go). Dla wielu kapita∏owy sposób finansowania ∏àczy∏ si´ z prywatnym zarzàdzaniem systemem oraz zdefiniowanà sk∏adkà (DC), a system repartycyjny z zarzàdzaniem publicznym i zdefiniowanym Êwiadczeniem (DB). Ten brak precyzji doprowadzi∏ do nieprecyzyjnej dyskusji o wa˝nych tematach ekonomii emerytalnej [M. Góra, E. Palmer 2004].

2 3 Zarówno systemy DC jak i systemy DB spe∏niajà równoÊç: PVt (zagregowane aktywa) = PVt (zagregowane wyp∏aty). Jednak tylko system DC spe∏nia dla ka˝dego uczestnika systemu równoÊç PVit (aktywa) = PVit (zyski) [M. Góra, E. Palmer 2004].

Miscellanea

247

sk∏adce (financial defined contribution – FDC). Omówiona powy˝ej trzecia koncepcja reform, polegajàca na zamianie systemu repartycyjnego na kapita∏owy, by∏a w∏aÊciwie propozycjà zamiany systemu NDB na system FDC. Nowa koncepcja podzia∏u systemów emerytalnych pokazuje, ˝e nie jest to jedyna mo˝liwoÊç reform. Mo˝liwe jest utworzenie niefinansowego systemu o zdefiniowanej sk∏adce (nonfinancial defined contribution – NDC), jak równie˝ finansowego systemu o zdefiniowanym Êwiadczeniu (financial defined benefit – FDB).

Najistotniejszà zmianà mogàcà doprowadziç do równowagi finansowej systemu emerytalnego jest wprowadzenie do niego indywidualnych kont, a zatem przejÊcie od systemu DB – o zdefiniowanym Êwiadczeniu, do systemu DC – o zdefiniowanej sk∏adce [M. Góra, E. Palmer 2004]. Zmiana ta niekoniecznie musi si´ jednak ∏àczyç z przejÊciem od systemu niefinansowego do systemu finansowego, a zatem nie musi oznaczaç zmiany systemu repartycyjnego na kapita∏owy. Jest to podstawà czwartej koncepcji reform systemów emerytalnych, w której tradycyjny niefinansowy system emerytalny (NDB) zostaje zastàpiony systemem niefinansowym, opartym na indywidualnych kontach, a zatem niefinansowym systemem o zdefiniowanej sk∏adce (NDC). W systemie tym wysokoÊç przysz∏ych Êwiadczeƒ jest uzale˝niona od wysokoÊci zgromadzonych przez jednostk´ funduszy2 4. Co jest wa˝ne, system ten kontynuuje zobowiàzania wobec obecnych emerytów. Z punktu widzenia Unii jego wprowadzenie oznacza zdecydowane uproszczenie zasad otrzymywania Êwiadczeƒ oraz zasad koordynacji systemów emerytalnych: wyp∏acane Êwiadczenie emerytalne (po osiàgni´ciu wymaganego wieku emerytalnego) jest uzale˝nione jedynie od wysokoÊci funduszy zgromadzonych przez danà osob´ na kontach poszczególnych systemów emerytalnych.

Systemy funkcjonujàce na zasadzie NDC istniejà ju˝ w kilku krajach Unii, kilka innych rozwa˝a mo˝liwoÊç ich wprowadzenia2 5. Zmiany systemowe oparte na powy˝szej koncepcji wprowadzono np. w Szwecji oraz w Polsce. Obowiàzujàce w tych krajach systemy sk∏adajà si´ z dwóch rozwiàzaƒ: systemu niefinansowego o zdefiniowanej sk∏adce (NDC) i systemu finansowego o zdefiniowanej sk∏adce (FDC). Z punktu widzenia Unii wprowadzenie tak zbudowanych systemów emerytalnych jest korzystne, gdy˝ prowadzi do harmonizacji przepisów zabezpieczenia emerytalnego, nie wymagajàc po∏àczenia polityki fiskalnej krajów cz∏onkowskich. Ponadto, jak to ju˝ zosta∏o zaznaczone, u∏atwiony zostaje swobodny przep∏yw osób.

Obecny kryzys finansowy systemów emerytalnych, mimo wszelkich problemów, jakie ze sobà niesie, mo˝na w∏aÊciwie nazwaç szansà na pog∏´bienie integracji mi´dzy krajami Unii.

Tradycyjne systemy emerytalne sà bardzo zró˝nicowane – gdy powstawa∏y, nie przewidywano utworzenia wspólnego obszaru gospodarczego i walutowego mi´dzy krajami Europy oraz zwiàzanej z tym potrzeby zapewnienia swobody przep∏ywu pracowników. Poniewa˝ koniecznoÊç przeprowadzenia zmian dotyczy niemal wszystkich systemów emerytalnych w Unii Europejskiej, mo˝na wykorzystaç ten moment, by wprowadziç wi´kszà integracj´ mi´dzy systemami emerytalnymi poszczególnych krajów i zreformowaç systemy tak, by wprowadziç w nich podobne zasady funkcjonowania. To uproszczenie przepisów zaowocowa∏oby wi´kszà mobilnoÊcià osób wewnàtrz Unii.

WÊród podanych w tab. 2 przyk∏adów formu∏ emerytalnych i sk∏adek pozytywnie wyró˝niajà si´ systemy emerytalne polski i szwedzki zbudowane na zasadzie zdefiniowanej sk∏adki (DC). Po pierwsze, w przeciwieƒstwie do systemów tradycyjnych, mo˝na w nich ∏atwo oszacowaç przysz∏e Êwiadczenia, gdy˝ zgromadzony na koncie ubezpieczonego kapita∏ jest dzielony przez Êrednie dalsze oczekiwane trwanie ˝ycia w momencie przejÊcia na 2 4 Nadal mo˝liwe sà w systemie dzia∏ania „solidarnoÊciowe” w przypadku wybranych osób. Podniesienie przysz∏ego Êwiadczenia emerytalnego tych osób wià˝e si´ jednak z przelaniem na ich konto odpowiedniej sumy.

2 5 Dyskusja na temat mo˝liwoÊci przejÊcia do systemu NDC jest prowadzona w Austrii, Czechach, na W´grzech, w Hiszpanii, Portugalii, Grecji oraz Belgii [R. Holzmann 2004].

248

Miscellanea

emerytur´. Po drugie, Êwiadczenia nie sà zale˝ne od ustaleƒ urz´dowych, a zatem mo˝liwe jest oszacowanie ich wysokoÊci za kilkadziesiàt lat z dobrym przybli˝eniem. Po trzecie, pracownicy migrujàcy majàcy do czynienia z systemami polskim i szwedzkim mogà w prosty sposób porównaç wysokoÊç przysz∏ych Êwiadczeƒ z obu systemów, a tak˝e oszacowaç wysokoÊç Êwiadczenia ∏àczonego w przypadku korzystania z zasad koordynacji systemów emerytalnych.

Z powy˝szych rozwa˝aƒ wynika, ˝e dotychczasowe rozwiàzanie, czyli koordynacja tradycyjnych systemów emerytalnych w Unii Europejskiej, nie spe∏nia oczekiwaƒ. Jej celem mia∏o byç u∏atwienie swobody przep∏ywu pracowników Unii przez zapewnienie im ciàg∏oÊci zabezpieczenia spo∏ecznego nawet w przypadku zmiany miejsca pracy i kraju pobytu. Skomplikowanie zasad panujàcych w tradycyjnych systemach emerytalnych oraz przewidywane w nich zmiany powodujà, ˝e osoby migrujàce nie majà pewnoÊci co do wysokoÊci przysz∏ych Êwiadczeƒ, co mo˝e je sk∏aniaç do zaniechania migracji. Ujednolicenie tradycyjnych, zró˝nicowanych systemów emerytalnych nie wydaje si´ jednak mo˝liwe. Od tego, czy i w jaki sposób w przysz∏oÊci zostanà uregulowane kwestie zabezpieczenia spo∏ecznego migrujàcych pracowników, mo˝e zale˝eç zatem wielkoÊç migracji mi´dzy krajami Unii. Zastàpienie systemów tradycyjnych systemami opartymi na indywidualnych kontach mo˝e umo˝liwiç integracj´ europejskich systemów emerytalnych bez koniecznoÊci koordynacji polityki fiskalnej krajów cz∏onkowskich. Oznacza to usprawnienie realizacji zasady swobodnego przep∏ywu si∏y roboczej, zlikwidowanie barier, jakie stanowià dla niej tradycyjne systemy emerytalne oraz u∏atwienie dalszej integracji krajów Unii Europejskiej, a zatem wy˝szy wzrost gospodarczy wszystkich krajów cz∏onkowskich.

Tekst wp∏ynà∏ 18 lipca 2006 r.

Bibliografia Averting the Old Age Crisis, World Bank, Oxford University Press, New York 1994.

Barr N., Reforming Pensions: Myths, Truths, and Policy Choices, „IMF Working Paper” 2000, WP/00/139.

Bazowe systemy emerytalno-rentowe w Êwiecie, tom I, red. S. Golinowska, IPiSS, Warszawa 1993.

Biƒczycka-Majewska T., Koordynacja systemów zabezpieczenia spo∏ecznego w Unii Europejskiej, Wydawnictwo Zakamycze, Kraków 1999.

Borjas G.J., Labor Economics, Harvard University, New York 2005.

Brooks S., Estelle J., The Political Economy of Pension Reform, materia∏y na konferencj´ Banku Âwiatowego, Washington DC., 1 4–15 wrzeÊnia 1999.

Charpin J.M., L’avenir de nos retraites. Rapport au Premier ministre, Commissariat Général du Plan, Paris 1999.

Dang T.T., Antolin P., Oxley H., Fiscal Implications of Ageing: Projections of Age-Related Spending, Economics Department Working Paper, OECD, Paris 2001, nr 305.

Decressin J., Fatás A., Regional Labor Market Dynamics in Europe, European Economic Review, 1995, vol. 3 9, nr 9.

Diamond P., Issues in Social Security Reform, w: The Future of the Safety Net: Social Insurance and Employee Benefits in the Next Century, IRRA, Champaign I.L. 2001, Research Volume.

Disney R., Notional Accounts As a Pension Reform Strategy: An Evaluation, „World Bank Social Protection Discussion Paper” 1999, nr 12.

Europejskie prawo pracy i prawo socjalne, red. H. Lewandowski i K. Serafin, Instytut Europejski w ¸odzi, ¸ódê 1998.

European Social Statistics. Migration, Eurostat, Office for Official Publications of the European Communities, 2000; 2002.

Miscellanea

249

Feldstein M., Transition to a Fully Funded Pension System: Five Economic Issues, „NBER Working Paper” 1997, nr 6149.

Gomu∏ka S., Jaworski P., Implicit Public Debt of the Polish Social Security System, „CASE – CEU Working Papers Series” 1998, nr 14.

Góra M., Koszty, oszcz´dnoÊci oraz efekty zewn´trzne zwiàzane z wprowadzeniem nowego systemu emerytalnego, w: Nowy system emerytalny w Polsce – wp∏yw na krótko- i d∏ugoterminowe perspektywy gospodarki i rynków finansowych, Zeszyty BRE Bank-CASE, Warszawa 2001, nr 57.

Góra M., Palmer E., Shifting Perspectives in Pensions, IZA (Forschungsinstitut zur Zukunft der Arbeit) Discussion Paper 2004, nr 1369.

Gruber, J., Wise D., Social Security and Retirement Around the World, University of Chicago Press, Chicago 1999.

Hassler J., Lindbeck A., Can and Should a Pay-As-You-Go Pension System Mimic a Funded System?, „Economic Journal” 1998, nr 4.

Holzmann R., Toward a Reformed and Coordinated Pension System in Europe: Rationale and Potential Structure, „World Bank Social Protection Discussion Paper Series” 2004, nr 0407.

Hugo G.J., Village-Community Ties, Village Norms, and Ethnic and Social Networks: A Review of Evidence From the Third World, w: Migration Decision Making: Multidisciplinary Approaches to Microlevel Studies in Developed and Developing Countries, red. G.D. de Jong, R.W. Gardner, Pergamon Press, New York 1981.

Hviding K., Mérette M., Macroeconomic Effects of Pension Reforms in the Context of Ageing Populations: Overlapping Generations Model Simulations for Seven OECD Countries, „OECD Economics Departament Working Papers” 1998, nr 201.

Kotlikoff L.J., Privatization of Social Security: How It Works and Why It Matters?, „NBER Working Paper” 1995, nr 5330.

Legros F., Pensions Reforms between Economic and Political Problems, Forum économique FrancoAllemand, CEPII, document de travail n°01-05.

Lindbeck A., Pensions and Contemporary Socioeconomic Change, Seminar Paper, nr 685, Institute for International Economic Studies, Stockholm University, Stockholm 2000.

Lisbon European Council: Presidency Conclusions, http://europa.eu.int/comm/off/index_en. htm (20.02.2001).

Maintaining Prosperity in an Ageing Society, OECD, Paris 1998.

Massey D.S., Arango J., Hugo G., Kouaouci A., Pellegrino A, Taylor J.E., Theories of International Migration: Review and Appraisal, „Population and Development Review” 1993, nr 19.

Math A., Quel avenir pour les retraites par répartition? Un examen critique d’un rapport du Comité de politique économique de l’Union européenne, maj 2001.

Meijdam L., Verbon H., Ageing and Public Pensions in an Overlapping-Generations Model, „Journal of Economic Literature” 1995, nr 11.

Mundell R., A Theory of Optimum Currency Areas, „The American Economic Review” 1961, nr 51.

Orszag P.R., Stiglitz J.S., Rethinking Pension Reform: Ten Myths About Social Security Systems, Presented at the conference on „New Ideas About Old Age Security”, The World Bank, 14–15 wrzeÊnia, 1999.

Population Migration in the European Union, red. P. Rees, J. Stillwell, A. Convey, M. Kupiszewski, John Wiley and Sons, Chichester 1996.

Pension Reform, Issues and Prospects for Non-Financial Defined Contribution (NDC) Schemes, red.

R. Holzmann, E. Palmer, The World Bank, Washington, luty 2006.

Population Statistics, Eurostat, Office for Official Publications of the European Communities, 2004.

Ravenstein E., The Law of Migration, „Journal of the Statistical Society” 1889, nr 52.

Reforms for an Ageing Society, OECD, Paris 2000.

Rees P., Kupiszewski M., Internal Migration: What Data Are Available in Europe?, „Journal of Official Statistics” 1999, nr 4.

Rees P., Stillwell J., Convey A., Kupiszewski M., Introduction: Migration in an Integrated Europe, w: Population Migration in the European Union, red. P. Rees, J. Stillwell, A Convey., M. Kupiszewski, John Wiley and Sons, Chichester 1996.

250

Miscellanea

Retirement and Economic Behavior, red. H.J. Aaron, G. Burtless, Brookings Studies in Social Economics, The Brookings Institution, Washington 1984.

Reynaud E., Les régimes de retraite privés dans les pays de l’OCDE – France, Politique du marché du travail et politique sociale – documents hors série, OECD, Paris 1997, nr 30.

Reynaud E., Tamburi G., Les retraites en France. Le rôle des régimes complémentaires, La documentation Française, Paris 1994.

Roseveare D., Leibfritz W., Fore D., Wurzel E., Ageing Populations, Pension Systems and Government Budgets: Simulations for 20 OECD Countries, „Economics Department Working Papers” 1996, nr 168, OECD, Paris.

Rother P.C., M. Catenaro, G. Schwa, Aging and Pensions in the Euro Area – Survey and Projection Results, Social Protection Discussion Paper, World Bank, „Social Protection Disscussion Paper” 2003, nr 0307.

Rozporzàdzenie Rady nr 1408/71 z 14 czerwca 1971 w sprawie stosowania systemów zabezpieczenia spo∏ecznego do pracowników, osób pracujàcych na w∏asny rachunek i cz∏onków ich rodzin przemieszczajàcych si´ w obr´bie Wspólnoty, wersja skonsolidowana z 01.06.2004, Office for Official Publications of the European Communities.

Rozporzàdzenie Rady nr 574/72 w sprawie wykonania rozporzàdzenia Rady nr 1408/71 w sprawie stosowania systemów zabezpieczenia spo∏ecznego do pracowników, osób pracujàcych na w∏asny rachunek i cz∏onków ich rodzin przemieszczajàcych si´ w obr´bie Wspólnoty, Dziennik Urz´dowy L 074, 27/03/1972.

Rozporzàdzenie Rady nr 1251/70 o prawie pracowników do pozostania na terytorium paƒstwa cz∏onkowskiego po zakoƒczeniu zatrudnienia w tym paƒstwie, Dziennik Urz´dowy L 142, 30/06/1970.

Samuelson P., Editorial, „Newsweek”, 13 lutego 1967.

Settergren O., Two Thousand Five Hundred Words on The Swedish Pension Reform, The Swedish National Social Insurance Board, 12 lipca 2001.

Shaw R.P., Migration. Theory and Fact, Regional Science Research Institute, Philadelphia 1975.

Sjaastad L.A., The Costs and Returns of Human Migration, „The Journal of Political Economy” 1962, vol. 70.

Social Protection in the Member States of the European Union, of the European Economic Area and in Switzerland, stan na 1 maja 2004, MISSOC, 2004.

Stark O., The Migration of Labor, B. Blackwell, Cambridge1991. Âwiàtkowski A.M., Europejskie prawo socjalne, tom 2: Europejskie prawo pracy, Dom Wydawniczy ABC, Warszawa 1999. Âwiàtkowski A. M., Europejskie prawo socjalne, tom 3: Europejskie prawo ubezpieczeƒ spo∏ecznych, Dom Wydawniczy ABC, Warszawa 2000. Âwierczyƒska A., W∏asne konto dla ka˝dego, „Rzeczpospolita” z 2 7 grudnia 2003.

Todaro M.P., Internal Migration in Developing Countries: A Survey, w: Population and Economic Change in Developing Countries, red. R.A. Easterlin, NBER, Chicago 1980.

Traktat o Unii Europejskiej, Maastricht, 7 lutego 1992, t∏umaczenie za: Âwiàtkowski A.M., Wierzbiƒska H., Dokumenty êród∏owe Instytucji Wspólnot Europejskich w zakresie prawa socjalnego, Wyd. Uniwersytetu Jagielloƒskiego, Kraków 1999.

Traktat o utworzeniu Europejskiej Wspólnoty Energii Atomowej, Rzym 25 marca 1957, t∏umaczenie za: Âwiàtkowski A.M., Wierzbiƒska H., Dokumenty êród∏owe Instytucji Wspólnot Europejskich w zakresie prawa socjalnego, Wyd. Uniwersytetu Jagielloƒskiego, Kraków 1999.

Traktat ustanawiajàcy Wspólnot´ Europejskà, tekst skonsolidowany (uwzgl´dniajàcy zmiany wprowadzone Traktatem z Nicei), http://www2.ukie.gov.pl, (20.05.2005).

Turner D., Giorno C., De Serres A., Vourc’h A., Richardson P., The Macroeconomic Implications of Ageing in a Global Context, „OECD Economics Departament Working Papers” 1998, nr 193.

Unia Europejska. Podr´cznik akademicki, red. K. Micha∏owska-Gorywoda, PWN, Warszawa 1997.

Unia Europejska. Przygotowania Polski do cz∏onkostwa, red. E. Kawecka-Wyrzykowska, E. Synowiec, Instytut Koniunktur i Cen Handlu Zagranicznego, Warszawa 2001.

GRZEGORZ KULA*

Decyzja o przejÊciu na emerytur´.

Przeglàd literatury**

Powody, dla których systemy emerytalne wymagajà zmian, sà jasne: wyd∏u˝anie ˝ycia, czyli wi´cej osób pobierajàcych emerytur´, spadek liczby narodzin, czyli mniej osób wst´pujàcych na rynek pracy i p∏acàcych sk∏adki, zmiana stosunku do systemu, zaprojektowanego jako ubezpieczenie od niezdolnoÊci do pracy na staroÊç, który sta∏ si´ powszechnie zaakceptowanym i traktowanym jako nale˝ny transferem Êrodków dla osób, które spe∏niajà okreÊlone warunki. Bardzo istotnym problemem jest równie˝ du˝a liczba osób przechodzàcych na emerytur´ tak wczeÊnie, jak to tylko jest mo˝liwe.

Celem tego artyku∏u jest przedstawienie literatury badajàcej determinanty decyzji o przejÊciu na emerytur´. Od lat 70. ubieg∏ego wieku, gdy zacz´to zauwa˝aç malejàcà partycypacj´ osób starszych w sile roboczej, liczba prac badajàcych ten problem stale roÊnie. Nie jest mo˝liwe pokazanie ca∏ej literatury z tej dziedziny, wobec czego przedstawimy tylko ogólne omówienie, starajàc si´ pokazaç zmiany i rozwój modeli od pierwszych prób badaƒ, a˝ do ostatnich lat. Ograniczymy si´ przy tym raczej do prac badajàcych decyzj´ o przejÊciu na emerytur´ z perspektywy pojedynczego pracownika.

D.A. Wise [2003] w raporcie z „Programu badaƒ ekonomii starzenia NBER” napisa∏: „Przez lata silna zale˝noÊç mi´dzy ekonomicznymi zach´tami polityk emerytalnych i wiekiem, w którym ludzie przechodzà na emerytur´, zosta∏a potwierdzona przez wiele badaƒ, korzystajàcych z danych z wielu êróde∏ i stosujàcych wiele metodologii badawczych”1 .

Wszystkie prace przedstawione poni˝ej analizujà t´ zale˝noÊç. Ich g∏ówne charakterystyki sà pokazane w tab.1. NiepewnoÊç jest w niej zdefiniowana jako coÊ nieznanego badanej osobie, ale o czym mo˝na mieç pewne przewidywania, jak prawdopodobieƒstwo do˝ycia do pewnego wieku. Z kolei przypadkowoÊç to coÊ nieznanego ekonomiÊcie, proces post´pujàcy zgodnie z za∏o˝onà dystrybucjà albo losowy szok pochodzàcy z tej dystrybucji.

Wi´kszoÊç prac sugeruje, ˝e decyzja o przejÊciu na emerytur´ jest podejmowana w skutek czynników motywujàcych do takiego kroku, wbudowanych w system zabezpieczenia

*

Dr Grzegorz Kula – Wydzia∏ Nauk Ekonomicznych Uniwersytetu Warszawskiego.

Przeglàd ten pochodzi ze wst´pu do mojej pracy doktorskiej „Optimal Retirement Decision”, Rotterdam 2003.

1 D.A. Wise [2003, s. 4]: “Over the years, the strong relationship between the economic incentives of retirement policies and the ages at which individuals retire from the labor force has been confirmed in multiple studies, using multiple data sources, and applying multiple research methodologies”. **

Model

Statyczny

Cyklu ˝yciowego

powszechny system emerytalny zach´ca do przechodzenia na wczeÊniejszà emerytur´

potencjalna strata dochodów przy nie ma przejÊciu na emerytur´ a zmiana wartoÊci oczekiwanej Êwiadczeƒ, je˝eli jà opóênimy

Burkhauser (1980)

powszechny system emerytalny ma ma∏y wp∏yw na decyzj´ o emeryturze na przejÊcie na emerytur´ wp∏ywa wiek i prywatne programy emerytalne system emerytalny ma rosnàcy i istotny wp∏yw na czas przejÊcia na emerytur´ i czas pracy na emeryturze do 62 roku ˝ycia, a potem ten wp∏yw maleje wp∏yw zmian w powszechnym systemie i prywatnych programach emerytalnych na decyzj´ o przejÊciu na emerytur´ jest ma∏y

nie ma niepewnoÊci p∏aca rynkowa a p∏aca progowa, nie ma przypadkowoÊç – indywidualny uwzgl´dniajàca emerytur´ i Êwiadstosunek do czasu wolnego czenia emerytalne

niepewnoÊç – prawdopodobieƒ- zasada optymalnego zatrzymania – aktywa stwo prze˝ycia u˝ytecznoÊç z emerytury a u˝ytecz przypadkowoÊç – stosunek do noÊç z jej opóênienia pracy heterogeniczny

niepewnoÊç – prawdopodobieƒ- u˝ytecznoÊç z emerytury teraz nie ma stwo prze˝ycia a u˝ytecznoÊç z najbli˝szych lat, kie przypadkowoÊç – b∏´dy majà dy jest ona mo˝liwa dystrybucj´ Wiebulla

Gordon i Blinder (1980)

Burtless i Moffitt (1985)

Mitchell i Fields (1984)

nie ma niepewnoÊci nie ma przypadkowoÊci

wzrost wartoÊci bie˝àcej Êwiadczeƒ z wczeÊniejszej emerytury podnosi jej prawdopodobieƒstwo wiek wp∏ywa negatywnie na decyzj´ o przejÊciu na emerytur´

niepewnoÊç – prawdopodobieƒ- ró˝nica mi´dzy wartoÊciami progra- aktywa mów emerytalnych w ró˝nym wieku stwo prze˝ycia nie ma przypadkowoÊci

Burkhauser (1979)

powszechny system emerytalny i stan zdrowia majà istotny wp∏yw na prawdopodobieƒstwo emerytury

dochody pozap∏acowe

nie ma

nie ma niepewnoÊci nie ma przypadkowoÊci

Boskin i Hurd (1978)

system emerytalny sprzyja wczesnym emeryturom wp∏yw Êwiadczeƒ emerytalnych wi´kszy od dochodów z aktywów

Wyniki

dochód z aktywów

Oszcz´dnoÊci

nie ma

Zasada decyzyjna

nie ma niepewnoÊci nie ma przypadkowoÊci

G∏ówne za∏o˝eniaa

Boskin (1977)

Praca

Tabela 1

Przeglàd literatury

252 Miscellanea

Cyklu ˝yciowego

Strukturalny cyklu ˝yciowego

podniesienie Êwiadczeƒ emerytalnych ma negatywny, ale ma∏y wp∏yw na wiek przejÊcia na emerytur´ wzrost kapita∏u emerytalnego znaczàco podnosi prawdopodobieƒstwo wczeÊniejszej emerytury wy˝szy wiek emerytalny i bardziej sprawiedliwe ksi´gowo Êwiadczenia opóêniajà emerytury i podnoszà aktywnoÊç zawodowà symulowane dystrybucje sà w stanie wychwyciç dominanty w prawdziwej dystrybucji stóp emerytalnych podniesienie wieku przechodzenia na wczeÊniejszà emerytur´ istotnie opóênia przechodzenie na emerytur´ ci´cia w Êwiadczeniach emerytalnych i likwidacja testu dochodowego podnoszà poda˝ pracy

niepewnoÊç – prawdopodobieƒ- konsumpcja z dodatkowego roku bogactwo stwo prze˝ycia pracy a czas wolny z roku na emery przypadkowoÊç – heterogeniczturze ne preferencje

nie ma niepewnoÊci oczekiwane a faktyczne wartoÊci bogactwo przypadkowoÊç – nieoczekiwana zmiennych wyjaÊniajàcych zmiana kapita∏u emerytalnego

nie ma niepewnoÊci u˝ytecznoÊç z czasu wolnego a u˝y- nie ma przypadkowoÊç – waga czasu tecznoÊç z konsumpcji wolnego i indywidualne preferencje

u˝ytecznoÊç z czasu wolnego a u˝y- nie ma nie ma niepewnoÊci tecznoÊç z konsumpcji przypadkowoÊç – waga czasu wolnego i indywidualne preferencje

niepewnoÊç – prawdopodobieƒ- u˝ytecznoÊç z czasu wolnego a u˝y- aktywa tecznoÊç z konsumpcji stwo prze˝ycia przypadkowoÊç – waga czasu wolnego i indywidualne preferencje

niepewnoÊç – p∏ace, zdrowie i ˝y- konsumpcja i czas wolny teraz zmienna cie a konsumpcja i czas wolny w przykontrolna przypadkowoÊç – p∏ace majà elesz∏oÊci ment AR(1)

Burtless (1986)

Anderson i inni (1986)

Gustman i Steinmeier (1985)

Gustman i Steinmeier (1986)

Gustman i Steinmeier (2002)

French (2005)

Êwiadczenia emerytalne majà silny wp∏yw na prawdopodobieƒstwo emerytury

p∏ynne aktywa

nie ma niepewnoÊci forma zredukowana modelu przypadkowoÊç – nieobserwowalne czynniki indywidualne

Hausman i Wise (1985)

prywatne programy i powszechny system emerytalny majà dodatni wp∏yw na prawdopodobieƒstwo emerytury z∏e zdrowie przyspiesza emerytur´

bogactwo

nie ma niepewnoÊci forma zredukowana modelu przypadkowoÊç – nieobserwowalne czynniki indywidualne

Diamond i Hausman (1984)

Miscellanea

253

Model

cd. tab. 1

Wyceny opcji

Programowanie dynamiczne

Berkovec i Stern (1991)

niepewnoÊç – prawdopodobieƒ- bie˝àce i oczekiwane strumienie nie ma stwo prze˝ycia p∏ac, Êwiadczeƒ i czasu wolnego, przypadkowoÊç – losowe elemengdy pracujemy, a bie˝àce i oczekity p∏ac majà rozk∏ad maksymalwane strumienie na emeryturze nej wartoÊci, inne b∏´dy majà dystrybucj´ normalnà

z∏y stan zdrowia, wiek i niskie wykszta∏cenie podnoszà prawdopodobieƒstwo przejÊcia na emerytur´

ubodzy i pracujàcy o s∏abym zdrowiu majà wi´ksze prawdopodobieƒstwo przejÊcia na wczeÊniejszà emerytur´

przyrost kapita∏u emerytalnego ma wi´kszy wp∏yw na przechodzenie na emerytur´ ni˝ jego poziom

niepewnoÊç – prawdopodobieƒ- oczekiwana wartoÊç bie˝àca dalszej aktywa stwo prze˝ycia pracy a oczekiwana wartoÊç bie˝à przypadkowoÊç – heteroskedaca emerytury styczne i wykazujàce autokorelacj´ sk∏adniki losowe

Samwick (1998)

Rust niepewnoÊç – ˝ycie, zdrowie, stan porównanie oczekiwanych zdys- bogactwo (1989 i 1990) kontowanych u˝ytecznoÊci wynikacywilny, praca jàcych z ró˝nych decyzji emerytal przypadkowoÊç – losowe elemennych i konsumpcyjnych ty zmiennych stanu nieskorelowane, zgodne z parametrycznà funkcjà g´stoÊci Markowa

zmiany w prywatnych programach emerytalnych majà du˝y wp∏yw na emerytury zmiany w powszechnym systemie emerytalnym majà ma∏y wp∏yw na emerytury

niepewnoÊç – prawdopodobieƒ- oczekiwana wartoÊç bie˝àca dalszej nie ma stwo prze˝ycia pracy a oczekiwana wartoÊç bie˝à przypadkowoÊç – nieobserwoca emerytury walne czynniki wp∏ywajàce na decyzj´ emerytalnà, mogà byç skorelowane

Wyniki

Lumsdaine i inni (1997)

Oszcz´dnoÊci

prywatne programy emerytalne majà bardzo silny wp∏yw na decyzj´ o przejÊciu na emerytur´

Zasada decyzyjna

niepewnoÊç – prawdopodobieƒ- oczekiwana wartoÊç bie˝àca dalszej nie ma stwo prze˝ycia pracy a oczekiwana wartoÊç bie˝à przypadkowoÊç – nieobserwoca emerytury walne czynniki wp∏ywajàce na decyzj´ emerytalnà, mogà byç skorelowane

G∏ówne za∏o˝eniaa

Stock i Wise (1990a; 1990b)

Praca

254 Miscellanea

Programowanie dynamiczne

zach´ty systemu emerytalnego powodujà emerytur´ dla 65 lat opóênione zmienne endogeniczne wp∏ywajà na prawdopodobieƒstwo emerytury m´˝owie majà co najmniej tak silne preferencje do czasu wolnego jak ˝ony dowody na komplementarnoÊç czasu wolnego ma∏˝onków Êwiadczenia emerytalne w wojsku majà najsilniejszy wp∏yw na decyzj´ o pozostaniu w wojsku

zach´ty powszechnego systemu emerytalnego sà szczególnie silne dla ludzi o niskim dochodzie i bez ubezpieczenia zdrowotnego model wychwytuje dominanty w stopie przechodzenia na emerytur´

aktywa

nie ma niepewnoÊci forma zredukowana modelu przypadkowoÊç – permanentne i przejÊciowe efekty losowe i zak∏ócenia NIID

nie ma niepewnoÊci u˝ytecznoÊç z emerytury teraz nie ma przypadkowoÊç – szok u˝ytecza u˝ytecznoÊç z emerytury za rok, noÊci zgodny z rozk∏adem makprzy danym statusie ma∏˝onka symalnej wartoÊci

niepewnoÊç – prawdopodobieƒ- wa˝ona suma obecnych i przy- nie ma stwo kontynuacji pracy przez sz∏ych ró˝nic p∏ac w wypadku zookreÊlony czas stania w wojsku albo opuszczenia przypadkowoÊç – autokorelacja go sk∏adników losowych

niepewnoÊç – ˝ycie, zdrowie, stan oczekiwana, zdyskontowana u˝y- nie ma cywilny, wysokoÊç p∏ac i ÊwiadtecznoÊç z emerytury a oczekiwaczeƒ na, zdyskontowana u˝ytecznoÊç przypadkowoÊç – nieobserwoz opóênienia jej o rok walne zmienne stanu majà rozk∏ad maksymalnej wartoÊci

Blau (1994)

Christensen i Gupta (1994)

Daula i Moffitt (1995)

Rust i Phelan (1996)

NiepewnoÊç – coÊ nieznanego badanej osobie, ale o czym mo˝na mieç pewne przewidywania. PrzypadkowoÊç – coÊ nieznanego ekonomiÊcie, proces post´pujàcy zgodnie z przyj´tà w za∏o˝eniach dystrybucjà albo losowy szok pochodzàcy z tej dystrybucji.

a

programowanie dynamiczne i wycena opcji sà równie dobre; pierwsze nieco lepiej dopasowane do danych, drugie o nieco lepszych prognozach nie ma istotnej ró˝nicy w zachowaniu emerytalnym m´˝czyzn i kobiet

niepewnoÊç – prawdopodobieƒ- u˝ytecznoÊç z emerytury teraz nie ma stwo prze˝ycia a u˝ytecznoÊç z od∏o˝enia jej o rok przypadkowoÊç – b∏´dy generoi zachowania opcji przejÊcia na emewane z dystrybucji normalnej alrytur´ bo maksymalnej wartoÊci

Lumsdaine i inni (1992 i 1994)

Miscellanea

255

256

Miscellanea

spo∏ecznego2 . MniejszoÊç twierdzi, ˝e wa˝niejsze sà prywatne programy emerytalne. Nie jest mo˝liwe jednoznaczne stwierdzenie, które rezultaty sà prawdziwe, jednak ze wzrostem liczby osób obj´tych pracowniczymi albo indywidualnymi programami emerytalnymi i wyd∏u˝ajàcymi si´ okresami oszcz´dzania na emerytur´, zach´ty do wczesnego przejÊcia na emerytur´ w prywatnych programach emerytalnych stajà si´ coraz wa˝niejsze.

I. Modele statyczne Nawet we wczesnej literaturze badajàcej emerytury, u˝ywajàcej modeli statycznych, np.

M.J. Boskin [1977], pokazano, ˝e zach´ty do przejÊcia na emerytur´ pe∏nià wa˝nà rol´. Boskin koncentruje si´ na motywacji do wczesnego przechodzenia na emerytur´ dostarczanej przez system publiczny i estymuje prawdopodobieƒstwo takiego przejÊcia. Zasady systemu publicznego, w∏àczone do ograniczenia bud˝etowego, mogà wp∏ynàç na decyzj´ emerytalnà na trzy sposoby przez: poziom Êwiadczeƒ, sk∏adki na ubezpieczenia spo∏eczne i test dochodowy. Podsumowujàc, Boskin stwierdza: „…ogólny wp∏yw zabezpieczenia spo∏ecznego, poprzez gwarantowany poziom dochodu i test dochodowy, bez wàtpienia prowadzi do przejÊcia znacznej liczby ludzi starszych na wczeÊniejszà emerytur´”3 [M.J. Boskin 1977, s. 14].

Wp∏yw Êwiadczeƒ emerytalnych jest du˝o wa˝niejszy ni˝ wp∏yw dochodu z kapita∏u, poniewa˝ sà one gwarantowane na ca∏e ˝ycie i waloryzowane o inflacj´.

Podobne podejÊcie zaprezentowane jest w pracy M.J. Boskina i M.D. Hurda [1978], gdzie prawdopodobieƒstwo przejÊcia na emerytur´ zale˝y zarówno od powszechnego systemu emerytalnego, jak i od stanu zdrowia. Wyniki tego badania równie˝ wskazujà, ˝e „…zmiana w ograniczeniu bud˝etowym spowodowana przez system zabezpieczenia spo∏ecznego ma znaczàcy wp∏yw na przechodzenie na emerytur´”4 [M.J. Boskin, M.D. Hurd 1978, s. 371], oraz ˝e s∏abe zdrowie w istotny sposób podnosi prawdopodobieƒstwo przejÊcia na emerytur´.

II. Modele dynamiczne Modele statyczne pokaza∏y, ˝e powszechny system emerytalny w istotny sposób wp∏ywa na decyzj´ o przejÊciu na emerytur´. Jednak ich wyniki by∏y oparte tylko na informacjach o bie˝àcych dochodach i ignorowa∏y niepewnoÊç. Takie podejÊcie nie jest realistyczne, gdy˝ ludzie podejmujà decyzje emerytalne na podstawie przewidywanych dochodów, starajàc si´ maksymalnie zmniejszyç niepewnoÊç co do mo˝liwych zmian w przysz∏oÊci. Z tego powodu ekonomiÊci zacz´li badaç rol´ przysz∏ych dochodów w aktywnoÊci ludzi starszych na rynku pracy. Jednà z pierwszych prób zastosowania za∏o˝eƒ dynamicznego cyklu ˝ycia do modelowania prawdopodobieƒstwa przejÊcia na emerytur´ mo˝emy znaleêç u R.V. Burkhausera [1979]. W tej pracy decyzja o przejÊciu na emerytur´ zale˝y od ró˝nicy mi´dzy wartoÊcià bie˝àcà emerytur, które dostaniemy, rezygnujàc z pracy teraz, a wartoÊcià bie˝àcà emerytur, które dostalibyÊmy, opóêniajàc podj´cie tej decyzji. Je˝eli ró˝nica jest dodatnia, powinniÊmy przejÊç na emerytur´ natychmiast.

2 Pod nazwà „system zabezpieczenia spo∏ecznego” w omawianych pracach kryje si´ zwykle amerykaƒska Social Security.

3 M.J. Boskin [1977, s. 14]: ”...the overall impact of the social security system, through the income guarantee and the earnings test, is clearly to induce earlier retirement for a substantial fraction of the elderly population”.

4 M.J. Boskin i M.D. Hurd [1978, s. 371]: “...the change in the budget constraint caused by the social security system has a considerable impact on retirement”.

Miscellanea

257

Wadà tego podejÊcia jest, ˝e nie uwzgl´dnia wartoÊci czekania z podj´ciem decyzji, poniewa˝ jedynym êród∏em niepewnoÊci jest prawdopodobieƒstwo do˝ycia do nast´pnego okresu, a ono nie wp∏ywa na wyniki. Jak mo˝na by∏o oczekiwaç, prawdopodobieƒstwo przejÊcia na wczeÊniejszà emerytur´ roÊnie, gdy zwi´ksza si´ ró˝nica mi´dzy bie˝àcà wartoÊcià wczeÊniejszej i normalnej emerytury. RównoczeÊnie, im wy˝sza wartoÊç strumienia dochodów z pracy, tym ni˝sze prawdopodobieƒstwo przejÊcia na wczeÊniejszà emerytur´. Co dziwne, wiek pracownika wp∏ywa negatywnie na decyzj´ o emeryturze, chocia˝ mo˝e wynika to z wp∏ywu sta˝u pracy na wysokoÊç p∏ac i emerytur.

R.V. Burkhauser [1979] analizuje emerytury w przemyÊle samochodowym w Stanach Zjednoczonych i dopiero w podsumowaniu porównuje je z emeryturami z powszechnego systemu. W póêniejszej pracy [R.V. Burkhauser 1980] zajmuje si´ ju˝ tylko zabezpieczeniem spo∏ecznym, badajàc decyzj´ o przejÊciu na emerytur´ w wieku 62 lat (wiek, od którego nabywa si´ prawo do wczeÊniejszej emerytury). Wyniki pokazujà, ˝e powszechny system emerytalny zach´ca∏ do wczeÊniejszego przechodzenia na emerytur´, zw∏aszcza z powodu niesprawiedliwoÊci ksi´gowej – suma sk∏adek, wp∏aconych przez dodatkowe lata pracy, by∏a wi´ksza, ni˝ wartoÊç bie˝àca uzyskanego dzi´ki nim wzrostu emerytury.

Przeciwny rezultat uzyskali R.H. Gordon i A.S. Blinder [1980], wed∏ug których powszechny system emerytalny ma ma∏y wp∏yw na decyzj´ o przejÊciu na emerytur´. Zale˝y ona raczej od wieku i prywatnych programów emerytalnych. Powodem, dla którego prywatne programy majà silniejszy wp∏yw na decyzj´ emerytalnà, mo˝e byç cz´ste w ich przypadku wyznaczanie obowiàzkowego wieku emerytalnego i redukcja dyskontowanej wartoÊci bie˝àcej Êwiadczeƒ, je˝eli pracownik kontynuuje prac´, mimo osiàgni´cia wieku uprawniajàcego do pobierania emerytury. Gordon i Blinder przyjmujà, ˝e przechodzimy na emerytur´, gdy nasza p∏aca progowa przekracza p∏ac´ oferowanà przez rynek. Wiek wp∏ywa na p∏ace i zmienia preferencje do pracy i czasu wolnego, podnoszàc p∏ac´ progowà.

Ten model nie uwzgl´dnia indywidualnej niepewnoÊci. Jest za to przypadkowoÊç, przez wyraz wolny o rozk∏adzie normalnym w równaniu p∏acy i przez ró˝nice mi´dzy indywidualnymi preferencjami, wp∏ywajàcymi na wag´ czasu wolnego w równaniu p∏acy progowej. Jest to cz´sto stosowane podejÊcie do przypadkowoÊci w modelach emerytalnych: je˝eli mo˝liwoÊç nag∏ej zmiany dochodu jest uwzgl´dniona, to efekt takiego szoku jest tymczasowy.

Wszelkie inne nieoczekiwane zmiany albo trwa∏e skutki szoków sà przypisane do nieobserwowalnych charakterystyk indywidualnych preferencji i nimi wyjaÊniane.

Rezultat R.H. Gordona i A.S. Blindera [1980] zosta∏ cz´Êciowo potwierdzony przez G. Burtlessa i R.A. Moffitta [1985], którzy pokazali, ˝e wp∏yw systemu zabezpieczenia spo∏ecznego na wybór momentu przejÊcia na emerytur´ i liczb´ godzin przepracowanych na emeryturze jest mniejszy po osiàgni´ciu wieku wczeÊniejszej emerytury (62 lata). Jednak przed 62 rokiem ˝ycia wp∏yw systemu na decyzj´ pracownika o poda˝y pracy i emeryturze jest istotny i rosnàcy z wiekiem. Ten artyku∏ to pierwsza praca, jakà uda∏o nam si´ znaleêç, w której przejÊcie na emerytur´ jest analizowane jako problem optymalnego zatrzymania: osoba chcàca przejÊç na emerytur´ porównuje u˝ytecznoÊç z natychmiastowego przejÊcia na emerytur´ z u˝ytecznoÊcià z odsuni´cia go w czasie. Aby zmaksymalizowaç u˝ytecznoÊç, trzeba wybraç razem czas przejÊcia na emerytur´ i liczb´ godzin pracy na emeryturze. W∏àczenie powszechnego systemu emerytalnego do ograniczenia bud˝etowego powoduje jego nieliniowoÊç, gdy˝ wysokoÊç Êwiadczenia zale˝y m.in. od wieku przejÊcia na emerytur´. Jako ˝e powszechny system emerytalny równoczeÊnie zwi´ksza nasz dochód i wprowadza test dochodowy, ogólny rezultat w∏àczenia go do ograniczenia bud˝etowego to skrócenie czasu przepracowanego po przejÊciu na emerytur´.

W tej pracy, tak jak w poprzedniej, preferencje zale˝à od wieku. Co wi´cej, gdyby preferencje by∏y niezale˝ne od wieku, w tak zdefiniowanym modelu nie by∏oby przechodzenia na

258

Miscellanea

emerytur´. Wyniki pokazujà, ˝e liczba godzin pracy na emeryturze jest na ogó∏ równa liczbie godzin, którà zgodnie z przepisami emerytalnymi mo˝na przepracowaç bez zmniejszania Êwiadczenia. Symulacje dowodzà, ˝e obni˝enie Êwiadczeƒ albo podwy˝szenie normalnego wieku emerytalnego podnios∏oby faktyczny wiek przechodzenia na emerytur´ i zwi´kszy∏o czas pracy na emeryturze.

Wykorzystanie symulacji, jak w modelu omówionym powy˝ej, jest zazwyczaj konieczne do okreÊlenia skutków zmian systemu emerytalnego. Jednak czasami mo˝na postàpiç inaczej: O.S. Mitchell i G.S. Fields [1984] badajà wp∏yw ró˝nic w mo˝liwoÊciach dochodowych programów emerytalnych na zachowania pracujàcych przez porównanie dziesi´ciu ró˝nych pracowniczych planów emerytalnych. Ró˝nice mi´dzy planami powodujà, ˝e do modelu nie trzeba w∏àczaç heterogenicznych preferencji, co by∏o niezb´dne, gdyby pracownicy podejmowali decyzje oparte na jednym planie emerytalnym.

Z artyku∏u wynika, ˝e osoby z ró˝nymi planami emerytalnymi reagujà inaczej na zawarte w nich zach´ty. Jednak skutki zmian w pracowniczych programach emerytalnych i w powszechnym systemie emerytalnym dajà podobne rezultaty. Co wi´cej, wp∏yw tych zmian na efektywny wiek przechodzenia na emerytur´ jest ma∏y. Wyniki sugerujà równie˝, ˝e pracujàcy „sortujà si´” wed∏ug planów oferowanych przez firmy.

Problem z modelami przedstawionymi dotychczas polega na tym, ˝e nie uwzgl´dniajà zajÊcia nieoczekiwanych zdarzeƒ. NiepewnoÊç i przypadkowoÊç pojawiajà si´ w nich jako prawdopodobieƒstwo prze˝ycia, przejÊciowy szok dochodowy czy nieznany sk∏adnik heterogenicznych preferencji. Ich konstrukcja nie pozwala na wiele wi´cej. A nas przecie˝ interesujà niepewnoÊç co do przysz∏ych wartoÊci zmiennych i skutki ich nag∏ych zmian. P.A. Diamond i J.A. Hausman [1984, s. 97] napisali: „Takie niepewnoÊci oznaczajà, ˝e ludzie ciàgle rozwa˝ajà od nowa swoje plany emerytalne i oszcz´dnoÊciowe, w miar´ jak zmienia si´ ich status zawodowy i stan zdrowia”5 . Z tego wzgl´du zbudowali oni model hazardu emerytalnego, gdzie niepewnoÊç jest cz´Êcià równania opisujàcego stop´ hazardu jako zmienna losowa definiujàca nieobserwowane czynniki indywidualne. Model hazardu pozwala, by zmienne, takie jak zdrowie, bogactwo itp., zmienia∏y si´ w czasie. Diamond i Hausman stwierdzili, ˝e zarówno prywatne, jak i publiczne emerytury majà pozytywny wp∏yw na prawdopodobieƒstwo przejÊcia na emerytur´. Dochód permanentny i bogactwo zmniejszajà to prawdopodobieƒstwo, a pogorszenie stanu zdrowia znaczàco je zwi´ksza.

Z modelem Diamonda i Hausmana jest jeden istotny problem: mimo ca∏ej dyskusji o znaczeniu niepewnoÊci, wyniki nie mówià o tym wiele. Jest co prawda zmienna losowa, oczekiwane wartoÊci zmiennych sà wzi´te pod uwag´, ale nie widzimy efektów prawdopodobieƒstwa zmiany wartoÊci zmiennych, ˝adnej reakcji na ryzyko. Podobne podejÊcie pojawi∏o si´ w artykule J.A. Hausmana i D.A. Wise’a [1985], w którym jeden z modeli by∏ modelem proporcjonalnego hazardu. Ponownie rezultaty wykazujà silny wp∏yw Êwiadczeƒ emerytalnych na prawdopodobieƒstwo przejÊcia na emerytur´, za to o niepewnoÊci dowiadujemy si´ tylko, ˝e kszta∏t stóp hazardu prowadzi∏ do za∏o˝enia o ich proporcjonalnych zmianach powodowanych przez nieobserwowane zmienne losowe.

Istniejà jednak prace, w których nag∏e zmiany bada si´ bez uwzgl´dnienia niepewnoÊci.

Omówimy dwa przyk∏ady dotyczàce nieoczekiwanego podniesienia Êwiadczeƒ emerytalnych w Stanach Zjednoczonych w latach 1969 i 1972. Pierwszy zbadano w pracy G. Burtlessa [1986]. W przeciwieƒstwie do P.A. Diamonda i J.A. Hausmana [1984] i J.A. Hausmana i D.A. Wise’a [1985], analiza polega na maksymalizacji ˝yciowej funkcji u˝ytecznoÊci. Kry5 P.A. Diamond i J.A. Hausman [1984, s. 97]: „These uncertainties imply that people are continuously reconsidering their plans for retirement and wealth accumulation as their economic and health positions develop”.

Miscellanea

259

tycznym sk∏adnikiem ograniczenia bud˝etowego jest estymowana stopa dyskontowa, która okreÊla lokalizacj´ i kszta∏t tego ograniczenia. Wyniki sugerujà, ˝e wzrost Êwiadczeƒ ma ma∏y negatywny wp∏yw na wiek emerytalny. Wp∏yw ten jest silniejszy w punktach nieró˝niczkowalnych ograniczenia bud˝etowego, dla wieku uprawniajàcego do wczeÊniejszej i normalnej emerytury.

Drugi przyk∏ad zawiera praca K.H. Andersona i in. [1986]. Jej celem by∏o sprawdzenie wp∏ywu nieoczekiwanego podniesienia Êwiadczeƒ na planowany wiek emerytalny. Model jest znacznie prostszy ni˝ poprzedni: sà dwa okresy, w pierwszym obserwujemy obecnà poda˝ pracy i poda˝ planowanà w nast´pnym okresie, a w drugim porównujemy plany z faktycznymi decyzjami. Wyniki estymacji wskazujà, ˝e podniesienie majàtku przez podwy˝k´ Êwiadczeƒ zwi´kszy∏o prawdopodobieƒstwo wczeÊniejszej emerytury, a zmniejszy∏o prawdopodobieƒstwo póêniejszej. To potwierdza rezultaty Burtlessa, tyle ˝e ta zmiana jest istotna: ponad 40% planów nie sprawdzi∏o si´.

III. Strukturalne modele cyklu ˝ycia Jak pokazali G. Burtless [1986] i K.H. Anderson i in. [1986], dost´pnoÊç informacji o przysz∏ych zmianach i dostarczanych przez system motywacjach oraz zwiàzana z nimi niepewnoÊç majà du˝y wp∏yw na decyzje o poda˝y pracy i emeryturze. Jednak dotychczas przedstawione modele nie by∏y w stanie uwzgl´dniç ciàg∏ych zmian i dostosowaƒ planów emerytalnych zwiàzanych z nowymi informacjami. Rozwiàzaniem sta∏y si´ strukturalne modele cyklu ˝yciowego.

Jeden z najlepszych przyk∏adów takiego modelu to model A.L. Gustmana i T.L. Steinmeiera [1985], który bada skutki zmiany systemu emerytalnego, wprowadzanej powoli i stopniowo.

Analizuje w tym celu d∏ugookresowe efekty reform z 1983 r. w Stanach Zjednoczonych, które podnios∏y normalny wiek emerytalny, zwi´kszy∏y kredyt z opóênienia emerytury i obni˝y∏y stop´ redukcji dochodów, przekraczajàcych poziom testu dochodowego.

Celem modelu by∏o zbadanie, jak zmiany w zach´tach stwarzanych przez system wp∏ywajà na poda˝ pracy i decyzje emerytalne. W tym celu u˝ytecznoÊç jest optymalizowana nie tylko wzgl´dem konsumpcji i czasu wolnego, ale i wysi∏ku zwiàzanego z pracà. W modelu sà dwie niezale˝ne od czasu zmienne stochastyczne: waga czasu wolnego i stopieƒ substytucji mi´dzy konsumpcjà i czasem wolnym. Kiedy waga czasu wolnego roÊnie, ludzie rezygnujà z pracy na pe∏ny etat. Wybór mi´dzy pracà na cz´Êç etatu a pe∏nà emeryturà zale˝y wtedy od drugiej zmiennej stochastycznej. Je˝eli jest ona wysoka, to prawdopodobieƒstwo, ˝e dana osoba wybierze pe∏nà emerytur´, jest wi´ksze.

Rozwini´cie tego modelu [A.L. Gustman, T.L. Steinmeier 1986], dzi´ki szczegó∏owym informacjom o profilach kompensacyjnych w cyklu ˝ycia, umo˝liwia wyjaÊnienie kumulacji w przechodzeniu na emerytur´ w Stanach Zjednoczonych w wieku 62 i 65 lat. Nie uwzgl´dnia jednak niepewnoÊci, gdy˝ uniemo˝liwi∏oby to przeprowadzanie obliczeƒ. To oznacza, co autorzy przyznajà, „…˝e model jest nieprzystosowany do analizowania krótkookresowych reakcji poda˝y pracy na nieoczekiwanà zmian´ motywacji”6 [A.L. Gustman, T.L. Steinmeier 1986, s. 556]. Model jest u˝yty do wyprowadzenia optymalnych Êcie˝ek konsumpcji i czasu wolnego, przy czym funkcja wià˝àca kompensacj´ z czasem wolnym mo˝e byç nieliniowa, a nawet nieciàg∏a.

W modelu sà trzy sk∏adniki kompensacji: p∏ace, Êwiadczenia z emerytur prywatnych i Êwiadczenia z emerytur publicznych. Wyniki pokazujà, ˝e zwi´kszenie kompensacji obni˝y 6 A.L. Gustman i T.L. Steinmeier [1986, s. 556]: ”...that the model is not appropriate for analyzing short term labor supply responses to unanticipated change in incentives”.

260

Miscellanea

procent osób pracujàcych na pe∏ny etat, a podwy˝szy procent tych, którzy przeszli na ca∏kowità emerytur´. Za to wp∏yw zwi´kszenia kompensacji na prac´ na cz´Êç etatu jest niejasny. Kszta∏ty obserwowalnych i symulowanych przez model rozk∏adów decyzji emerytalnej sà bardzo podobne. Potwierdza to, ˝e zasady amerykaƒskiej Social Security, z wczeÊniejszà emeryturà w wieku 62 lat i normalnym wiekiem emerytalnym 65 lat, majà decydujàcy wp∏yw na czas przechodzenia na emerytur´.

IV. Modele wyceny opcji Powy˝sza dyskusja pokaza∏a, ˝e idealny model do badania decyzji o przejÊciu na emerytur´ powinien zawieraç struktur´ dochodów i Êwiadczeƒ, albo kapita∏u emerytalnego, oraz niepewnoÊç co do przysz∏oÊci. Te elementy zosta∏y udanie po∏àczone w podejÊciu programowania dynamicznego. Jednak my, wzorujàc si´ na pracy R.L. Lumsdaine i O.S. Mitchell [1999], zaczniemy od omówienia prostszej formy programowania dynamicznego, czyli modeli wyceny opcji. PodejÊcie to zosta∏o rozwini´te przez J.H. Stocka i D.A. Wise’a [1990a; 1990b], badajàcych wp∏yw programu emerytalnego w du˝ej firmie na decyzje emerytalne pracowników. Autorzy ci od poczàtku twierdzà, i˝ firmowy program stwarza du˝o wi´kszà motywacj´ do przechodzenia na wczeÊniejszà emerytur´ ni˝ powszechny system emerytalny.

Dzieje si´ tak, poniewa˝ najkorzystniejsze warunki sà proponowane, je˝eli pracownik opuÊci firm´, przechodzàc na emerytur´ w okreÊlonym wieku – cz´sto jest to wiek umo˝liwiajàcy wczeÊniejszà emerytur´ w powszechnym systemie.

Termin „wycena opcji” bierze si´ z tego, ˝e pracownik ma opcj´ opóênienia przejÊcia na emerytur´. Model wyceny opcji charakteryzuje si´ dwiema podstawowymi cechami: po pierwsze, pracuje si´ tak d∏ugo, jak d∏ugo oczekiwana wartoÊç bie˝àca dalszej pracy jest wi´ksza ni˝ oczekiwana wartoÊç bie˝àca natychmiastowej emerytury. Po drugie, decyzja jest modyfikowana w miar´ zdobywania nowych informacji, które nap∏ywajà z wiekiem. Najwa˝niejszym za∏o˝eniem upraszczajàcym model jest to, ˝e decyzja emerytalna opiera si´ na porównaniu maksymalnej z oczekiwanych wartoÊci bie˝àcych przysz∏ych u˝ytecznoÊci, je˝eli przejdziemy na emerytur´ teraz, z maksymalnà wartoÊcià z ka˝dego z nast´pnych lat, kiedy mo˝emy przejÊç na emerytur´.

Wszelkie aktywa, poza wartoÊcià bie˝àcà firmowych emerytur i Êwiadczeƒ z powszechnego systemu emerytalnego, sà ignorowane, poniewa˝ – zdaniem autorów – ch wp∏yw na decyzje emerytalne jest ma∏y w porównaniu z wp∏ywem kapita∏u emerytalnego. Wobec tego funkcja decyzji o przejÊciu na emerytur´ zale˝y g∏ównie od dwóch czynników: dochodów z pracy i Êwiadczeƒ emerytalnych. Zasada decyzyjna jest nast´pujàca: kontynuuj prac´ w roku t, je˝eli oczekiwany zysk z od∏o˝enia emerytury do roku, który daje najwy˝szà wartoÊç oczekiwanà, jest dodatni. Je˝eli nie, to przejdê na emerytur´.

W modelu sà dwa charakterystyczne dla jednostki i zale˝ne od czasu efekty losowe, które majà wychwyciç nieobserwowalne zmienne wp∏ywajàce na decyzj´ emerytalnà, jak preferencje dotyczàce pracy i czasu wolnego, stan zdrowia itd. Wed∏ug Stocka i Wise’a „…te zmienne losowe powinny mieç znaczàcà inercj´ […]. Mo˝na to uchwyciç zak∏adajàc, ˝e zmienne losowe charakterystyczne dla danej osoby zachowujà si´ zgodnie z procesem Markowa albo z procesem autoregresyjnym pierwszego rz´du”7 [J.H. Stock, D.A. Wise 1990a, s. 1160]. Do estymacji autorzy przyjmujà, ˝e zmienne losowe ewoluujà zgodnie z b∏àdzeniem 7 J.H. Stock i D.A. Wise [1990a, s. 1160]: “...there should be considerable persistence in these random effect over time [...] Such persistence is captured by assuming that the random individual effects follow a Markovian or first order autoregressive process”.

Miscellanea

261

przypadkowym. Jednak test na wyestymowanym modelu odrzuca takie za∏o˝enie. Naszym zdaniem, powodem tego odrzucenia jest to, ˝e trwa∏oÊç szoków wynika z przypadkowoÊci w zmianach p∏ac, które majà cechy b∏àdzenia przypadkowego. Wrócimy do tego problemu w ostatniej cz´Êci przeglàdu.

Wyniki estymacji pokazujà, ˝e dolar dochodu, kiedy nie pracujemy, ma wi´kszà wartoÊç ni˝ dolar dochodu z pracy. Symulacje wskazujà na bardzo silny wp∏yw programów emerytalnych na decyzj´ emerytalnà. Podniesienie wieku wczeÊniejszej emerytury u wielu pracujàcych opóêni∏oby t´ decyzj´. Jednak niektórzy mogliby si´ zdecydowaç przejÊç na emerytur´ jeszcze wczeÊniej, nie chcàc tak d∏ugo czekaç. Zmiana programu emerytalnego o zdefiniowanym Êwiadczeniu na program o zdefiniowanej sk∏adce mia∏aby jeszcze silniejszy efekt, zwi´kszajàc procent wybierajàcych wczeÊniejszà emerytur´.

Przyjrzyjmy si´ jeszcze dwóm przyk∏adom wyceny opcji. R.L. Lumsdaine i in. [1997] symulujà wp∏yw zmian w powszechnych i prywatnych emeryturach na liczb´ przechodzàcych na emerytur´. Poniewa˝ Êwiadczenia i przywileje programów prywatnych dominujà nad Êwiadczeniami i przywilejami programów publicznych, zmiany w prywatnych programach majà silny, a zmiany w powszechnym systemie s∏aby wp∏yw na wybór momentu przejÊcia na emerytur´. Nie mo˝na jednak zignorowaç powszechnego systemu emerytalnego, gdy˝ jego wyeliminowanie mia∏oby ogromny wp∏yw na liczb´ przechodzàcych na emerytur´. Autorzy sugerujà koordynowanie zmian w obu typach emerytur. Symulacje pokazujà, ˝e zredukowa∏oby to liczb´ osób odchodzàcych z rynku pracy.

A.A. Samwick [1998] przedstawia drugi przyk∏ad, który bada relatywnà wag´ skutków motywacji prywatnych i powszechnych emerytur. Dzi´ki szczegó∏owym danym jest w stanie sprawdziç, czy wyniki J.H. Stocka i D.A. Wise’a [1990] mo˝na uogólniç, czy te˝ odnoszà si´ one tylko do badanej przez nich firmy. U˝ywa do tego zredukowanej formy modelu wyceny opcji, opartej na za∏o˝onych z góry wartoÊciach parametrów. Zarówno wartoÊç opcji, jak i zebrany kapita∏ znaczàco ograniczajà prawdopodobieƒstwo przejÊcia na emerytur´. Zmiana kapita∏u emerytalnego jest przy tym istotniejsza ni˝ jego poziom. Prywatne programy emerytalne majà wi´kszy wp∏yw na kapita∏ emerytalny i decyzje o przejÊciu na emerytur´ ni˝ system publiczny. Zdaniem autora, w okresie powojennym rozwój programów prywatnych odpowiada za 1/4 zmniejszenia partycypacji w sile roboczej. Kiedy informacje o wysokoÊci prywatnej emerytury nie by∏y uwzgl´dnione, przyrost kapita∏u emerytalnego i liczba osób obj´tych prywatnymi emeryturami okaza∏y si´ statystycznie nieistotne. Porównanie z pracà J.H. Stocka i D.A. Wise’a [1990] pokaza∏o, ˝e wyniki ich estymacji „…prawdopodobnie pomniejszy∏y pe∏en wp∏yw prywatnych programów emerytalnych i systemu zabezpieczenia spo∏ecznego na przechodzenie na emerytur´”8 [A.A. Sanwick 1988, s. 230].

V. Modele programowania dynamicznego W przeciwieƒstwie do modeli wyceny opcji w modelach programowania dynamicznego decyzja o przejÊciu na emerytur´ jest podejmowana nie na podstawie porównania maksymalnej z oczekiwanych wartoÊci bie˝àcych przysz∏ych i obecnych u˝ytecznoÊci, a na podstawie porównania oczekiwanej wartoÊci maksymalnej obecnej u˝ytecznoÊci ˝yciowej z jej przysz∏ymi opcjami. Takie podejÊcie pozwala na unikni´cie pewnych problemów wyceny opcji. Wed∏ug Lumsdaine i in. [1992]: „…WartoÊç oczekiwana maksimum serii zmiennych losowych b´dzie wi´ksza ni˝ maksimum ich wartoÊci oczekiwanych. Wobec tego wielkoÊç tej ró˝nicy powodu8 A.A. Samwick [1998, s. 230]: ”…likely understate the full impact of pensions and Social Security on retirement from the labor force”.

262

Miscellanea

je, ˝e zasada wyceny opcji Stocka i Wise’a zani˝a wartoÊç opóênienia przejÊcia na emerytur´.

Równie˝ fakt, ˝e zasada dynamicznego programowania jest bardziej zgodna z indywidualnymi decyzjami ni˝ wycena opcji powoduje, i˝ model Stocka i Wise’a mo˝e nie doceniç indywidualnej oceny przysz∏ych opcji emerytalnych”9 [R.L. Lumsdaine i in. 1992, s. 28].

Poniewa˝ programowanie dynamiczne bazuje na wartoÊci oczekiwanej maksimum z obecnych i przysz∏ych opcji, jego wyliczenie wymaga n – 1 wymiarowego ca∏kowania n okresów.

Mo˝na jednak zredukowaç liczb´ wymiarów, przybli˝ajàc zasad´ programowania dynamicznego przez uproszczenie struktury kowariancji, jak np. w pracy J. Rusta [1989] albo J. Berkoveca i S. Sterna [1991]. W przeciwieƒstwie do dynamicznego programowania, model wyceny opcji daje du˝o prostszà zasad´ przejÊcia na emerytur´, zw∏aszcza przy za∏o˝eniu, ˝e charakterystyczne dla jednostki efekty losowe zachowujà si´ zgodnie z procesem b∏àdzenia przypadkowego. Ostatnia istotna ró˝nica mi´dzy modelami polega na tym, ˝e w modelu wyceny opcji losowe zak∏ócenia mogà byç skorelowane, a w programowaniu dynamicznym sà niezale˝ne1 0.

W programowaniu dynamicznym wszystko zale˝y od za∏o˝onej dystrybucji b∏´dów, poniewa˝ przy podejmowaniu decyzji oceniamy de facto maksimum przysz∏ych b∏´dów. Omówienie zaczniemy od pracy J. Rusta [1989; 1990]. Jego celem jest wyprowadzenie i estymacja modelu zachowaƒ emerytalnych starszych, pracujàcych m´˝czyzn. Maksymalizujà oni u˝ytecznoÊç, wybierajàc jednoczeÊnie wiek przejÊcia na emerytur´ i przysz∏à konsumpcj´. Zachowania emerytalne sà modelowane jako problem decyzyjny Markowa w dyskretnym czasie. Rozwiàzanie tego problemu jest zbudowane z sekwencji zasad decyzyjnych maksymalizujàcych oczekiwanà zdyskontowanà u˝ytecznoÊç w nieskoƒczonym czasie. Oczekiwana u˝ytecznoÊç zale˝y od bie˝àcych wartoÊci zmiennych stanu (takich jak majàtek, ca∏kowity dochód z pracy i posiadanych aktywów czy Êwiadczenia emerytalne), jak równie˝ zmiennych nieobserwowalnych. Zasada decyzyjna nale˝y do zbioru ze skoƒczonà liczbà mo˝liwych wartoÊci dla ka˝dej zasady decyzyjnej przy danych obserwowalnych zmiennych stanu. Taka funkcja wartoÊci jest jedynym rozwiàzaniem równania Bellmana maksymalizujàcego sum´ obecnych i oczekiwanych u˝ytecznoÊci wzgl´dem elementów zbioru zasad decyzyjnych.

Model wyceny opcji zosta∏ zbudowany, by uniknàç takiego skomplikowania jak w powy˝szym modelu. Jednak istniejà równie˝ prostsze wersje programowania dynamicznego.

J. Berkovec i S. Stern [1991] estymujà model programowania dynamicznego, który jest dyskretny zarówno w czasie, jak i w stanie. U˝ytecznoÊç zawiera zale˝ne od czasu b∏´dy, których tylko obecna wartoÊç jest znana. Równie˝ w stopie dyskontowej jest element preferencji czasowych, nieobserwowalny przez ekonomist´, a znany pracownikowi. Czyli model zawiera niepewnoÊç co do przysz∏ych p∏ac. Problem w tym, ˝e uwzgl´dnia on tylko poziom Êwiadczeƒ emerytalnych, a inne cechy systemu ju˝ nie. Z tego powodu nie jest w stanie wychwyciç dominant rozk∏adu czasu przechodzenia na emerytur´. Wed∏ug R.L. Lumsdaine i O.S. Mitchell [1999], innà wadà tego modelu jest niezdolnoÊç do analizy bardzo nieliniowych ograniczeƒ bud˝etowych, co charakteryzuje równie˝ model J. Rusta [1989; 1990].

R.L. Lumsdaine i in. [1992; 1994] porównujà dwa modele programowania dynamicznego, w tym jeden wzorowany na modelu J. Berkoveca i S. Sterna [1991], z modelem wyceny opcji. W ka˝dym z modeli pracujàcy mo˝e albo przejÊç na emerytur´ od razu, albo praco9 R.L. Lumsdaine i in. [1992, s. 28]: ”The expected value of the maximum of a series of random variables will be greater than the maximum of the expected values. Thus to the extent that this difference is large, the Stock-Wise option value rule underestimates the value of postponing retirement. And to the extent that the dynamic programming rule is more consistent with individual decisions than the option value rule, the Stock-Wise rule may undervalue individual assessment of future retirement options…”

1 0 Chocia˝ T. Daula i R. Moffitt [1995] w skrajnie uproszczonym modelu decyzji o zakoƒczeniu s∏u˝by w wojsku pokazujà, ˝e nie musi tak byç.

263

Miscellanea

waç dalej, zachowujàc opcj´ przejÊcia na emerytur´ za rok. Ich podstawowy matematyczny model pokazuje, w jakim stopniu programowanie dynamiczne zale˝y od za∏o˝onej dystrybucji b∏´dów. Funkcja wartoÊci jest dana przez:

Vt = max(V1t + e 1t , V2 t + e 2 t ),

(1)

gdzie: V1t = U W (Yt ) + yp ( t + 1 t) EtVt + 1 H

V2 t =

Ây

t -t

p (t t)U R ( Bt ( t))

t =t

U W(Y t ) to u˝ytecznoÊç z dochodów z pracy, U R(Bt(t)) u˝ytecznoÊç ze Êwiadczeƒ emerytalnych, p(t/t) prawdopodobieƒstwo do˝ycia do roku t, je˝eli ˝y∏o si´ w t, y stopa dyskontowa, a H to maksymalny mo˝liwy czas ˝ycia; e1t i e2t to b∏´dy, które majà identycznà i niezale˝nà dystrybucj´. Decyzja o przejÊciu na emerytur´ jest podj´ta, gdy V1t + e 1t < V2 t + e 2 t .

W przeciwnym razie praca jest kontynuowana.

Je˝eli, tak jak u J. Berkoveca i S. Sterna [1991], b∏´dy sà generowane losowo z rozk∏adu maksymalnej wartoÊci z próbki niezale˝nych obserwacji1 1 z parametrem skali s, wtedy: V2 t +1 ˘ È UW ( Yt +1 ) EtVt + 1 ) ( ∫ m t + 1 = g e + ln ÍÍ e s eyp t + 2 t + 1 m t + 2 + e s ˙˙ , s ÍÎ ˙˚ gdzie ge to sta∏a Eulera.

(2)

Równanie (2) mo˝e byç rozwiàzane rekursywnie z wartoÊcià koƒcowà wyprowadzonà z warunku: m M = V2 M , gdzie M to obowiàzkowy wiek emerytalny. Za∏o˝enie o dystrybucji maksymalnej wartoÊci zapewnia analityczne rozwiàzanie, pozwalajàc na znalezienie wzoru na prawdopodobieƒstwo przejÊcia na emerytur´ w roku t:

Pr[emerytura w t] = Pr[V1t + e 1t < V2 t + e 2 t ] =

e V1 t es

V2 t s V2 t +e s

.

(3)

Je˝eli jednak b∏´dy sà generowane losowo z normalnej dystrybucji z N(0, s2 ), to prawdopodobieƒstwo emerytury jest po prostu równe:

È e - e 2 t V2 t - V1t ˘ ˙ = F ( at ), Pr[emerytura w t] = Pr Í 1t < 2s 2s ˙˚ ÍÎ

(4)

V2 t - V1t .

2s W takim przypadku równanie rekursywne ma postaç:

gdzie at =

EtVt + 1 V V ∫ m t + 1 = 1t + 1 [1 - F ( at + 1 )] + 2 t + 1 F ( at + 1 ) + 2f ( at + 1 ), s s s gdzie: f(◊) – funkcja g´stoÊci, F(◊) – dystrybuanta rozk∏adu normalnego.

11

Jest to najlepsze t∏umaczenie poj´cia extreme value distribution, jakie autor znalaz∏.

(5)

264

Miscellanea

Po w∏àczeniu do modelu indywidualnych zmiennych charakterystycznych jako elementów losowych funkcje u˝ytecznoÊci U W(Y t ) i U R(Bt(t)) majà ró˝ne postaci, w zale˝noÊci od za∏o˝onej dystrybucji b∏´dów. W ten sposób z jednej bazowej struktury, jak (1), mo˝na utworzyç wiele modeli, przyjmujàc ró˝ne dystrybucje b∏´dów. Pokazuje to, ˝e nie istnieje jeden s∏uszny model programowania dynamicznego.

G∏ównym celem Lumsdaine i in. jest porównanie wyceny opcji z programowaniem dynamicznym. Metody dzia∏a∏y równie dobrze z nieco lepszym dopasowaniem do faktycznych danych dla programowania dynamicznego, ale z nieco lepszymi prognozami dla wyceny opcji. Jednak ˝adna z nich nie jest w stanie wyjaÊniç w pe∏ni dominanty rozk∏adu stóp przechodzenia na emerytur´ w wieku 65 lat. Zdaniem autorów dzia∏a tu efekt niezwiàzany ani z p∏acà, ani ze Êwiadczeniami.

Wi´kszoÊç z modeli programowania dynamicznego u˝ywanych do badania decyzji emerytalnej jest w jakiÊ sposób uproszczona, tak jak wspomniany ju˝ model J. Berkoveca i S. Sterna [1991]. Jednak pojawiajà si´ bardzo rozbudowane przypadki, jak model zbudowany przez J. Rusta i C. Phelana [1997] do estymacji jednoczesnych decyzji o przejÊciu na emerytur´ i o poda˝y pracy. Do analizy w∏àczone jest równie˝ ubezpieczenie zdrowotne1 2. Poniewa˝ mo˝na pracowaç, b´dàc na emeryturze, decyzje o czasie pracy i przejÊciu na emerytur´ sà niezale˝ne, ale podejmowane w tym samym czasie. Powszechny system emerytalny, powszechne ubezpieczenie zdrowotne oraz prywatne programy sà traktowane jako dynamiczne programy motywacyjne. Zasada decyzyjna i u˝ytecznoÊç zale˝à od wektora opisujàcego zasady systemu emerytalnego i ubezpieczenia zdrowotnego, a tak˝e od wektora indywidualnych preferencji i wyobra˝eƒ o przysz∏oÊci.

Rozwiàzaniem modelu programowania dynamicznego J. Rusta i C. Phelana jest sekwencja optymalnych zasad decyzyjnych, maksymalizujàcych indywidualnà oczekiwanà zdyskontowanà u˝ytecznoÊç. Estymacja jest przeprowadzona dwuetapowo: w pierwszym etapie estymowane sà parametry opisujàce indywidualne wyobra˝enia o niepewnych wydarzeniach w przysz∏oÊci. W drugim, u˝ywajàc otrzymanych parametrów, rozwiàzywana jest numerycznie rekursywna funkcja wartoÊci oczekiwanej zdyskontowanej u˝ytecznoÊci.

Wydaje si´, ˝e ten model jest w stanie uchwyciç dominanty w dystrybucji stóp przechodzenia na emerytur´ dla ludzi w wieku 62 i 65 lat, a tak˝e wp∏yw dochodów, zatrudnienia, ubezpieczenia zdrowotnego i indywidualnych charakterystyk na ich zachowanie. Model poprawnie prognozuje, w czyim przypadku prawdopodobieƒstwo wystàpienia o wczeÊniejszà emerytur´ jest wi´ksze. Jednak wyniki wskazujà, ˝e optymalnym wiekiem przejÊcia na emerytur´ jest normalny wiek emerytalny (65 lat), niezale˝nie od póêniejszych decyzji o poda˝y pracy. Jak mo˝na by∏o oczekiwaç, powszechne ubezpieczenia emerytalne i zdrowotne istotnie obni˝ajà motywacj´ do kontynuowania pracy. Wy∏àczenie publicznych emerytur z modelu powoduje znikni´cie dominant rozk∏adu stóp hazardu dla si∏y roboczej w wieku 62 i 6 5 lat. Jednak, poniewa˝ model bada tylko m´˝czyzn, których emerytura pochodzi raczej z powszechnego systemu, a nie z prywatnych programów, nie mo˝e on daç pe∏nego rozwiàzania problemu wczeÊniejszych emerytur.

VI. Inne modele emerytalne R.L. Lumsdaine i in. [1992] po porównaniu wyceny opcji i programowania dynamicznego stwierdzili, ˝e oba modele sà równie dobrze dopasowane do danych, z „ma∏à przewagà dla normalnego modelu programowania dynamicznego”1 3 [R.L. Lumsdaine i in. 1992, s. 50].

1 2 Chodzi tu o Medicare, czyli powszechne ubezpieczenie zdrowotne obejmujàce w Stanach Zjednoczonych ludzi, którzy skoƒczyli 65 lat.

Miscellanea

265

Czyli jedynym kryterium wyboru mi´dzy modelami wydaje si´ skomplikowanie matematyczne, a pod tym wzgl´dem wycena opcji jest prostsza. Jednak w literaturze jest wi´cej przypadków zastosowania ró˝nych odmian programowania dynamicznego, w tym cz´sto jego uproszczonych wersji. Na przyk∏ad M.D. Blau [1994] wyprowadza z modelu programowania dynamicznego zmian si∏y roboczej model hazardu w dyskretnym czasie, badajàcy kwartalne stopy przep∏ywów mi´dzy trzema stanami: pracà na ca∏y etat, na cz´Êç etatu i emeryturà. Wyniki pokazujà, ˝e chocia˝ Êwiadczenia z powszechnego systemu majà bardzo istotny wp∏yw na decyzje emerytalne, to ich zmiany nie muszà byç g∏ównym powodem zmniejszania si´ partycypacji ludzi starszych w sile roboczej. Model pokazuje równie˝, ˝e dynamiczne aspekty ich poda˝y pracy przez wiele opóênionych zmiennych endogenicznych, majà du˝y wp∏yw na stopy przep∏ywów.

Podobne podejÊcie, przynajmniej je˝eli chodzi o po∏àczenie programowania dynamicznego i hazardu emerytalnego, jest zastosowane przez B.J. Christensena i N.D. Gupt´ [1994] do badania wspólnych decyzji emerytalnych par ma∏˝eƒskich. W ich modelu decyzja o przejÊciu na emerytur´ zale˝y od statusu emerytalnego m´˝a albo ˝ony. PrzypadkowoÊç jest w∏àczona do modelu przez przysz∏e u˝ytecznoÊci jako jakiÊ szok u˝ytecznoÊci, w którym b∏´dy majà rozk∏ad typu maksymalnej wartoÊci z pracy J. Berkoveca i S. Sterna [1991]. Wyniki tego modelu wskazujà na pewnà komplementarnoÊç czasu wolnego w ma∏˝eƒstwie.

A.L. Gustman i T.L. Steinmeier [2002] budujà model ∏àczàcy decyzj´ o przejÊciu na emerytur´ i oszcz´dnoÊci. W porównaniu z ich poprzednimi badaniami rozluênione jest za∏o˝enie o sta∏ych stopach preferencji czasowych w populacji. Wyniki estymacji sugerujà, ˝e stopy preferencji czasowych sà heterogeniczne, a konkretnie dwumodalne. Ludzie mogà byç heterogeniczni w stopie dyskontowej, wadze czasu wolnego w porównaniu z konsumpcjà i u˝ytecznoÊcià z czasu wolnego. Poniewa˝ cz´Êç Êwiadczeƒ emerytalnych mo˝e byç wyp∏acona jako renta po Êmierci wspó∏ma∏˝onka, Êmierç ma∏˝onków jest zdarzeniem stochastycznym. Model z heterogenicznymi preferencjami generuje dominanty w dystrybucji stóp przechodzenia na emerytur´ dla 62 i 65 roku ˝ycia, które sà bliskie faktycznej dystrybucji. Symulacje pokazujà, ˝e podniesienie wieku uprawniajàcego do pobierania wczeÊniejszej emerytury przesun´∏oby dominant´ dla wieku 62 lat do tego nowego progu.

Dotychczas przedstawione modele koncentrujà si´ na ludziach w pobli˝u wieku emerytalnego. E. French [2005] bada wp∏yw zmian w powszechnym systemie emerytalnym na poda˝ pracy w ca∏ym cyklu ˝ycia. NiepewnoÊç przysz∏ych p∏ac jest traktowana jako innowacje w p∏acy o znanej dystrybucji autoregresyjnego komponentu p∏ac. Istnieje równie˝ niepewnoÊç co do stanu zdrowia i szans prze˝ycia. Decyzja o oszcz´dzaniu jest dodatkowà zmiennà kontrolnà. Model pokazuje, ˝e ludzie oszcz´dzajà w m∏odym wieku, mimo niskich dochodów, starajàc si´ zabezpieczyç na przysz∏oÊç. Wyniki sugerujà równie˝, ˝e na decyzj´ o wczeÊniejszej emeryturze wp∏ywa nie tylko poziom Êwiadczeƒ, ale i podatki – ∏àczàc prac´ z emeryturà oddamy paƒstwu wi´cej ni˝ przed emeryturà. Symulacje ci´ç w Êwiadczeniach emerytalnych, wykorzystujàce wyestymowane profile preferencji, pokazujà niewielki wzrost poda˝y pracy. Du˝y wzrost poda˝y pracy powoduje za to zniesienie testu dochodowego.

VII. StochastycznoÊç p∏ac E. French [2005] jest, o ile wiemy, jedynym autorem, który badajàc decyzj´ emerytalnà zak∏ada, ˝e p∏ace zachowujà si´ zgodnie z procesem AR(1). Wyniki estymacji modelu pokazujà, ˝e proces ten to prawie b∏àdzenie przypadkowe. Dziwi nas, ˝e takie za∏o˝enie nie by∏o u˝yte w in13

R.L. Lumsdaine i in. [1992, s. 50]: ”…a slight advantage to the normal dynamic programming model”,

266

Miscellanea

nych pracach, które ograniczajà si´ najwy˝ej do za∏o˝enia, ˝e p∏ace majà element bia∏ego szumu, np. tak jak u J. Rusta i C. Phelana [1997]. Jednak wiele analiz zatrudnienia i dochodów pokazuje, i˝ p∏ace zachowujà si´ w przybli˝eniu zgodnie z procesem AR(1), zwykle o du˝ej inercji. Pokazali to m.in. J.M. Abowd i D. Card [1987; 1989], C.D. Carroll [1992], R.H. Topel i M.P. Ward [1992], czy R.S. Faber i R. Gibbons [1996]. E. French [2005] stwierdza, ˝e parametr autoregresyjny w jego procesie AR(1) ma wartoÊç 0,977. U Topela i Warda ta wartoÊç jest podobna (0,97), ale twierdzà oni, ˝e p∏ace ewoluujà zgodnie z b∏àdzeniem przypadkowym z dryfem. Model Fabera i Gibbonsa daje ni˝szà wartoÊç, 0,91, ale to ciàgle wystarczajàco blisko jedynki, by za∏o˝yç, ˝e p∏ace zachowujà si´ zgodnie z b∏àdzeniem przypadkowym.

W wielu z tych prac wyniki estymacji pokazujà, ˝e zmiany p∏ac sk∏adajà si´ z dwóch elementów: przejÊciowego i permanentnego. Rezultaty otrzymane z ró˝nych modeli sà zadziwiajàco zgodne z odchyleniami standardowymi przejÊciowego i permanentnego szoku mi´dzy 0,1 i 0,17. W d∏ugim okresie, czyli równie˝ przy badaniach emerytur, tylko permanentny szok gra jakàÊ rol´, a szok przejÊciowy mo˝e zostaç zignorowany. To kolejny argument za tym, ˝e p∏ace zachowujà si´ zgodnie z jakimÊ procesem autoregresyjnym.

W przeciwieƒstwie do prac badajàcych decyzj´ o przejÊciu na emerytur´, badania konsumpcji cz´sto rozpatrujà przypadek, w którym p∏ace zachowujà si´ zgodnie z b∏àdzeniem przypadkowym albo ruchem Browna dla czasu ciàg∏ego [A. Deaton 1989; R.J. Caballero 1990]. Niektórzy autorzy zak∏adajà, ˝e tylko dochód permanentny zachowuje si´ zgodnie z b∏àdzeniem przypadkowym albo geometrycznym b∏àdzeniem przypadkowym [R.E. Hall, F.S. Mishkin 1982]; S.P. Zeldes 1989], a przejÊciowa cz´Êç dochodu jest zgodna z innym procesem – MA(2) u Halla i Mishkina. Inni, jak C.D. Carroll [1992], przyjmujà, ˝e to logarytm permanentnego dochodu podà˝a za b∏àdzeniem przypadkowym z dryfem. Te za∏o˝enia pozwalajà w du˝o ∏atwiejszy sposób wyt∏umaczyç nag∏e zmiany i szoki, które dotykajà ludzi, a tak˝e trwa∏oÊç tych zmian. Tym bardziej dziwi ich brak w literaturze badajàcej emerytury: w koƒcu niepewnoÊç przysz∏ych p∏ac jest, oprócz prawdopodobieƒstwa prze˝ycia, najwa˝niejszym êród∏em niepewnoÊci przy decyzjach emerytalnych.

Podsumowanie W artykule przedstawiliÊmy rozwój badaƒ nad decyzjà o przejÊciu na emerytur´. SkoncentrowaliÊmy si´ przy tym na indywidualnej decyzji o przejÊciu na emerytur´ przy danym systemie emerytalnym. Badania te zmieni∏y poglàdy na wp∏yw rozwiàzaƒ systemowych na zachowania ludzi. Jak napisa∏ M. Feldstein [2005], gdy powstawa∏y powszechne systemy emerytalne nie zdawano sobie sprawy, jak ludzie i gospodarka reagujà na podatki i Êwiadczenia.

A w wi´kszoÊci krajów systemy emerytalne, mimo zmian, ciàgle dzia∏ajà w ramach ustalonych ponad 100 lat temu. Gdyby powstawa∏y one dzisiaj, wyniki badaƒ ekonomicznych spowodowa∏yby, ˝e ich kszta∏t by∏by znaczàco inny.

Temat ten d∏ugo jeszcze nie b´dzie wyczerpany. W ostatnich latach pojawia si´ wiele prac, badajàcych ró˝ne aspekty decyzji emerytalnej. Nale˝à do nich takie zagadnienia, jak wp∏yw ubezpieczenia zdrowotnego na emerytur´ i poda˝ pracy (wspomniany artyku∏ J. Rusta i C. Phelana [1997] albo D.M. Blau i B.D. Gilleskie [2003]), wp∏yw relacji wewnàtrz rodziny na decyzje emerytalne (A.L. Gustman i Steinmeier [2004], M. Mastrogiacomo i in. [2004], lub P. Michaud i F. Vermeulen [2004]) i wiele innych. Nale˝y wr´cz sobie ˝yczyç, ˝eby by∏o jak najwi´cej badaƒ tej problematyki, poniewa˝ zrozumienie ró˝nych zale˝noÊci pomaga w reformowaniu systemów emerytalnych.

Tekst wp∏ynà∏ 15 grudnia 2005 r.

Miscellanea

267

Bibliografia Abowd J.M., Card D., Intertemporal Labor Supply and Long-term Employment Contracts, „American Economic Review” 1987, nr 77.

Abowd J.M., Card D., On the Covariance Sstructure of Earnings and Hours Changes, „Econometrica” 1989, nr 57.

Anderson K.H., Burkhauser R.V., Quinn J.F., Do Retirement Dreams Come True? The Effect of Unanticipated Events on Retirement Plans, „Industrial and Labor Relations Review” 1986, nr 39.

Berkovec J., Stern S., Job Exit Behavior of Older Men, „Econometrica” 1991, nr 59.

Blau D.M., Labor Force Dynamics of Older Men, „Econometrica” 1994, nr 62.

Blau D.M., Gilleskie D.B., The Role of Retiree Health Insurance in the Employment Behavior of Older Men, „NBER Working Paper” 2003, nr 10100.

Boskin M.J., Social Security and Retirement Decisions, „Economic Inquiry” 1977, nr 15.

Boskin M.J., Hurd M.D., The Effect of Social Scurity on Early Retirement, „Journal of Public Economics” 1978, nr 10.

Burkhauser R.V., The Pension Acceptance Decision of Older Workers, „The Journal of Human Resources” 1979, nr 14.

Burkhauser R.V., The Early Acceptance of Social Security: an Asset Maximization Approach, „Industrial and Labor Relations Review” 1980, nr 33.

Burtless G., Social Eecurity, Unanticipated Benefit Increases, and the Timing of Retirement, „Review of Economic Studies” 1986, nr 53.

Burtless G., Moffitt R.A., The Joint Choice of Retirement Age and Postretirement Hours of Work, „Journal of Labor Economics” 1985, nr 3.

Caballero R.J., Consumption Puzzles and Precautionary Savings, „Journal of Monetary Economics” 1990, nr 25.

Carroll C.D., The Buffer-stock Theory of Saving: Some Macroeconomic Evidence, „Brookings Papers on Economic Activity” 1992, nr 2.

Christensen B.J., Gupta N.D., A Dynamic Programming Model of the Retirement Behavior of Married Couples, „CAE Working Paper” 1994, nr 94-02.

Daula T., Moffitt R., Estimating Dynamic Models of Quit Behavior: the Case of Military Reenlistment, „Journal of Labor Economics” 1995, nr 13.

Deaton A., Saving and Liquidity Constraints, „NBER Working Paper” 1989, nr 3196.

Diamond P.A., Hausman J.A., The Retirement and Unemployment Behavior of Older Men, w: Retirement and Economic Behavior, red. H.J. Aaron, G. Burtless, Brookings Institution, Washington 1984.

Farber H.S., Gibbons R., Learning and Wage Dynamics, „Quarterly Journal of Economics” 1996, nr 111.

Feldstein M., Rethinking Social Insurance, „NBER Working Paper” 2005, nr 11250.

French E., The Effects of Health, Wealth, and Wages on Labor Supply and Retirement Behaviour, „Review of Economic Studies” 2005, nr 72.

Gordon R.H., Blinder A.S., Market Wages, Reservation Wages, and Retirement Decisions, „Journal of Public Economics” 1980, nr 14.

Gustman A.L., Steinmeier T.L., The 1983 Social Security Reforms and Labor Supply Adjustments of Older individuals in the Long Run, „Journal of Labor Economics” 1985, nr 3.

Gustman A.L., Steinmeier T.L., A Structural Retirement Model, „Econometrica” 1986, nr 54.

Gustman A.L., Steinmeier T.L., The Social Security Early Entitlement Age in a Structural Model of Retirement and Wealth, „NBER Working Paper” 2002, nr 9183.

Gustman A.L., Steinmeier T.L., Social Security, Pensions and Retirement Behaviour Within the Family, „Journal of Applied Econometrics” 2004, nr 19.

Hall R.E.,Mishkin F.S. , The Sensitivity of Consumption to Transitory Income: Estimates From Panel Data on Households, „Econometrica” 1982, nr 50.

Hausman J.A.,Wise D.A., Social Security, Health Status, and Retirement, w: Pensions, Labor and Individual Choice, red. D.A. Wise, University of Chicago Press, Chicago 1985.

268

Miscellanea

Kula G.J., Optimal Retirement Decision, Erasmus University Rotterdam, Research Series, Rotterdam 2003.

Lumsdaine R.L., Mitchell O.S., New Developments in the Economic Analysis of Retirement, w: Handbook of Labor Economics, red. O. Ashenfelter, D. Card, tom 3, Elsevier Science, Amsterdam 1999.

Lumsdaine R.L., Stock J.H., Wise D.A., Three Models of Retirement: Computational Complexity versus Predictive Validity, w: Topics in the Economics of Aging, red. D.A. Wise, University of Chicago Press, Chicago 1992.

Lumsdaine R.L., Stock J.H., Wise D.A., Pension Plan Provisions and Retirement: Men and Women, Medicare, and Models, w: Studies in the Economics of Aging, red. D.A. Wise, University of Chicago Press, Chicago 1994.

Lumsdaine R.L., Stock J.H., Wise D.A., Retirement Incentives: the Interaction Between Employer-provided Pensions, Social Security, and Retiree Health Benefits, w: The Economics Effects of Aging in the United States and Japan, red. M.D. Hurd, N. Yashiro, University of Chicago Press, Chicago 1997.

Mastrogiacomo M., Alessie R., Lindeboom M., Retirement Behaviour of Dutch Elderly Households, „Journal of Applied Econometrics” 2004, nr 19.

Michaud P., Vermeulen F., A Collective Retirement Model: Identification and Estimation in the Presence of Externalities, „IZA Discussion Paper” 2004, nr 1294.

Mitchell O.S., Fields G.S., The Economics of Retirement Behavior, „Journal of Labor Economics” 1984, nr 2.

Rust J., A Dynamic Programming Model of Retirement Behavior, w: The Economics of Aging, red.

D.A. Wise, University of Chicago Press, Chicago 1989.

Rust J., Behavior of Male Workers at the End of the Life Cycle: an Empirical Analysis of States and Controls, w: Issues in the Economics of Aging, red. D.A. Wise, University of Chicago Press, Chicago 1990.

Rust J., Phelan C., How Social Security and Medicare Affect Retirement Behavior in a World of Incomplete Markets, „Econometrica” 1997, nr 65.

Samwick A.A., New Evidence on Pensions, Social Security, and the Timing of Retirement, „Journal of Public Economics” 1998, nr 70.

Stock J.H., Wise D.A., Pensions, the Option Value of Work, and Retirement, „Econometrica” 1990a, nr 58.

Stock J.H., Wise D.A., The Pension Inducement to Retire: an Option Value Analysis, w: Issues in the Economics of Aging, red. D.A. Wise, University of Chicago Press, Chicago 1990b.

Topel R.H., Ward M.P., Job Mobility and the Careers of Young Men, „Quarterly Journal of Economics” 1992, nr 107.

Wise D.A., Program Report: The Economics of Aging, „NBER Reporter”, lato 2003.

Zeldes S.P., Consumption and Liquidity Constraints: an Empirical Investigation, „Journal of Political Economy” 1989, nr 97.

R E C E N Z J E

I

O M Ó W I E N I A

Monika BÑK, Europa Ârodkowa i Wschodnia wobec wyzwania transformacyjnego, Wydawnictwo Uniwersytetu Gdaƒskiego, Gdaƒsk 2006, s. XLV + 380

Ksià˝ka wnosi nowe, ciekawe i wartoÊciowe elementy do toczàcej si´ od dwu ju˝ dekad debaty na temat uwarunkowaƒ, przebiegu, konsekwencji i implikacji procesu systemowej transformacji od socjalistycznej gospodarki planowej do rynkowej gospodarki kapitalistycznej.

Chocia˝ – zgodnie z zamierzeniami autorki – szczegó∏owe rozwa˝ania odnoszà si´ do 18 krajów Europy Ârodkowej i Wschodniej (w tym do szeÊciu by∏ych republik radzieckich), to ogólne wywody i wnioski mogà w znacznej mierze mieç te˝ zastosowanie do tuzina pozosta∏ych paƒstw posocjalistycznych.

Monika Bàk przedstawia usystematyzowane uj´cie teoretyczne z∏o˝onego procesu ekonomicznych zmian ustrojowych. Zarówno obszar badaƒ (wspomniane 18 krajów z oko∏o 300-milionowà ludnoÊcià), jak i czas obj´ty analizà (kilkanaÊcie lat) dajà dobrà podstaw´ do wnikliwych obserwacji i rozwa˝nych wniosków. W zdecydowanej wi´kszoÊci przypadków wypada je podzieliç i zgodziç si´ z nimi, gdy˝ sà dobrze oparte w bogatej i wielowàtkowej analizie statystycznej i faktograficznej, a nade wszystko dobrze uzasadnione i solidnie uargumentowane teoretycznie.

Na tym tle dziwi doÊç skromny zakres odniesienia si´ do bogatej skàdinàd literatury przedmiotu. Autorka ju˝ na wst´pie stwierdza, ˝e „...trudno jest natrafiç na opracowanie, którego celem by∏oby przedstawienie procesu w sposób kompleksowy, obejmujàcy te˝ sfer´ spo∏ecznà i politycznà” (s. 9). Powsta∏o jednak˝e wiele ciekawych i wartoÊciowych z naukowego punktu widzenia prac, choç w istocie rzadko ∏àczà one w usystematyzowany i pog∏´biony sposób wàtki i uj´cia ekonomiczne, spo∏eczne i polityczne. Sàdzàc z lektury, sposobu analizy problemów i prezentacji hipotez, autorka zna wi´cej prac, ni˝ te przytoczone w jej ksià˝ce. JeÊli tak w istocie jest, to jednak nale˝a∏oby wzbogaciç o te pozycje bibliografi´. W rzeczy samej bowiem do przedmiotowej debaty wiele wnios∏y tak˝e opracowania Andresa Aslunda, Oliviera Blancharda, Mario Blejera, Ganga Fan, Marie Lavigne, Justina Yusifu Lin, Aleksandra Nekipielowa, D. Mario Nutiego, Vladimira Popova, Josepha E. Stiglitza, a i na polskim gruncie te˝ powsta∏o kilka niedostrze˝onych przez autork´ prac, do których wypada∏oby si´ odnieÊç. Na jej rzecz wszak trzeba zapisaç to, ˝e w sposób bardzo zrównowa˝ony (choç selektywny) trafnie porusza si´ po polskiej literaturze przedmiotu, przedstawiajàc ró˝ne, cz´sto odmienne czy wr´cz skrajne poglàdy. Podpierajàc si´ nimi w dalszych, ju˝ swoich w∏asnych uogólniajàcych i teoretyzujàcych dywagacjach, dokonuje kroku do przodu, pog∏´biajàc naszà wiedz´ na temat meandrów posocjalistycznej transformacji.

Po lekturze ksià˝ki Europa Ârodkowa i Wschodnia wobec wyzwania transformacyjnego wie si´ wi´cej o tym skomplikowanym procesie. I to stanowi o wartoÊci pracy. WartoÊç ta ma wymiar przede wszystkim poznawczy – naukowy, analityczno-teoretyczny – ale mo˝e ona (i powinna) byç przydatna tak˝e dla polityki gospodarczej, jeÊli tylko parajàcy si´ nià zechcà znaleêç czas, aby swojà wiedz´, cz´sto nader skromnà, poszerzyç i pog∏´biç.

270

Recenzje i omówienia

Praca jest dobrze, tzn. inteligentnie, klarownie i ciekawie napisana. Autorka – jak przysta∏o na er´ Internetu – znakomicie porusza si´ po przestrzeni wirtualnej i umiej´tnie wykorzystuje dost´pne tam informacje statystyczne i opracowania. Konstrukcja pracy jest logiczna. Po rozwa˝eniu w uj´ciu porównawczym teoretycznych aspektów wpierw transformacji systemowej w ogólnym uj´ciu, a nast´pnie ju˝ w skonkretyzowanym odniesieniu do uk∏adu posocjalistycznego, autorka omawia tzw. tradycyjnà analiz´ transformacji gospodarczej – wed∏ug „triady elementów przemian”, jak to okreÊla. Chodzi tu o liberalizacj´, stabilizacj´ i zmiany struktury w∏asnoÊci. Nie posuwa si´ ona wszak˝e dostatecznie daleko w krytycznej ocenie tego podejÊcia, które przecie˝ bynajmniej nie ogranicza∏o si´ li tylko i wy∏àcznie do dyskursu naukowego (a niekiedy quasi-naukowego). Taka tradycyjna analiza transformacji mia∏a przecie˝ olbrzymi wp∏yw na realizowanà w praktyce polityk´ gospodarczà (w Polsce „szok bez terapii” na poczàtku lat 90.; w Rosji niekonsystentne usi∏owania radykalnych zmian za prezydentury Borysa Jelcyna), z wszystkimi tego negatywnymi konsekwencjami w postaci zbyt g∏´bokiej recesji transformacyjnej i de facto opóêniania stabilizacji, a tak˝e nadmiernego narastania nierównoÊci spo∏ecznych i oczywistych tego ujemnych implikacji politycznych.

W rzeczy samej bowiem uto˝samiano wspomnianà triad´ „liberalizacja – stabilizacja – prywatyzacja” z transformacjà. Takie uj´cie doÊç powszechnie ∏àczone jest w literaturze z tzw. waszyngtoƒskim konsensusem, choç – co warto podkreÊliç – i tam nigdy pe∏nego konsensusu co do przezwyci´˝ania strukturalnie uwarunkowanych kryzysów i braku zdolnoÊci rozwojowej te˝ do koƒca nigdy nie by∏o. Poglàdy szerzàce si´ od koƒca lat 80., a stanowiàce istot´ wyznawanego w ortodoksyjnej ekonomii g∏ównego nurtu konsensusu, lansowa∏y tez´, ˝e jakoby solidna polityka makroekonomiczna wraz z odpowiednimi reformami mikroekonomicznymi – przede wszystkim w odniesieniu do liberalizacji i reformy sektora publicznego – prowadzi do zrównowa˝onego i szybkiego wzrostu gospodarczego oraz redukcji ubóstwa.

Niestety, rozumowanie to i wynikajàce z niego polityki nie dostarczy∏y w rzeczywistoÊci zak∏adanych efektów, a lansowane hipotezy nie znalaz∏y pokrycia w obecnie ju˝ powszechnie znanych faktach. Powszechnie znanych, co nie oznacza powszechnie uznawanych, gdy˝ wiele interpretacji wcià˝ wik∏a si´ w niezrozumienie rzeczywistego stanu rzeczy bàdê te˝, co gorsze, w celowe jego zamazywanie i zak∏amywanie. W takich jednak przypadkach zsuwamy si´ ju˝ na manowce dyskursu pozbawionego waloru naukowoÊci, stàd te˝ trzeba to pozostawiç do odr´bnych rozwa˝aƒ.

Wiele krajów – w tym sporo paƒstw posocjalistycznej transformacji, a zw∏aszcza Polska na poczàtku lat 90. – podj´∏o programy radykalnych reform, jednak˝e bez zadowalajàcych rezultatów, a niekiedy nawet popadajàc w powa˝ne kryzysy, zw∏aszcza w pierwszej fazie transformacji. I odwrotnie, niektóre z krajów – zw∏aszcza Chiny i Wietnam poÊród gospodarek odchodzàcych od socjalizmu i centralnego planowania, czy te˝ Indie i Malezja w obr´bie rynkowych gospodarek kapitalistycznych – by∏y w stanie odnotowaç szybki wzrost i zrównowa˝ony rozwój, nie stosujàc si´ do zaleceƒ konsensusu waszyngtoƒskiego. Te ostatnie kraje w szczególnoÊci obra∏y bardziej stopniowà drog´ przemian, bez zbytecznych szoków i wàtpliwych terapii, co zaowocowa∏o tym razem szybkim, d∏ugotrwa∏ym i zrównowa˝onym wzrostem gospodarczym. Stàd te˝ konieczne jest dalsze poszukiwanie odpowiedzi na pytania o êród∏a wzrostu gospodarczego i przyczyny zastojów i kryzysów, obserwowanych nie tylko na obszarze krajów posocjalistycznych, które dopiero w 2006 r. osiàgn´∏y, Êrednio liczàc, poziom produkcji (PKB) z 1989 r., najcz´Êciej przywo∏ywanego jako punkt startu transformacji.

Kraje te, niestety, dostarczy∏y wiele materia∏u przydatnego do dalszych studiów, stajàc si´ tak˝e terytorium wielu eksperymentów, które gdzie indziej i wczeÊniej nie by∏yby mo˝liwe.

Odnosi si´ to zw∏aszcza do takich wa˝kich procesów i kategorii, jak prywatyzacja, reformy

Recenzje i omówienia

271

systemu ubezpieczeƒ spo∏ecznych, re˝imy kursu walutowego czy te˝ modny ostatnio tzw. podatek liniowy. OczywiÊcie, z wieloma ujemnymi implikacjami i konsekwencjami, których koszty ponoszà niekoniecznie eksperymentatorzy, ale nade wszystko spo∏eczeƒstwa. Tak oto dzi´ki przejÊciom transformowanych gospodarek posocjalistycznych, w tym niekiedy tak˝e ich kosztem, ekonomia sta∏a si´ po cz´Êci naukà eksperymentalnà.

Neoliberalna – i, trzeba przyznaç, nader naiwna – polityka transformacyjna by∏a w du˝ej mierze oparta na fa∏szywych za∏o˝eniach i modelach teoretycznie b∏´dnych. W praktyce zaÊ by∏a ona doÊç szkodliwa. Gdyby tylko uniknàç b∏´dów wpierw zbytecznych szoków, którym towarzyszy∏a niedostateczna doza terapii, a póêniej przech∏odzenia gospodarki w koƒcu minionej dekady, to w przypadku Polski PKB na mieszkaƒca w 2007 r. móg∏by byç – jak mo˝na ostro˝nie szacowaç – o oko∏o 2/3 wy˝szy, si´gajàc ju˝ miast oko∏o 29 tys. z∏otych (albo oko∏o 14 tys. dolarów wed∏ug parytetu si∏y nabywczej) oko∏o 45 tys. z∏otych (albo oko∏o 20 tys. dolarów). Innymi s∏owy, miast plasowaç si´ pod wzgl´dem PKB per capita na ostatnim miejscu poÊród 25 paƒstw cz∏onkowskich Unii Europejskiej (w 2006 r. Polska zosta∏a wyprzedzona pod tym wzgl´dem przez ¸otw´), mogliÊmy ju˝ mieç wartoÊç produkcji na osob´ na poziomie Portugalii. Wystarczy∏o – bagatela! – realizowaç optymalnà polityk´ opartà ona poprawnej teorii ekonomicznej. Skoro nie by∏o – bo nie by∏o – takiej zwartej i kompleksowej teorii systemowej transformacji posocjalistycznej, wystarczy∏o opieraç si´ na dost´pnych jej elementach i fragmentach. W tych krajach i w tych latach, kiedy to wystàpi∏o – jak np. w Polsce w latach 1994–97 czy te˝ w paƒstwach nadba∏tyckich podczas ostatnich kilku lat, a nade wszystko w Chinach od z górà dwu dekad – rezultaty w sferze realnej gospodarki, w odniesieniu do poziomu produkcji, inwestycji i konsumpcji – by∏y i sà zdecydowanie lepsze.

Wracajàc do omawianej monografii, wnosi ona pewien wk∏ad do tworzenia teorii transformacji. Mi´dzy innymi autorka s∏usznie podkreÊla – choç mo˝e wcià˝ niedostatecznie silnie – znaczenie instytucji dla powodzenia transformacji ustrojowej. Pojawia si´ tu wszak˝e pewien k∏opot, gdy˝ poj´cie „instytucje” nie jest dostatecznie ostro i jednoznacznie zdefiniowane w pracy. O ile autorka z regu∏y jasno i ÊciÊle okreÊla poj´cia, którymi si´ pos∏uguje, to tym razem termin „instytucje” jest u˝ywany jakby w wielu znaczeniach; niekiedy w znaczeniu, jakie przypisuje im w ekonomii neoinstytucjonalnej i nowej historii gospodarczej Douglass C. North, innym razem w znaczeniu struktury organizacyjnej gospodarki, jeszcze innym razem w rozumieniu ocierajàcym si´ o elementy kulturowe. W istocie to w∏aÊnie budowa instytucji – tj. regu∏ rynkowej gry z jej obudowà prawnà i kulturowà oraz strukturami organizujàcymi dynamik´ stosunków ekonomicznych – jest trzonem transformacji albo, jeÊli trzymaç si´ tytu∏u pracy, fundamentalnym wyzwaniem transformacyjnym. W tym si´ zgadzamy.

Monika Bàk proponuje analiz´ zmian instytucjonalnych w uk∏adzie trzech przeobra˝eƒ: 1) transformacji systemu podejmowania decyzji; 2) transformacji wzorów zachowaƒ; 3) transformacji organizacji.

Nast´pnie w odniesieniu do ka˝dego z tych uk∏adów omawia tak˝e trzy aspekty tak rozumianych transformacji: 1) mechanizm zmian; 2) zagro˝enia dla rzeczonego procesu zmian; 3) praktyczna weryfikacja analizy modelowej zmian.

Jest to oryginalne podejÊcie, które owocuje ciekawymi spostrze˝eniami dokonanymi na podstawie bogatej porównawczej analizy statystycznej oraz interesujàcymi wnioskami majàcymi walory zarówno teoretyczne (dla nauki), jak i praktyczne (dla polityki i, w pomniejszej cz´Êci, dla zarzàdzania firmami).

Idàc dalej, autorka bada uzyskane dotychczasowe efekty transformacji, s∏usznie dopatrujàc si´ w niej nie tyle samoistnego celu, ale raczej Êrodka do celu w postaci wzrostu kon-

272

Recenzje i omówienia

kurencyjnoÊci krajów Europy Ârodkowej i Wschodniej, a – w Êlad za tym – szybszego tempa rozwoju spo∏eczno-gospodarczego i wy˝szego tempa zaspokajania potrzeb ludnoÊci. Efekty te omawiane sà w rozbiciu na trzy grupy: techniczne i infrastrukturalne, ekonomiczne oraz spo∏eczne. Stàd autorka dochodzi (albo wraca, zwa˝ywszy na jej dotychczasowy nurt zainteresowaƒ naukowych i przedmiot badaƒ) do modelowej analizy sektorowej transformacji na przyk∏adzie transportu.

Wreszcie w koƒcowej cz´Êci pracy omawia ona niektóre aspekty transformacji w kontekÊcie procesów integracyjnych w Europie. Nie ulega przecie˝ wàtpliwoÊci, ˝e to te w∏aÊnie dwa procesy – oczywiÊcie, na tle nieustannie toczàcej si´ globalizacji – decydujà o obliczu wspó∏czesnej Europy i jej przysz∏ym kszta∏cie.

Tutaj jednak nasuwa si´ pewna bardziej ogólna refleksja. Otó˝ autorka zdecydowanie nie docenia (a niekiedy nawet nie zauwa˝a) znaczenia obiektywnego procesu post´pu technicznego dla dokonujàcych si´ przeobra˝eƒ. Jest to znamienne i stanowi istotny niedostatek pracy. Przecie˝ masa przemian (przeobra˝eƒ) zachodzàcych w analizowanym regionie od 1989 r. (a w niektórych krajach tak˝e wczeÊniej, co cz´sto jest nie tylko niedoceniane, ale wr´cz niedostrzegane) jest funkcjà nie tyle zmian systemowych (ustrojowych), ale w du˝ej mierze, a niekiedy wr´cz ca∏kowicie bez zwiàzku z nià biegnàcych procesów technicznych i zmian technologicznych. Wystarczy tutaj napomknàç choçby takie znaki naszych czasów, jak komputeryzacja i internetyzacja oraz telekomunikacja.

Monika Bàk proponuje swoje w∏asne oceny co do z jednej strony uwarunkowaƒ i przes∏anek rozwoju w punkcie startu do posocjalistycznej transformacji, z drugiej zaÊ jej efektów uzyskanych podczas minionych kilkunastu lat. Punkt startu najcz´Êciej uto˝samiany jest z prze∏omem politycznym 1989 r., chocia˝ – co oczywiste – mamy tu do czynienia nie tylko ze zmianà, ale i z kontynuacjà. Ich wspó∏granie autorka docenia. Jednak˝e analizujàc warunki startu do systemowej transformacji, zdecydowanie – zdecydowanie! – zbyt nisko wartoÊciuje znaczenie uprzednio dokonanych rynkowych reform. To w∏aÊnie wczesna, jeszcze w czasach gospodarki socjalistycznej dokonywana cz´Êciowa liberalizacja i deregulacja – choç jak˝e ograniczona i niekonsekwentnie wdra˝ana, jeÊli oceniaç to z dzisiejszej perspektywy – odegra∏a pozytywanà rol´, u∏atwiajàc póêniej pe∏nà ju˝ liberalizacjà oraz budow´ instytucji pe∏nokrwistej gospodarki rynkowej. Kraje, w których takich reform nie by∏o, przez wiele lat boryka∏y si´ – i nadal si´ borykajà – z du˝o wi´kszymi trudnoÊciami.

Ten czynnik zatem odegra∏ istotnà rol´ w póêniejszym przebiegu procesów zmian instytucjonalnych i w sferze realnej. To ten w∏aÊnie czynnik wyjaÊnia, dlaczego kraje takie jak Estonia, Polska, S∏owenia czy W´gry przechodzi∏y w latach 90. przez relatywnie ∏agodniejszà, p∏ytszà i krótszà faz´ recesji transformacyjnej ni˝ takie gospodarki, jak Albania, Bu∏garia, Mo∏dowa czy Rosja. Tak wi´c b∏´dne metodologicznie jest wa˝enie tego˝ czynnika („wskaênik reformowania systemu”) na równi z takimi miarami, jak – przyk∏adowo – „wskaênik koncentracji wymiany handlowej z RWPG” czy te˝ „wskaênik tradycji niepodleg∏oÊciowych”.

Nowà ksià˝k´ Moniki Bàk charakteryzuje dog∏´bnoÊç podejÊcia do badanej problematyki i zdolnoÊç do ca∏oÊciowego, usystematyzowanego uj´cia. A to ju˝ niema∏o. Warto przeto, aby jej poglàdy i argumenty by∏y znane szerszemu gremium zarówno decydentów, jak i osób interesujàcych si´ problematykà, o której traktuje w swojej pracy.

Grzegorz W. Ko∏odko

Recenzje i omówienia

273

Stanis∏aw KASIEWICZ, Waldemar ROGOWSKI, Monika KICI¡SKA, Kapita∏ intelektualny. Spojrzenie z perspektywy interesariuszy, Oficyna Ekonomiczna, Warszawa 2006, s. 287

W polskiej literaturze ekonomicznej relatywnie niewiele jeszcze powsta∏o prac dotyczàcych zagadnienia kapita∏u intelektualnego jako nowej kategorii w teorii ekonomii, tymczasem w Êwiatowej literaturze obserwuje si´ lawinowe powstawanie pozycji na ten temat, na czele z cieszàcym si´ ju˝ ogromnym presti˝em i zainteresowaniem periodykiem „Journal of the Intellectual Capital”. Z tym wi´kszym wi´c zadowoleniem nale˝y powitaç ksià˝k´ St. Kasiewicza, W. Rogowskiego i M. Kiciƒskiej.

Podobnie jak w przypadku lwiej cz´Êci prac w Êwiatowej literaturze, poÊwi´conych zagadnieniu kapita∏u intelektualnego jako nowej kategorii teorii ekonomii, w recenzowanej pracy te˝ jeszcze nie spotkamy si´ z jednolitym, spójnym uj´ciem, charakterystycznym dla badaƒ w dojrza∏ym stadium rozwoju naukowego. Niemniej jednak autorzy dostarczajà wiele budulca do budowy dojrzalszej teorii. To sprawia, ˝e na pewno recenzowana praca wnosi istotny wk∏ad do rozwoju badaƒ nad tà problematykà w Polsce.

Ksià˝ka sk∏ada si´ ze wst´pu, zakoƒczenia, oÊmiu rozdzia∏ów oraz dwóch bardzo twórczych za∏àczników. Poszczególne rozdzia∏y sygnowane sà przez autorów, co ma niestety pewne wady z punktu widzenia wspomnianej wy˝ej potrzeby budowy bardziej dojrzalszych i spójniejszych koncepcji teoretycznych kapita∏u intelektualnego. Dostrzega si´ wi´c w ksià˝ce powroty do kwestii ju˝ rozwa˝anych, si∏à rzeczy oczywiÊcie nierozstrzygni´tych, ale w niewielkim stopniu wykorzystujàcych ju˝ poprzednie rozwa˝ania.

W rozdzia∏ach pierwszym i drugim ksià˝ki S. Kasiewicz próbuje zidentyfikowaç przyczyny obecnego wzmo˝onego zainteresowania kapita∏em intelektualnym, bo przecie˝ zagadnienie to w ekonomii nie jest nowe. Wskazuje, ˝e wÊród tych przyczyn znajdujà si´: nowy model dzia∏ania firm, zmiana warunków konkurencyjnoÊci przedsi´biorstw, a nawet strategia lizboƒska, choç ta ostatnia – naszym zdaniem – jest bardziej ju˝ odpowiedzià na wzrost znaczenia kapita∏u intelektualnego w nowym modelu biznesu.

W rozdziale trzecim W. Rogowski próbuje porównaç ró˝ne definicje i rozumienia kapita∏u intelektualnego spotykane w literaturze. Autor trafnie zwraca uwag´, ˝e jeÊli pojawia si´ taka wieloÊç definicji i rozumienia kapita∏u intelektualnego, to wtedy lepiej definiowaç go mo˝liwie w sposób najogólniejszy. Tak te˝ wi´c w podrozdziale Poj´cie kapita∏u intelektualnego dodaje w nawiasie (aktywów niematerialnych). RzeczywiÊcie kapita∏ intelektualny jako aktywa niematerialne firmy to uj´cie najbardziej „neutralne”, oddajàce istot´ problemu, jakkolwiek ogromnie nieprecyzyjne. Wysi∏ek czyniony w wielu pracach, aby precyzyjniej zdefiniowaç kapita∏ intelektualny, przynosi ró˝ne efekty. Dominuje poglàd, ˝e kapita∏ intelektualny to: wiedza, talenty i relacje albo, jak chcà niektórzy tudzie˝ autorzy recenzowanej ksià˝ki, kapita∏y wiedzy, talentów i relacji (kapita∏ relacyjny). Wydaje si´, ˝e to ju˝ jest przesada i koniecznie trzeba si´gnàç po brzytw´ Ockhama. Wprowadzenie kapita∏u intelektualnego obok wyst´pujàcego ju˝ finansowego i rzeczowego jest wystarczajàcà rewolucjà, której efekty trzeba b´dzie d∏ugo jeszcze adaptowaç do teorii ekonomii, teorii zarzàdzania, teorii rachunkowoÊci itd., nie potrzeba wi´c obecnie mno˝yç bytów.

W. Rogowski nie zatrzymuje si´ tylko na rozwa˝aniach nad odmiennoÊciami definicyjnymi kapita∏u intelektualnego, ale poÊwi´ca te˝ wiele uwagi g∏ównej, przyj´tej w podtytule ksià˝ki, kwestii postrzegania kapita∏u intelektualnego przez interesariuszy wewn´trznych i zewn´trznych. To na pewno bardzo cenny wyró˝nik tej ksià˝ki na rynku wydawniczym.

Skoro to bowiem coraz cz´Êciej kapita∏ intelektualny jest kreatorem wartoÊci firmy, to zu-

274

Recenzje i omówienia

pe∏nie zrozumia∏e staje si´, ˝e interesariusze sà ogromnie zainteresowani jego wielkoÊcià, zmianami i wynagradzaniem za jego wykorzystanie w firmie. Tutaj pojawia si´ kolejna kwestia, dotychczas te˝ najbardziej nieuchwytna w tej nieuchwytnej kategorii: pomiar kapita∏u intelektualnego i „swoista stopa zwrotu” z tego kapita∏u. Temu zagadnieniu bardzo odwa˝nie, jakkolwiek niekiedy zbyt odwa˝nie (zbyt ma∏o krytycznie) uwag´ poÊwi´ca Monika Kiciƒska w rozdzia∏ach piàtym, siódmym i ósmym oraz w za∏àczniku do∏àczonym do pracy, w których autorka podejmuje prób´ wyceny kapita∏u intelektualnego dla kilku przedsi´biorstw polskich. Autorka wykona∏a du˝à prac´, aby zebraç dziesiàtki sposobów budowy wskaêników pomiaru kapita∏u intelektualnego, od drobiazgowych bardzo szczegó∏owych wskaêników, w których bierze si´ pod uwag´ np. sta˝ pracy, wykszta∏cenie, wskaêniki satysfakcji pracowników i dziesiàtki jeszcze bardziej szczegó∏owych elementów, jak np. liczba nagród uzyskanych za jakoÊç, po bardzo ogólne wskaêniki, jak np. najpopularniejszy wskaênik gie∏dowy relacji wartoÊci rynkowej do wartoÊci ksi´gowej czy s∏ynne wskaêniki qTobina lub EVA. To niestety ma te˝ wady, poniewa˝ wskazuje, ˝e albo od dawna nie wiedzieliÊmy, ˝e mówimy prozà, albo ˝e od dawna zajmowaliÊmy si´ ogonem w´˝a, a teraz dostrzegamy, ˝e wà˝ to g∏ównie ogon. Powrócimy do tego zagadnienia w cz´Êci krytycznej niniejszej recenzji.

S. Kasiewicz w czwartym rozdziale, W. Rogowski w szóstym i wspólnie obaj autorzy w zakoƒczeniu podejmujà prób´ wykorzystania tej wcià˝ jeszcze bardzo niedojrza∏ej teoretycznej analizy kapita∏u intelektualnego (chaotycznej nawet jak mówià autorzy) do zarzàdzania kapita∏em intelektualnym, powi´kszania go w firmie, do zainteresowania interesariuszy jako najwa˝niejszym dla nich. Tutaj jednak˝e trudno by∏o si´ autorom wydobyç z pu∏apki, którà zastawia dostrze˝ony przez samych autorów chaos teoretyczny. Sprawia on, ˝e wiele rozwiàzaƒ podnoszàcych sprawnoÊç dzia∏ania firmy, znanych ju˝ od dawna, mo˝e byç teraz uznanych za dzia∏ania s∏u˝àce podnoszeniu kapita∏u intelektualnego w firmie. Szkoda te˝, ˝e w tych rozdzia∏ach pojawi∏y si´ niekonsekwentne powtórzenia, znowu okreÊlanie kapita∏u intelektualnego i dyskusje o s∏aboÊciach jego pomiaru.

Bogactwo wàtków i oryginalnoÊç ich uj´cia w ksià˝ce zach´ca do wielu polemik z autorami, w efekcie bardziej podnoszàcych ni˝ os∏abiajàcych walory pracy.

W ciekawym rozdziale o modelach biznesowych i ich zmianach S. Kasiewicz cytuje zgrabnà, jakby si´ wydawa∏o, typologi´ modeli biznesowych zaczerpni´tà z pracy P. Weila i wykorzystanà do badania 1000 najwi´kszych firm amerykaƒskich. Weil wyró˝nia cztery archetypy modelu biznesowego: kreator, dystrybutor, dzier˝awca, broker, i cztery rodzaje zaanga˝owanych zasobów: finansowe, rzeczowe, niematerialne i personalne, to 4¥4 daje 16..., no w∏aÊnie nie wiadomo czego, na pewno ˝adnej typologii modeli biznesowych (np. w tabeli pojawia si´ broker aktywów finansowych, broker aktywów rzeczowych, broker aktywów niematerialnych, broker aktywów personalnych...). A dystrybutor anga˝ujàcy kapita∏y finansowe staje si´ rzekomo poÊrednikiem finansowym, który „kupuje i sprzedaje aktywa finansowe bez ich istotnego przekszta∏cenia lub projektowania. Dzia∏alnoÊç wed∏ug tego rodzaju modelu biznesowego prowadzà banki, fundusze inwestycyjne i pozosta∏e instytucje finansowe” (s. 33). Po pierwsze, to nie jest prawdà, a po drugie, co to ma wspólnego z modelem biznesu, którego istota zawiera si´ w tym, ˝e bank zupe∏nie inaczej dzisiaj funkcjonuje ni˝ np. 30, a nawet 20 lat temu. W innym miejscu autor pokazuje to bardzo dobrze, wykorzystujàc w∏asne przemyÊlenia... Wydaje si´, ˝e jakkolwiek bardzo atrakcyjnie wyglàdajà niektóre publikacje zagraniczne, to trzeba zachowywaç coraz wi´kszy krytycyzm w ich ∏atwym wykorzystywaniu. Cz´sto obficie cytujemy nonsensowny be∏kot intelektualny. Podobnie jest w drugim rozdziale, w którym autor zastanawia si´ nad zmianami konkurencyjnoÊci przedsi´biorstw.

Zdecydowanie wi´cej si´ zyskuje i lepiej si´ czyta tekst S. Kasiewicza, ni˝ jego odwo∏ywania do literatury przedmiotu.

Recenzje i omówienia

275

Z kolei w rozdziale czwartym napisanym wspólnie z W. Rogowskim przejawia si´ bogactwo odwo∏aƒ do bardzo dobrej literatury przedmiotu, ale autorzy majà doÊç sporo problemów z uporzàdkowaniem tego bogactwa w samodzielny nurt badawczy. Podejmujà wprawdzie niekiedy udanie takie próby, np. w tabeli 4.7 na s. 93 i jej interpretacji (choç znacznym uchybieniem tutaj jest brak êród∏a pod tabelà: Opracowanie w∏asne?), ale to zbyt ma∏o.

Bogata i cz´sto bardzo sprzeczna literatura przywo∏ywana w pracy, co autorzy w pe∏ni podkreÊlajà, wskazujàc na jeszcze wysoce niedojrza∏y etap prac nad koncepcjà kapita∏u intelektualnego, sprawia najwi´cej problemów, nie tylko zresztà autorom, w poszukiwaniu sposobów mierzenia kapita∏u intelektualnego i jego wp∏ywu na wartoÊç przedsi´biorstwa. Godna uwagi heroiczna praca M. Kuciƒskiej, polegajàca na zebraniu ró˝nych podejÊç i metod szacowania kapita∏u intelektualnego oraz oceny jego wp∏ywu na wartoÊç przedsi´biorstwa pozostawia jednak pewien niedosyt. W ksià˝ce zabrak∏o zdecydowanego stanowiska autorów, która metoda by∏aby jednak najlepsza albo propozycji poszukiwania takiej metody. Autorzy niestety zbytnio ograniczyli si´ do znanej w literaturze ucieczki narzekaƒ na innych: „Nadal brakuje jednej, ogólnie przyj´tej definicji poj´cia aktywów niematerialnych [...] Brakuje jednolitego i spójnego rozumienia zakresu i kategorii kapita∏u intelektualnego [...] Brakuje przyj´tych standardów pomiaru, wyceny i raportowania kapita∏u intelektualnego” itp.

To oczywiste, ale przecie˝ autorzy zrobili bardzo wiele, aby tych braków w nast´pnych badaniach naukowych nad problematykà kapita∏u intelektualnego by∏o znacznie mniej.

Adam Noga

Rynek papierów wartoÊciowych strefy euro, red. Wies∏awa Przybylska-KapuÊciƒska, Oficyna – Wolters Kluwer Business, Kraków 2007, s. 360

Procesy integracyjne, w których uczestniczy tak˝e nasz kraj, nale˝à do grupy najbardziej pasjonujàcych przemian wspó∏czesnoÊci. Procesy te zachodzà w p∏aszczyênie politycznej, spo∏ecznej i gospodarczej. Skutki dotyczà wszystkich paƒstw i spo∏eczeƒstw wspó∏czesnego Êwiata bez wzgl´du na ich udzia∏ w tych procesach. Niewàtpliwie wiedza na temat przyczyn, skutków, przesz∏oÊci, stanu obecnego i przysz∏oÊci procesów integracyjnych w ka˝dej p∏aszczyênie nale˝y do najbardziej po˝àdanych. OczywiÊcie wag´ szczególnà ma dla nas integracja w ramach Unii Europejskiej. Oznacza ona równie˝ ekscytujàcà przygod´ ekonomicznà, której zarówno potencja∏u, jak i zagro˝eƒ warto byç Êwiadomym.

G∏ównym celem publikacji jest kompleksowa i syntetyczna prezentacja oraz analiza rynku papierów wartoÊciowych strefy euro. Zaproponowano przy tym uj´cie tematu w wymiarze instrumentalnym, instytucjonalnym i funkcjonalnym, co istotnie podnosi walory publikacji, poniewa˝ pozwala na ca∏oÊciowe zapoznanie si´ z wybranà tematykà. Recenzowana pozycja ksià˝kowa sytuuje si´ w g∏ównym nurcie najbardziej aktualnych i najwa˝niejszych zagadnieƒ ekonomicznych.

Oceniajàc publikacj´ pod wzgl´dem formalnym, nale˝y wskazaç, i˝ jest to opracowanie obszerne, liczàce 360 stron. Praca sk∏ada si´ ze wst´pu, szeÊciu rozdzia∏ów i zakoƒczenia.

Rozdzia∏y nast´pujà po sobie w logicznej kolejnoÊci i stanowià spójnà ca∏oÊç. Wewn´trzna struktura poszczególnych rozdzia∏ów jest przemyÊlana. Nale˝y podkreÊliç, i˝ zawartoÊç merytoryczna publikacji, a w tym materia∏ statystyczny sà znakomicie ilustrowane wykresami, schematami i tabelami. Prezentacje i rozwa˝ania oparto na pierwszorz´dnych materia∏ach êró-

276

Recenzje i omówienia

d∏owych. Mo˝na te˝ zauwa˝yç, i˝ poszczególne najwa˝niejsze poj´cia i zagadnienia zosta∏y wyeksponowane, co czyni ksià˝k´ przyjaznà dla czytelnika. Tak˝e forma prezentacji i analizy jest przyst´pna. Wszystko to znacznie u∏atwia odbiór treÊci nawet osobom z mniejszym przygotowaniem ekonomicznym w zakresie rynku papierów wartoÊciowych.

Z ca∏à pewnoÊcià jest to publikacja starannie dopracowana nie tylko merytorycznie, ale i formalnie oraz edytorsko.

Rozdzia∏ pierwszy pe∏ni funkcj´ szerokiego wprowadzenia w tematyk´ opracowania, w którym poruszono zagadnienia: Unii Gospodarczo-Walutowej, poj´cia i struktury rynku finansowego, klasyfikacji uczestników rynku finansowego, a tak˝e klasyfikacji papierów wartoÊciowych. Taka w∏aÊnie koncepcja rozdzia∏u pierwszego jako fundamentu dla dalszych prezentacji i rozwa˝aƒ, zas∏uguje na wyró˝nienie, poniewa˝ sprzyja lepszemu rozumieniu omawianych treÊci.

W rozdziale drugim przedstawiono funkcjonowanie monetarnych instytucji finansowych na rynku papierów wartoÊciowych strefy euro. Rozdzia∏ ten zawiera dane na temat m.in.: Europejskiego Systemu Banków Centralnych, Europejskiego Banku Centralnego oraz narodowych banków centralnych Eurosystemu. Uj´to w nim naturalnie tak˝e tematyk´ funkcjonowania instytucji kredytowych wraz ze z∏o˝onym zagadnieniem sprawowania nadzoru nad ich dzia∏alnoÊcià. Rozdzia∏ ten uzupe∏nia materia∏ poÊwi´cony funduszom rynku pieni´˝nego i pozosta∏ym finansowym instytucjom monetarnym.

Wspó∏czesnemu spo∏eczeƒstwu szczególnie bliskie sà na co dzieƒ nie tylko instytucje kredytowe, ale tak˝e niemonetarne instytucje finansowe, które opisano w rozdziale trzecim. Rozdzia∏ ten zawiera syntetycznà prezentacj´ instytucji ubezpieczeniowych, funduszy emerytalnych i funduszy inwestycyjnych, bez których trudno jest sobie wyobraziç funkcjonowanie nowoczesnego rynku papierów wartoÊciowych.

Równie interesujàcy jest rozdzia∏ czwarty, w którym przedstawiono rynek d∏u˝nych papierów wartoÊciowych w uj´ciu wielop∏aszczyznowym. Zawarto w nim podrozdzia∏y na temat skarbowych papierów wartoÊciowych, obligacji municypalnych, bankowych papierów wartoÊciowych i korporacyjnych papierów wartoÊciowych. Nale˝y przy tym zauwa˝yç, i˝ prezentowane treÊci pog∏´bione sà o ciekawe rozwa˝ania na temat deficytu bud˝etowego i d∏ugu publicznego. Przedstawiono bli˝ej tak˝e mniej znane instrumenty europejskiego rynku papierów wartoÊciowych, jak tzw. papiery komercyjne (commercial papers), zabezpieczone papiery wartoÊciowe (covered bonds), zjawisko strippingu, a tak˝e rol´ credit ratingu oraz jeszcze mniej znany fakt zainteresowania banków centralnych emisjami municypalnymi.

Natomiast w rozdziale piàtym zaprezentowano rynek udzia∏owych papierów wartoÊciowych w strefie euro. W rozdziale tym wskazano m.in. na zagadnienia: nadzoru nad rynkami akcji, funkcjonowania poszczególnych gie∏d, procesów integracyjnych na rynkach gie∏dowych (Euronext, OMX Exchanges, projekt iX). Nie pomini´to nawet niedocenianych na ogó∏ problemów, np. nadmiernej koncentracji obrotów na niektórych gie∏dach czy te˝ systemów rozliczeƒ i rozrachunków transakcji na rynkach papierów wartoÊciowych.

Godny uwagi jest tak˝e rozdzia∏ szósty, w którym wskazano na podstawowe uwarunkowania procesów integracyjnych na rynku papierów wartoÊciowych w Unii Europejskiej.

W rozdziale tym poÊwi´cono wiele miejsca tematyce dzia∏aƒ systemowych podejmowanych w UE na rzecz przyspieszenia i podniesienia jakoÊci tych˝e procesów integracyjnych w obszarze rynków hurtowych, detalicznych i nadzoru. Ilustrujàc znaczenie opisywanych procesów, pos∏u˝ono si´ trafnie i zr´cznie argumentem spodziewanego wzrostu PKB. Ustosunkowujàc si´ do zawartoÊci merytorycznej, z satysfakcjà stwierdzam, i˝ autorzy opracowali temat w sposób bardzo kompetentny. Uj´to nie tylko dostrzegane na ogó∏ podstawowe aspekty tematyki, ale tak˝e te mniej zauwa˝ane, a które równie˝ w pewnym stop-

Recenzje i omówienia

277

niu sà istotne. OtrzymaliÊmy w efekcie pe∏ny i spójny obraz jednego z najwa˝niejszych rynków integrujàcej si´ Europy. Wskazano przy tym nie tylko na dotychczasowe sukcesy integracji, ale dostrze˝ono i wyjaÊniono wyzwania, przed jakimi stoi przysz∏y europejski jednolity rynek finansowy. Pami´taç bowiem nale˝y, i˝ proces integracji europejskiej w wymiarze finansowym nie by∏, nie jest i w dalszym ciàgu nie b´dzie wcale procesem ∏atwym. Autorom uda∏o si´ przedstawiç ten problem w wywa˝onych proporcjach, wskazujàc jednak na niezaprzeczalne zalety integracji.

Polska uczestniczy w europejskim procesie integracyjnym, dlatego te˝ niniejsza publikacja ma dla nas. szczególne znaczenie Jej lektura powinna byç obowiàzkowa nie tylko na kierunkach ekonomicznych uczelni wy˝szych czy te˝ odpowiednich studiach podyplomowych.

Z pewnoÊcià b´dzie interesujàca dla wszystkich ekonomistów i osób, które zajmuje wspó∏czesna ekonomia. Pozwala bowiem nie tylko na lepszà orientacj´ w problematyce integracji europejskiej – wreszcie tak˝e od strony rynków finansowych – ale uzmys∏awia równie˝ skal´ wyzwaƒ stojàcych przed naszym krajem. Dodatkowo wprawnemu ekonomiÊcie, zorientowanemu w naszych dzia∏aniach, pozwala te˝ na ocen´ dotychczasowego polskiego dorobku w zakresie europejskiej integracji finansowej.

Niewàtpliwymi zaletami opracowania jest wybór wa˝nej i aktualnej tematyki. Ma ona znaczenie uniwersalne. Jest tak˝e wa˝na szczególne dla nas. Zwracam te˝ uwag´ na wysokà jakoÊç naukowà opracowania zarówno pod wzgl´dem formalnym, jak i merytorycznym.

Doceniç tak˝e nale˝y niniejszà publikacj´ jako efekt naukowej pracy zespo∏owej. Prof.

Wies∏awa Przybylska-KapuÊciƒska nie tylko zainspirowa∏a zespó∏ m∏odych, obiecujàcych naukowców, ale tak˝e skutecznie nim pokierowa∏a.

Rekomenduj´ zatem z ca∏ym przekonaniem publikacj´ Rynek papierów wartoÊciowych strefy euro.

Leszek Dziawgo

Finanse przedsi´biorstwa, praca zbiorowa pod redakcjà Jana Szczepaƒskiego i Lecha Szyszko, wyd. III zmienione i rozszerzone, PWE, Warszawa 2007, s. 565

Zarzàdzanie finansami przedsi´biorstw, praca zbiorowa pod redakcjà Piotra Karpusia, Wydawnictwo Uniwersytetu Marii Curie Sk∏odowskiej, Lublin 2006, s. 475

W roku ubieg∏ym na rynku literatury ekonomicznej ukaza∏y si´ dwie ksià˝ki godne odnotowania. Jedna z nich to Finanse przedsi´biorstwa pod redakcjà profesorów: Jana Szczepaƒskiego i nie˝yjàcego ju˝ Lecha Szyszko. Jest to trzecie wydanie zmienione i rozszerzone tej ksià˝ki wydanej przez zas∏u˝onà dla polskiej literatury ekonomicznej oficyn´ wydawniczà: Polskie Wydawnictwo Ekonomiczne. Druga ksià˝ka to Zarzàdzanie finansami przedsi´biorstwa pod redakcjà profesora Piotra Karpusia. Zosta∏a ona wydana przez Wydawnictwo Uniwersytetu Marii Curie Sk∏odowskiej w Lublinie.

W jednej recenzji chcia∏bym omówiç te dwie interesujàce ksià˝ki, gdy˝ uj´cia przedmiotu sà w znacznym stopniu zbie˝ne. Interesujàca, jak si´ wydaje, b´dzie konfrontacja treÊci, a tak˝e sposobu podejÊç do wa˝nych problemów finansów przedsi´biorstwa.

Drugie wydanie Finansów przedsi´biorstwa ukaza∏o si´ w 2003 r. Mia∏em przyjemnoÊç omówienia jego treÊci na ∏amach „Ekonomisty” 2004, nr 2. Z satysfakcjà stwierdzi-

278

Recenzje i omówienia

∏em, ˝e autorzy wzi´li pod uwag´ moje sugestie i do trzeciego wydania wnieÊli stosowne zmiany.

Konfrontacja treÊci wymienionych dwu pozycji mo˝e byç interesujàca równie˝ z tego wzgl´du, ˝e zespo∏y autorskie nie odwo∏ujà si´ wzajemnie do treÊci swoich ksià˝ek. Ten fakt mo˝na oceniaç ró˝nie, nale˝y tylko odnotowaç, ˝e autorzy Finansów przedsi´biorstwa prawdopodobnie nie znali treÊci Zarzàdzania finansami przedsi´biorstwa, które ukaza∏o si´ w 2006 r.

TreÊç merytoryczna wymienionych ksià˝ek jest obszerna. Zawiera wiele interesujàcych problemów godnych omówienia. Obj´toÊç recenzji pozwala na odnotowanie kilku wybranych problemów. Ich wybór cz´sto jest subiektywnym podejÊciem recenzenta.

TreÊci ksià˝ek zawierajà wiele interesujàcych informacji, w tym liczbowych, charakteryzujàcych tak˝e wybrane makroekonomiczne zjawiska sytuacji finansowej przedsi´biorstw. Wykorzystanie literatury, odniesieƒ do poszczególnych pozycji oddaje tak˝e cechy monografii.

Recenzj´ zaczynam od krótkiej charakterystyki treÊci omawianych ksià˝ek, a nast´pnie formu∏uj´ opinie, oceny, a tak˝e uwagi.

TreÊç ksià˝ki Finanse przedsi´biorstwa zosta∏a podzielona na dwie cz´Êci: Teoretyczne i praktyczne podstawy funkcjonowania finansów przedsi´biorstwa (14 rozdzia∏ów) oraz Zarzàdzanie finansami przedsi´biorstwa (10 rozdzia∏ów). Mo˝na w uproszczeniu powiedzieç, ˝e cz´Êç pierwsza to szeroka prezentacja wielu zagadnieƒ sk∏adajàcych si´ na finanse przedsi´biorstw. Autorzy definiujà poj´cia i organizacj´ finansów, czynniki kszta∏tujàce zasoby i wyniki finansowe, êród∏a finansowania majàtku. W tej cz´Êci znajdujemy tak˝e treÊci o zewn´trznych uwarunkowaniach funkcjonowania finansów przedsi´biorstwa, w tym takich jak: rynek finansowy, rozliczenia mi´dzynarodowe, finanse przedsi´biorstwa a finanse publiczne, odniesienie do rozwiàzaƒ i harmonizacji systemów podatkowych stosowanych w przedsi´biorstwach krajów cz∏onkowskich Unii Europejskiej.

Kolejne rozdzia∏y cz´Êci drugiej stanowià prezentacj´ problematyki zarzàdzania finansami przedsi´biorstwa. Autorzy przedstawiajà za∏o˝enia strategii i taktyki finansowej przedsi´biorstw, przek∏adajàc te poj´cia na konkretne problemy zarzàdzania finansami w d∏ugim i operacyjnym horyzoncie czasowym. Kolejne rozdzia∏y tej cz´Êci to prezentacja m.in. nast´pujàcych zagadnieƒ: czas i ryzyko w dzia∏alnoÊci przedsi´biorstwa, ze szczególnym zwróceniem uwagi na wartoÊç pieniàdza w czasie, planowanie finansowe, inwestycje finansowe i rzeczowe, zarzàdzanie aktywami i inne. TreÊç tej cz´Êci zamyka rozdzia∏ dotyczàcy sprawozdaƒ finansowych oraz ich wykorzystania w zarzàdzaniu przedsi´biorstwem.

Z satysfakcjà odnotowuj´, ˝e moje uwagi zawarte w recenzji II wydania zosta∏y uwzgl´dnione i struktura cz´Êci drugiej zosta∏a zmieniona i dostosowana do logiki procesów zarzàdzania finansami.

Druga omawiana ksià˝ka, Zarzàdzanie finansami przedsi´biorstw, zgodnie z tytu∏em koncentruje si´ na zagadnieniach zarzàdzania. Kolejne rozdzia∏y (w liczbie 10) zawierajà treÊci sk∏adajàce si´ na procesy i procedury zarzàdzania. Po omówieniu podstawowych poj´ç z zakresu zarzàdzania autorzy prezentujà narz´dzia i techniki zarzàdzania finansami, planowanie i bud˝etowanie finansowe, êród∏a finansowania, struktur´ i koszty kapita∏ów, a tak˝e problematyk´ inwestycji oraz zarzàdzania ryzykiem.

TreÊç merytoryczna poszczególnych rozdzia∏ów nie wzbudza zastrze˝eƒ. Autorzy prezentujà nowoczesne, oparte na szerokim wykorzystaniu literatury, podejÊcie do zarzàdzania finansami przedsi´biorstwa. Wydaje si´ jednak, ˝e struktura pracy, zarówno z punktu widzenia podejmowanych problemów, jak te˝ z logiki procesu dydaktycznego, mo˝e byç uj´ta w inny sposób ni˝ to uczynili autorzy.

Po omówieniu w rozdziale 1 i 2 wst´pnych zagadnieƒ zarzàdzania finansami, ju˝ w rozdziale 3 autorzy omawiajà decyzje inwestycyjne, które w wi´kszoÊci przypadków majà cha-

Recenzje i omówienia

279

rakter d∏ugookresowy, natomiast rozdzia∏ 5 dotyczàcy êróde∏ finansowania powinien, jak si´ wydaje, poprzedzaç rozwa˝ania dotyczàce decyzji inwestycyjnych. Z kolei w rozdziale 7 znajdujemy rozwa˝ania na temat krótkoterminowych decyzji finansowych. Struktura kapita∏owa przedsi´biorstwa przedstawiona jest w rozdziale 8, zaÊ koszty obs∏ugi i uzyskania kapita∏u w rozdziale 6.

Dotychczasowa struktura ksià˝ki wskazuje na autonomiczny charakter treÊci poszczególnych rozdzia∏ów, nietworzàcy jeszcze w pe∏ni logicznej struktury wyk∏adu zarzàdzania finansami przedsi´biorstwa.

Do uj´cia struktury treÊci mogà byç zastosowane dwa inne podejÊcia, a mianowicie: wykorzystanie tradycyjnych funkcji zarzàdzania i ich adaptacja do problematyki zarzàdzania finansami przedsi´biorstw; te funkcje to: organizowanie, planowanie, kierowanie, motywacja i kontrola; podzia∏ zarzàdzania finansami na dwie cz´Êci ze wzgl´du na horyzont czasowy, z wydzieleniem operacyjnego, krótkoterminowego zarzàdzania finansami przedsi´biorstwa, i strategicznego, d∏ugoterminowego zarzàdzania, w którym mieÊci si´ problematyka inwestycji finansowych i rzeczowych, ryzyka finansowego, zewn´trznych uwarunkowaƒ rynku finansowego, wartoÊci pieniàdza itp.

Mam pewnoÊç, ˝e nastàpià kolejne wydania tej ksià˝ki. Moje sugestie co do jej struktury mogà wi´c byç przydatne dla autorów.

Konfrontacja treÊci dwóch omawianych ksià˝ek wskazuje nie tylko na ich odr´bnoÊci, ale tak˝e na pewne zbie˝noÊci. Szerokie potraktowanie w Finansach przedsi´biorstw podstaw teoretycznych i ich konfrontacji z rozwiàzaniami praktycznymi stanowi istotnà wartoÊç merytorycznà, wprowadza czytelnika w szerokà problematyk´ finansów przedsi´biorstwa.

Tytu∏ drugiej ksià˝ki – Zarzàdzanie finansami przedsi´biorstw – uzasadnia pomini´cie wielu zagadnieƒ, które kszta∏tujà podstawy finansów przedsi´biorstwa, a rozwini´cie treÊci zarzàdzania.

Cz´Êç druga ksià˝ki Finanse przedsi´biorstw oraz Zarzàdzanie finansami przedsi´biorstw sà tematycznie zbie˝ne, lecz sposób ich uj´cia, struktura wyk∏adu, kolejnoÊç rozpatrywanych zagadnieƒ stanowià odr´bne, samoistne ich cechy, godne konfrontacji i samooceny autorów.

Mog´ tylko wyraziç w∏asnà opini´, ˝e omawiane pozycje nie stanowià produktów substytucyjnych, a prezentujà autonomiczne uj´cie z∏o˝onych problemów finansowych przedsi´biorstwa.

Obie ksià˝ki prezentujà bogate treÊci merytoryczne sk∏adajàce si´ na wspó∏czesne rozumienie finansów przedsi´biorstwa. Chc´ zatem zwróciç uwag´ na kilka charakteryzujàcych je cech.

Autorzy potraktowali kompleksowo problematyk´ finansów przedsi´biorstwa. Sposób ich uj´cia, struktura ksià˝ek stanowià autonomiczne rozwiàzania zespo∏ów autorskich.

TreÊç ksià˝ek cechuje aktualnoÊç rozwiàzaƒ systemowych i procedur organizacyjnych.

Stanowià one istotne wzbogacenie treÊci merytorycznych oraz konfrontacji teorii i praktyki finansów przedsi´biorstwa.

Trzecie wydanie Finansów przedsi´biorstwa stanowi ju˝ dojrza∏e, logicznie uj´te, osadzone w teorii i praktyce studium finansów przedsi´biorstwa. Zarzàdzanie finansami przedsi´biorstw wymaga jeszcze udoskonalenia, zw∏aszcza jego struktury, kolejnoÊci rozpatrywanych zagadnieƒ, na co wskaza∏em wy˝ej. Sàdz´, ˝e nastàpi to w kolejnych wydaniach.

Nale˝y podkreÊliç wartoÊci metodyczne omawianych ksià˝ek. Ka˝da z nich zawiera liczne przyk∏ady rozwiàzywania problemów i sytuacji decyzyjnych. Stanowi to istotny, pozytywny walor, zw∏aszcza w wykorzystaniu treÊci do samodzielnego studiowania i zastosowania w praktyce.

280

Recenzje i omówienia

Obie ksià˝ki oparte sà na bogatej literaturze, w tym zagranicznej. Mo˝na by wskazaç na pozycje mniej istotne, ale wykorzystanie treÊci przywo∏anej literatury jest pozytywnà cechà obu ksià˝ek. Mo˝na by∏o odnieÊç uwagi polemiczne do wybranych pozycji, co by∏oby istotne w doborze w∏aÊciwej literatury przez czytelników, zw∏aszcza studentów.

Ksià˝ki sà produktami intelektualnymi licznych autorów. Finanse przedsi´biorstw to ksià˝ka 19 autorów, zaÊ Zarzàdzanie finansami przedsi´biorstw jest dzie∏em 6 autorów. Tak liczne zespo∏y autorskie majà swoje cechy pozytywne. Prezentowane treÊci sà wi´c produktem wielu autorskich doÊwiadczeƒ i wyników badaƒ. Mam przy tym pe∏nà ÊwiadomoÊç trudnoÊci wzajemnej synchronizacji treÊci, a tak˝e sposobu prezentacji (wzorów, tablic, rysunków), jakie musieli prze∏amaç redaktorzy naukowi obu ksià˝ek.

Pewnà cechà publikacji z ró˝nych dziedzin wiedzy ekonomicznej jest – moim zdaniem – brak odniesieƒ i ukazania zwiàzków i wspó∏zale˝noÊci z∏o˝onych problemów ekonomicznych. Autorzy podejmujàcy problematyk´ marketingu, logistyki, zarzàdzania nie uwzgl´dniajà zwykle w szerszym kontekÊcie problematyki finansowej. I odwrotnie, w literaturze dotyczàcej finansów cz´sto brakuje odniesieƒ do zjawisk i procesów, które kszta∏tujà inne sfery dzia∏alnoÊci, w tym procesy realne (rzeczowe) i informacyjne marketingu, logistyki, zarzàdzania itp. Na przyk∏ad zakupy (operacyjnye, inwestycyjne), decyzje sprzeda˝y, zawsze majà wymiar finansowy, stàd szersze spojrzenie na te zjawiska przez pryzmat specjalistycznej literatury mog∏oby podnieÊç walory rozpatrywanych treÊci zarzàdzania finansami. Znalaz∏em, byç mo˝e, jeden z przyk∏adów w Zarzàdzaniu finansami przedsi´biorstw dotyczàcy sterowania zapasami, który zosta∏ odniesiony do odpowiednich pozycji literatury z zakresu logistyki.

TreÊç obu ksià˝ek zawiera tak obszernà wiedz´, podejmujàcà tak liczne problemy, ˝e w krótkiej recenzji nie sposób wymieniç nawet najwa˝niejszych z nich. Dokonana syntetyczna charakterystyka treÊci ksià˝ek, sformu∏owane pewne oceny i uwagi wskazujà, ˝e obie ksià˝ki wpisujà si´ jako cenne pozycje do polskiej literatury z dziedziny finansów przedsi´biorstwa. ¸àczà one w sposób interesujàcy cechy podr´cznika i monografii. Stanowià cenne êród∏o wiedzy, konfrontacji teorii i praktyki. Ich treÊç jest przydatna zarówno dla tych osób, które stykajà si´ po raz pierwszy z problematykà finansów – mam tu na myÊli zw∏aszcza studentów – jak te˝ dla osób, które chcia∏yby pog∏´biç swojà wiedz´ z zakresu finansów.

Zach´cam wi´c do lektury obu ksià˝ek nie tylko studentów, ale tak˝e ekonomistów, praktyków gospodarczych, a wi´c tych, którzy na co dzieƒ zarzàdzajà finansami przedsi´biorstwa.

Czes∏aw Skowronek

Jerzy CieÊlik, Przedsi´biorczoÊç dla ambitnych. Jak uruchomiç w∏asny biznes, Wydawnictwa Akademickie i Profesjonalne, Warszawa 2006, s. 443

Promocyjny tytu∏ ksià˝ki J. CieÊlika nie zapowiada, ˝e mamy do czynienia z wa˝nà pracà teoretycznà w polskiej myÊli ekonomicznej. Ksià˝ka ta nie jest bowiem tylko poradnikiem lub podr´cznikiem akademickim dotyczàcym prowadzenia w∏asnej dzia∏alnoÊci gospodarczej przez przysz∏ych absolwentów wy˝szych uczelni.

Przedsi´biorczoÊç, którà si´ zajmuje autor, to nie tyle tak mocno osadzona w ekonomii przedsi´biorczoÊç schumpeterowska i postschumpeterowska, którà ekonomia próbuje w∏à-

Recenzje i omówienia

281

czyç w g∏ówny nurt swoich zainteresowaƒ dzi´ki narz´dziom analizowania ryzyka, ile przede wszystkim przedsi´biorczoÊç wiedzy, a wi´c taka, w której wa˝niejsza ni˝ ryzyko jest umiej´tnoÊç tworzenia nowych czynników wytwórczych lub si´gania po nie.

Ksià˝ka sk∏ada si´ z trzynastu rozdzia∏ów i aneksu, w którym zosta∏y przedstawione studia przypadków przedsi´biorczoÊci. Wi´kszoÊç tytu∏ów poszczególnych rozdzia∏ów nawiàzuje do popularyzatorskiego tytu∏u ca∏ej ksià˝ki. Ale w istocie w ka˝dym rozdziale mamy nie tyle do czynienie z poradnictwem, ile ze zdecydowanie wa˝niejszà refleksjà teoretycznà, dotyczàcà – tak wydawa∏oby si´ – pragmatycznych pytaƒ, jak: Dlaczego w∏asny biznes? (rozdz. I) – pytania rozpoczynajàcego ksià˝k´ – i Uruchomienie firmy – i co dalej? (rozdz. XIII) zadanego na jej koƒcu. Mi´dzy nimi natrafimy na takie rozdzia∏y, jak Cechy i umiej´tnoÊci liderów nowych przedsi´wzi´ç (rozdz. II), System finansowo-ksi´gowy (rozdz.

VI), Franchising (rozdz. IX), Jak zaistnieç na rynku (rozdz. VIII) itd. Nast´pne rozdzia∏y, takie jak: Zespó∏ za∏o˝ycielski, kadry, kultura organizacyjna firmy na starcie (rozdz. VII), Przedsi´biorczoÊç mi´dzynarodowa (rozdz. X), Wykorzystanie potencja∏u Internetu (rozdz.

XI) czy Specyfika nowych przedsi´wzi´ç technologicznych (rozdz. XII), nie majà ju˝ tak popularyzatorskiego charakteru.

Autor buduje swój model przedsi´biorczoÊci, wychodzàc z konstatacji zespo∏u badawczego prowadzonego przez J.W. Carlanda, ˝e: „kluczowy czynnik wyró˝niajàcy prawdziwych przedsi´biorców spoÊród w∏aÊcicieli small businessu wià˝´ si´ z podstawowà motywacjà, która popycha ludzi do za∏o˝enia w∏asnej firmy. Przedstawiciele tej drugiej grupy zak∏adajà w∏asnà firm´ z myÊlà o realizacji celów finansowych, ÊciÊle powiàzanych z potrzebami w∏asnej rodziny. Natomiast przedsi´biorca to osoba, która przy podejmowaniu decyzji kieruje si´ motywem wzrostu i zysków. Cechuje jà zachowanie innowacyjne i stosowanie strategicznych metod zarzàdzania” (s. 19). Autor cytuje tak˝e nast´pujàce stwierdzenie Carlanda: „Próby odró˝nienia przedsi´biorców od w∏aÊcicieli ma∏ych firm lub klasyfikacja tych w∏aÊcicieli w jakikolwiek inny sposób prowadzà do niepe∏nego obrazu przedsi´biorcy. Pe∏ny portret musi uwzgl´dniaç, ˝e przedsi´biorczoÊç jest continuum i badaczom potrzebne sà nowe poj´cia, by odró˝niç jednostki obj´te badaniem” (s. 19).

Szkoda jednak˝e, ˝e autor nie wykorzystuje „ambitniej” do analizy swojej Przedsi´biorczoÊci dla ambitnych przytaczanych w ksià˝ce ciekawych badaƒ zespo∏u Z.J. Acs, P. Arenius, M. Hay, M. Minniti z zakresu nowoczesnej przedsi´biorczoÊci. Zwraca si´ w nich uwag´ na zale˝noÊç mi´dzy PKB na osob´ w USD a tzw. stopniem przedsi´biorczoÊci („procentowy udzia∏ osób przygotowujàcych si´ do uruchomienia dzia∏alnoÊci gospodarczej bàdê jà prowadzàcych nie d∏u˝ej ni˝ 3,5 roku, w populacji osób w przedziale wiekowym 18–64 lata”; s. 28). Otó˝ zale˝noÊç ta przyjmuje ciekawà postaç sp∏aszczonej litery U. Przy relatywnie niskim PKB na osob´, takim jak w Polsce, mamy do czynienia z wysokim stopniem przedsi´biorczoÊci, chocia˝ Polska jest niestety znacznie poni˝ej „modelowego” poziomu.

Wraz ze wzrostem PKB na osob´ stopieƒ przedsi´biorczoÊci spada, aby znów istotnie wzrosnàç w krajach o najwy˝szym jego poziomie. Analizy przyczyn i w∏aÊciwoÊci rosnàcego ramienia sp∏aszczonej krzywej U autor niestety nie wykorzystuje w swojej pracy. Wydaje si´, ˝e w∏aÊnie na tym ramieniu dzieje si´ bardzo wiele ciekawego zwiàzanego z przedsi´biorczoÊcià dla ambitnych i pojawia si´ zasadniczy dla pracy autora problem: jak taka przedsi´biorczoÊç mo˝e si´ tworzyç w Polsce, znajdujàcej si´ poni˝ej malejàcego ramienia sp∏aszczonej krzywej U? Bardzo ciekawa natomiast jest analiza autora dotyczàca swoistego strategicznego wyboru gospodarstwa domowego: w∏asny biznes, czy inne formy uzyskiwania dochodów i robienia kariery ˝yciowej. Tutaj autor kreuje szans´ na istotne rozwini´cie popularnych modeli wyboru gospodarstw domowych, którymi naje˝one sà podr´czniki z mikroekonomii, nawet na najbardziej zaawansowanym poziomie.

282

Recenzje i omówienia

Wszystkie swoje dociekania autor bardzo dobrze argumentuje nawiàzywaniem do najlepszej Êwiatowej literatury przedmiotu, odwo∏ujàc si´ do badaƒ statystycznych lub badaƒ opinii publicznej, analizy licznych przypadków oraz w∏asnych doÊwiadczeƒ ˝yciowych zdobytych w przedsi´biorczoÊci i wspó∏pracy z przedsi´biorcami. Zbli˝a to oczywiÊcie ksià˝k´ bardziej do wielkiej teorii ekonomii, choç nie pozbawia jej pewnych cech praktycznych zaakcentowanych w noÊnym tytule, jakkolwiek na zasadzie, ˝e nie ma nic bardziej praktycznego, jak dobra teoria.

W ksià˝ce mo˝na znaleêç ca∏à mas´ tytu∏ów, podtytu∏ów, Êródtytu∏ów ró˝nych jej cz´Êci, których brzmienie ma charakter popularny lub wr´cz techniczny z punktu widzenia technologii prowadzenia dzia∏alnoÊci gospodarczej, np. Opcje dotyczàce opodatkowania VAT, Przekszta∏cenie biznesu w sieç franszyzowà, Jak przyciàgnàç potencjalnych klientów, partnerów i kontrahentów, Jakie formy prawne mamy do dyspozycji itd., ale czytelnik raczej musi ju˝ wiele wiedzieç na ka˝dy z tych tematów, byç ambitny, aby w nagrod´ otrzymaç od autora nowà wiedz´, o niekwestionowanej du˝ej wartoÊci dodanej.

Niekiedy jednak˝e dyskurs teoretyczny autora zamyka si´ zbyt wczeÊnie i nie wkracza w bardzo istotne dla teorii ekonomii rozwa˝ania instytucjonalne, które wcale nie zaszkodzi∏yby ambitnym przedsi´biorcom. Autor analizuje np. bardzo ciekawie motywy podejmowania ambitnych przedsi´wzi´ç biznesowych czy g∏ówne dla swojej pracy walory wiedzy, talentów i kompetencji ludzi przedsi´biorczych, ale w s∏abym stopniu je wià˝e z zasadniczym dla ekonomii procesem alokacji, wzrostu i dystrybucji. Tymczasem przedsi´biorczoÊç jest jednym z najpot´˝niejszych regulatorów gospodarki (oprócz rynku czy paƒstwa), a poszczególni przedsi´biorcy – szczególnie ambitni – mogà wiele osiàgnàç, wykorzystujàc lub kreujàc alokacj´ czy wzrost, uczestniczàc w dystrybucji (nie czekajàc na kolejnà groszowà podwy˝k´ p∏ac wywalczonà strajkami lub marszami protestacyjnymi).

W recenzowanej ksià˝ce odnajdujemy pot´˝ny zasób wiedzy i Êwietnego cicerone po jej zasobach. To równie˝ jest zrozumia∏e, poniewa˝ ambitny przedsi´biorca, jedna z najwa˝niejszych instytucji gospodarczej, i nie tylko, XXI wieku, swój sukces mo˝e osiàgnàç przede wszystkim dzi´ki wiedzy. Autor poza dostarczaniem wiedzy – która jakkolwiek by∏aby wielka, to oczywiÊcie nie mo˝e mieç charakteru idiosynkratycznego, koniecznego dla poszczególnych udanych przedsi´wzi´ç biznesowych – stara si´ przede wszystkim wskazywaç, jak owà wiedz´ nabywaç, jak stawaç si´ ambitnym przedsi´biorcà. Czyni to jako praktyk i teoretyk, wskazujàc na koniecznoÊç nowych podejÊç praktycznych i teoretycznych.

Adam Noga

Z

˚

Y

C

I

A

N

A

U

K

O

W

E

G

O

20 lat Olimpiady Wiedzy Ekonomicznej Olimpiada Wiedzy Ekonomicznej obchodzi w∏aÊnie 20-lecie swojej aktywnoÊci. Zosta∏a zainicjowana przez Polskie Towarzystwo Ekonomiczne, które niezmiennie traktuje jà jako jeden z najwa˝niejszych odcinków swojej dzia∏alnoÊci.

Przed 20 laty gospodarka polska znajdowa∏a si´ w okresie reform, zmierzajàcych do uwolnienia jej od centralnego zarzàdzania i oparcia na mechanizmach rynkowych. Olimpiada mia∏a przyczyniaç si´ do rozbudzenia zainteresowania m∏odzie˝y problematykà tych reform i w ogóle gospodarki rynkowej oraz do uzupe∏niajàcego kszta∏cenia m∏odych ekonomistów w tym kierunku. Potwierdzenie trafnoÊci tego kierunku przysz∏o zaledwie w trzy lata od startu Olimpiady, gdy dzi´ki zasadniczej zmianie w∏adzy politycznej i zwiàzanego z nià ustroju Polska wkroczy∏a zdecydowanie na drog´ transformacji systemowej do gospodarki rynkowej.

Olimpiada od poczàtku konsekwentnie przyczynia∏a si´ do rozpowszechniania myÊlenia ekonomicznego i umacniania wiedzy o wspó∏czesnej gospodarce rynkowej oraz o problemach polskiej gospodarki. Âwiat jednak szybko si´ zmienia∏, a z nim zmienia∏a si´ natura wielu problemów, zmienia∏a si´ te˝ wiedza ekonomiczna. Na poczàtku Olimpiady nikt jeszcze nie wiedzia∏, ˝e dokonujàca si´ rewolucja w nauce i technice tak szybko wprowadzi Êwiat w okres burzliwego rozwoju nowej cywilizacji informacyjnej i zwiàzanej z nià gospodarki opartej na wiedzy – gospodarki, w której wiedza sta∏a si´ podstawowym czynnikiem wytwórczym, a konkurencja rynkowa opiera si´ na wyÊcigu innowacyjnym. Tempo tych zmian zmusza do podejmowania wcià˝ na nowo wyzwania, jakim jest potrzeba szybkiego dostosowywania si´ do nowoczesnoÊci. Olimpiada wywiàzuje si´ z tego z powodzeniem. Âwiadczy o tym przewodnia tematyka, podejmowana w kolejnych latach, w coraz wi´kszym stopniu orientowana na zagadnienia rozwoju przedsi´biorczoÊci w Êwiecie zglobalizowanej gospodarki i rosnàcego szybko znaczenia rynków finansowych.

M∏odzie˝ docenia Olimpiad´. Âwiadectwem tego jest fakt, ˝e przez wszystkie kolejne lata Olimpiada cieszy∏a si´ szerokim i nieustajàcym zainteresowaniem, przyciàgajàc dziesiàtki tysi´cy uczniów i uczennic szkó∏ Êrednich. DoÊwiadczenie 20 lat Olimpiady pozwala stwierdziç, ˝e bioràca w niej udzia∏ m∏odzie˝ wykazuje nie tylko coraz lepsze zorientowanie w w´z∏owych sprawach nowoczesnej gospodarki, lecz tak˝e umiej´tnoÊç stawiania rozsàdnych pytaƒ i dojrza∏ego dyskutowania. Laureaci Olimpiady dobrze sprawdzajà si´ na studiach, a nast´pnie w ˝yciu praktycznym.

Ekonomia to trudna dziedzina wiedzy, która zajmuje si´ przedmiotem o wielkim stopniu z∏o˝onoÊci, a przy tym musi sprostaç potrzebie nie tylko wyjaÊniania tego, co ju˝ zasz∏o, i tego co si´ dzieje, lecz tak˝e przewidywaniem tego, co nadchodzi i planowaniem niezb´dnych dzia∏aƒ dostosowawczych i zapobiegawczych. Sà to umiej´tnoÊci, których nie nabywa si´ ani w szkole, ani na studiach, lecz ostatecznie dopiero w praktyce gospodarczej. Natomiast od poczàtku adepci wiedzy ekonomicznej muszà uczyç si´ piel´gnowania i szanowania ró˝nic poglàdów, gdy˝ w dyscyplinie takiej, jak ekonomia, wspólny jest tylko j´zyk i aparatura poj´ciowa, natomiast nie ma uniwersalnej recepty na w∏aÊciwe konstruowanie metod analizy. Niezb´dna jest zawsze dyskusja, która pozwala ujawniaç ró˝ne aspekty problemów

284

Z ˝ycia naukowego

i dzi´ki temu wzbogacaç wiedz´ o praktyce gospodarczej. Olimpiada Wiedzy Ekonomicznej dobrze przysposabia naszà m∏odzie˝ do nale˝ytego pojmowania tych zasad i ich znaczenia.

Na szczególne podkreÊlenie zas∏uguje znajdujàca wyraz w wynikach Olimpiady wielka praca nauczycieli przedmiotów ekonomicznych, dzia∏ajàcych w szko∏ach ca∏ego kraju z widocznym zaanga˝owaniem. Trzeba te˝ doceniç wysi∏ek organizatorów i egzaminatorów, a tak˝e ˝yczliwà pomoc sponsorów, bez której trudno by∏oby zapewniç skuteczne dzia∏anie.

Z okazji tego pi´knego jubileuszu, na r´ce przewodniczàcej G∏ównego Komitetu Olimpiady Wiedzy Ekonomicznej, pani profesor Stanis∏awy Borkowskiej, komitet redakcyjny „Ekonomisty” sk∏ada serdeczne podzi´kowanie i wyrazy uznania wszystkim osobom, które przyczyni∏y si´ do powodzenia tego wa˝nego dzie∏a, wraz z najlepszymi ˝yczeniami dalszych sukcesów.

Zdzis∏aw Sadowski

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. Rysunki proste, wektorowe, w czerni. Linie na wykresach i pola mogą być w szarościach – rysunki powinny być czytelne w tej postaci, bez kolorów i efektów specjalnych (np. cieni, faz, płynnych przejść, tekstur, szrafów, efektów przestrzennych). Format wektorowy PDF, EPS, ostatecznie osadzone wykresy z Excela.

8. Nazewnictwo plików – teksty: Autor_Tytuł.docx (np. Jan Kowalski_Gospodarka polska.docx); streszczenia do artykułów: Autor_Streszczenia.docx (np. Jan Kowalski_Streszczenia.docx); ewentualne dodatkowe pliki nazywamy w analogiczny sposób: (np. Jan Kowalski_rysunek01.pdf).

9. 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.

10. 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.

11. Materiały zamieszczone w „EKONOMIŚCIE” są chronione prawem autorskim.

Przedruk tekstu może nastąpić tylko za zgodą Redakcji.

12. Redakcja nie zwraca tekstów i nie wypłaca honorariów autorskich.

PROPONUJEMY

ZAMIESZCZENIE

REKLAMY

TEMATYCZNIE ZWIĄZANEJ Z DZIEDZINĄ NAUK EKONOMICZNYCH Reklama w kolorze 2100 zł + 23% VAT (2583 zł brutto) Reklama czarno-biała 1600 zł + 23% VAT (1968 zł brutto) Cena dotyczy jednorazowej publikacji reklamy w pojedynczym numerze

Zainteresowanych prosimy o kontakt z Wydawnictwem Key Text Wydawnictwo Key Text sp. z o.o., 01-142 Warszawa, ul. Sokołowska 9/410 tel. 22 632-11-36, kom. 665-108-002 www.keytext.com.pl, e-mail: wydawnictwo@keytext.com.pl

Zapraszamy od poniedziałku do piątku w godzinach od 9.00 do 17.00

www.ekonomista.info.pl

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 roz­po­czy­ na się od naj­bliż­sze­go nu­me­ru po do­ko­na­niu wpła­ty na ra­chu­nek ban­ko­wy nr: 64 1160 2202 0000 0001 1046 1312 Wy­daw­nic­two Key Text sp. z o.o. ul. Sokołowska 9/410 (1 piętro), 01-142 War­sza­wa +48 22 632 11 36 Wersja papierowa: Ce­na jed­ne­go nu­me­ru w pre­nu­me­ra­cie krajowej w 2014 r. wy­no­si 55,65 PLN; ze zle­ ce­niem do­sta­wy za gra­ni­cę rów­na będzie ce­nie pre­nu­me­ra­ty kra­jo­wej plus rze­czy­wi­ste kosz­ty wy­sył­ki.

Wersja elektroniczna: Cena jednego numeru w prenumeracie w 2014 r. wynosi 49,20 PLN. Ce­na pre­nu­me­ra­ty za okres obej­mu­jący kil­ka nu­me­rów jest wie­lo­krot­no­ścią tej su­my.

11 Prenumerata realizowana przez „RUCH” S.A.

Prenumerata krajowa Zamówienia na prenumeratę w wersji papierowej i na e-wydania można składać bezpośrednio na stronie www.prenumerata.ruch.com.pl. Ewentualne pytania prosimy kierować na adres e-mail: prenumerata@ ruch.com.pl lub kontaktując się z Centrum Obsługi Klienta pod numerem: 22 693 70 00 lub 801 800 803 – czynne w godzinach 700 – 1800. Koszt połączenia wg taryfy operatora.

Pre­nu­me­ra­ta ze zleceniem wysyłki za granicę Informacji o warunkach prenumeraty i sposobie zamawiania udziela

RUCH S.A. Biuro Kolportażu – Zespół Obrotu Zagranicznego ul. Annopol 17A, 03-236 Warszawa Tel. +48 22 693 67 75, +48 22 693 67 82, +48 22 693 67 18 www.ruch.pol.pl Infolinia prenumeraty +48 801 443 122 koszt połączenia wg taryfy operatora.

11 „Kol­por­ter” S.A. – pren-kold@kolporter.com.pl, +48 22 35 50 471 do 478 11 „Gar­mond Press” S.A. – prenumerata.warszawa@garmondpress.pl, 01-106 Warszawa, ul. Nakielska 3,

EKONOMISTA CZASOPISMO POŚWIĘCONE NAUCE I POTRZEBOM ŻYCIA ZAŁOŻONE W ROKU 1900

2007 2

Indeks 357030 ISSN 0013-3205

2007

2 W numerze Beata Stępień Katarzyna Szarzec

Ewolucja poglądów teorii ekonomii na temat koncepcji człowieka gospodarującego Oded Stark

A Preference for Migration PawełΠKumor Jan Jacek Sztaudynger

Optymalne zróżnicowanie płac w Polsce – analiza ekonometryczna Jacek Prokop Marek Dietl

Monopolizacja triopolu

+48 22 836 69 21 11 Wersja elektroniczna (również numery archiwalne) do nabycia: www.ekonomista.info.pl Eko­no­mi­sta 2007, nr 2, s. 139–284

PolskA AkademiA Nauk Komitet Nauk Ekonomicznych

Polskie Towarzystwo Ekonomiczne

Wydawnictwo Key Text