Analiza przyczynowo-skutkowa inflacji w Polsce w latach 1993

Analiza przyczynowo-skutkowa inflacji w Polsce w latach 1993

A.99.3
Jerzy Czesław Ossowski
Katedra Ekonomii i Zarz dzania Przedsi biorstwem
Wydział Zarz dzania i Ekonomii
Politechnika Gda ska
IV Seminarium Naukowe Katedry Ekonomii i Zarz dzania Przedsi biorstwem Politechniki Gda skiej
nt.: „GOSPODARKA POLSKI W OKRESIE TRANSFORMACJI”,
Jastrz bia Góra 26-27 wrzesie 1999 r.
ANALIZA PRZYCZYNOWO-SKUTKOWA INFLACJI W POLSCE
W LATACH 1993-1998
1. ZMIANY INFLACJI W POLSCE W LATACH 1990 - 1998
Naturaln cech gospodarki rynkowej jest wzajemne dostosowywanie si popytu, poda y i cen
na rynkach dóbr i usług konsumpcyjnych, produkcyjnych oraz na rynkach kredytowo-pieni nych.
Wzajemne powi zanie rynków, przy jednoczesnych ró nych formach ich zorganizowania oraz
stopniach konkurencyjno ci, prowadzi do ró ni cych si w poszczególnych segmentach gospodarki
zmian cen. W okre lonych warunkach zmiany te maj charakter inflacyjny. Powszechnie inflacja jest
rozumiana jako wzrost przeci tnego poziomu cen. Aktualnie w praktyce makroekonomicznej
wyró nia si dwa podstawowe mierniki charakteryzuj ce inflacj . Jednym z nich jest indeks cen dóbr
i usług konsumpcyjnych (ICKt). Drugim z mierników jest deflator Produktu Krajowego Brutto
(ICYt). Mierniki te ró ni si technik ich wyznaczania oraz nieco innym sposobem interpretacji
(por.: [1]s.44). Indeks cen dóbr i usług konsumpcyjnych niekiedy nazywa si wska nikiem cen dóbr
konsumpcyjnych (WCD). Wska nik ten okre lany jest w skali rocznej, kwartalnej lub miesi cznej. Za
jego pomoc mierzy si zmiany kosztu nabycia ustalonego koszyka dóbr i usług konsumpcyjnych.
Zakładaj c, e w koszyku dóbr mie ci si m dóbr i usług nabywanych w ilo ciach q przy cenach p
indeks zmian cen detalicznych oblicza si według nast puj cej zasady:
ICKt = WKDt / WKD0 (1)
gdzie:
1
t = 1,2,3,...
– numer okresu (roku, kwartału, miesi ca)
WKDt = Σptiq0i – warto
ustalonego koszyka dóbr i usług mierzonego w cenach pti z okresu
badanego t,
WKD0 = Σp0iq0i – warto
ustalonego koszyka dóbr i usług mierzonego w cenach p0i z okresu
bazowego,
i = 1,2,3,...,m – numer dobra
Zakładamy, i okresem bazowym mo e by dowolny okres t. Je li ICKt > 1 powiemy, e
koszty utrzymania w okresie t w relacji do okresu bazowego wzrosły. W przypadku, gdy ICKt <1
mo emy mówi , i koszty utrzymania w okresie t w relacji do okresu bazowego zmalały.
Deflator produktu krajowego brutto definiowany jest jako stosunek nominalnego
produktu krajowego brutto do jego realnej warto ci. Je li PKB obejmuje n składników (dóbr i usług
finalnych) wytworzonych w roku t w ilo ciach yti a których ceny jednostkowe wynosz pti, wówczas
nominalny produkt krajowy (NYt) zdefiniujemy nast puj co:
NYt = Σptiyti
Z kolei warto
(2)
realn PKB (Yt) wyznaczamy poprzez wprowadzenie do równania (2) cen
poszczególnych składników odnosz cych si do okresu bazowego. W tej sytuacji warto
realna jest
równa:
Yt = Σp0i yti
(3)
W rezultacie deflator PKB okre limy nast puj co:
ICYt = NYt/Yt
(4)
W praktyce, celem wyznaczenia deflatora przyjmuje si , i okresem bazowym jest okres
poprzedni. W tych warunkach produkcj
z danego okresu (t) wyra a si
w cenach z okresu
poprzedniego (t-1). Tym samym produkcj w cenach ubiegłego okresu uznaje si za warto
realn .
W rezultacie otrzymuje si zbiór indeksów ła cuchowych przypisanych poszczególnym latom. Na ich
podstawie okre li
mo na indeks jednopodstawowy opisuj cy przeci tne zmiany cen cz ci
składowych PKB w relacji do wyró nionego okresu.
W wyniku porównania obu wyró nionych indeksów charakteryzuj cych inflacj w skali
makroekonomicznej stwierdzamy, i :
•
ICKt jest indeksem typu Laspeyres’a, natomiast deflator PKB jest indeksem typu Paasche’go,
•
ICKt ujmuje sob
zmiany cen dóbr i usług konsumpcyjnych krajowych i importowanych,
natomiast deflator PKB obejmuje dobra i usługi finalne (w tym dobra inwestycyjne)
wyprodukowanych jedynie w kraju,
•
ICKt okre la zmiany w poziomie kosztów utrzymania, natomiast deflator PKB jest syntetyczn
miar zmian w poziomie kosztów wytwarzania i utrzymania w skali całej gospodarki kraju.
2
Z powy szego wynika, i pomiar inflacji nie jest jednoznaczny. Z uwagi jednak na fakt, i
ostatecznym celem działalno ci gospodarczej jest zaspakajanie potrzeb konsumpcyjnych, powszechnie
inflacj ocenia si w oparciu o indeks cen dóbr i usług konsumpcyjnych.
W przypadku, gdy wska niki cen maj
posta
indeksów jednopodstawowych, na ich
podstawie okre li mo emy roczne (w okre lonych przypadkach kwartalne lub miesi czne) stopy
zmian cen. Je li dla wi kszej wygody indeks cen dóbr i usług konsumpcyjnych lub deflator PKB
okre limy za pomoc symbolu Pt, wówczas stop wzrostu cen zdefiniujemy nast puj co:
SWCt = [(Pt – Pt-1)/Pt-1] 100% = [(Pt/Pt-1) –1] 100%
(5)
Na podstawie (5) powiemy jaki jest procentowy roczny, kwartalny lub miesi czny wzrost
poziomu cen. W tabeli 1 przedstawiono indeksy cen dóbr i usług konsumpcyjnych, deflator PKB oraz
obliczone na ich podstawie roczne stopy wzrostu cen.
Tabela 1
Podstawowe wska niki roczne charakteryzujace inflacj w Polsce w latach 1990 - 1998
Deflator PKB
LATA
(1990=1,00)
ICYt
Indeks cen dóbr
Indeks cen dóbr
konsumpcyjnych konsumpcyjnych
Roczna stopa
Roczna stopa
wzrostu
wzrostu cen dóbr
deflatora PKB
konsumpcyjnych
(1990=1,00)
(1998=1,00)
w%
w%
ICKt
ICKt
SWCYt
SWCKt
1990r.
1,0000
1,0000
0,11662
-------
-------
1991r.
1,5523
1,7030
0,19861
55,23%
70,30%
1992r.
2,1505
2,4350
0,28398
38,54%
42,98%
1993r.
2,8085
3,2950
0,38427
30,60%
35,32%
1994r.
3,8352
4,3560
0,50801
36,55%
32,20%
1995r.
4,9078
5,5670
0,64924
27,97%
27,80%
1996r.
5,8253
6,6750
0,77846
18,69%
19,90%
1997r.
6,6436
7,6696
0,89446
14,05%
14,90%
1998r.
7,4311
8,5746
1,00000
11,85%
11,80%
ródło: Obliczenia własne na podstawie danych GUS
Wykorzystuj c dane zawarte w tabeli 1 powiemy, e na skutek zmian cen elementów składowych
produktu krajowego brutto jego warto
mierzona w cenach bie cych w 1990 i wynosz ca 1 mln
złotych jest równowa na 7,4311 mln złotych tego produktu w 1998 roku. Oznacza to, e poziom cen
produktów finalnych wytwarzanych w gospodarce wzrósł o około 643%. Podstawowym jednak
skutkiem inflacji jest spadek siły nabywczej pieni dza – jego deprecjacja. O skali utraty warto ci
3
przez pieni dz, a wi c o skali utraty jego siły nabywczej mo na odczyta informacje bezpo rednio z
indeksów cen dóbr i usług konsumpcyjnych. Na przykład traktuj c rok 1990 jako bazowy powiemy,
e 8 złotych 57 groszy z 1998 roku maj sił nabywcz jednej złotówki z 1990 roku. Z kolei
dokonuj c przekształce indeksu i przyjmuj c, i 1998 rok jest rokiem bazowym powiemy, e 1
złotówka z tego roku ma sił nabywcz około 11,7 groszy z roku 1990.
Analiza rocznych stóp wzrostu cen pozwala stwierdzi , i w rozpatrywanych latach inflacja
wykazywała tendencj malej c . Tego typu zjawisko nazywa si dezinflacj . Zauwa my, e w miar
obni ania si tempa wzrostu cen roczne stopy deflatora w coraz wi kszym stopniu upodabniaj si do
rocznych stóp wzrostu cen dóbr i usług konsumpcyjnych.
2. UWARUNKOWANIA INFLACJI W POLSCE
W OKRESIE 1993 KWARTAŁ I – 1998 KWARTAŁ IV
W literaturze ekonomicznej wyodr bnia si dwie podstawowe grupy przyczyn inflacji. Do
pierwszej z nich zalicza si przyczyny o charakterze popytowym. Mówi si wówczas o inflacji
ci gnionej przez popyt. Z kolei w drugiej grupie ujmuje si przyczyny o charakterze kosztowym, co
okre la si mianem inflacji pchanej przez koszty (por.: [4]s.510-521, [5]s.208-214, [11]s.382-388]).
W ramach pierwszej grupy przyczyn wymienia si :
•
niewła ciw polityk fiskaln pa stwa,
•
niewła ciw polityk monetarn .
O niewła ciwej polityce fiskalnej mówi si wtedy, gdy w jej wyniku nast puje wzrost popytu
globalnego przewy szaj cy potencjalne mo liwo ci gospodarki. W rezultacie gospodarka nie mog ca
sprosta nadmiernemu popytowi generuje wzrost poziomu cen. Z polityk nadmiernych wydatków
pa stwa generuj c inflacj zwykle idzie w parze ust pliwa polityka monetarna banku centralnego.
Rezultatem tego jest stosunkowo du a poda pieni dza. Dlatego zdaniem monetarystów główn
przyczyn
inflacji jest wi ksza dynamika wzrostu poda y pieni dza, ani eli dynamika wzrostu
realnego produktu krajowego. Zauwa my, e na gruncie teoretycznym o inflacji ci gnionej przez
popyt mo emy mówi , gdy w warunkach wolnorynkowych gospodarka zbli a si do poziomu pełnego
wykorzystania czynników, czyli do produktu potencjalnego.
Koncepcja inflacji kosztowej nie wymaga przyj cia zało e
o pełnym wykorzystaniu
czynników. W jej ramach inflacja mo e mie miejsce nawet w przypadku du ego bezrobocia. W ród
przyczyn kosztowych warunkuj cych inflacj wyró ni nale y:
•
polityk prowadzon przez zwi zki zawodowe,
•
monopolizacj
rynków, w tym głównie rynków produktów strategicznych (czynniki
energetyczne),
•
wzrost cen surowców na rynkach wiatowych (czynnik egzogeniczny).
4
•
wzrost podatków po rednich,
•
nadmierny udział sektora pa stwowego w gospodarce,
•
nadmierny protekcjonizm,
•
szybki post p techniczny prowadz cy do przy pieszonych odpisów amortyzacyjnych.
O wpływie zwi zków zawodowych na inflacj mówimy wtedy, gdy s one wystarczaj co
silne, aby wymusi wzrost wynagrodze nie maj cy odzwierciedlenia w wydajno ci pracy. Rezultatem
tego b dzie wzrost kosztów prowadz cy do wzrostu przeci tnego poziomu cen. Przyczyn tego typu
post powania zwi zków upatrywa
mo na w nierównomiernym rozwoju bran
i gał zi
gospodarczych. W cz ci z tych bran lub gał zi na skutek post pu technicznego nast puje wzrost
wydajno ci, a tym samym wzrost wynagrodze . Prowadzi to do zró nicowa
strukturalnych w
zakresie wynagrodze w skali kraju. Zwi zkowcy z bran w których nie obserwuje si wzrostu
wydajno ci, zmierza b d do wzrostu wynagrodze celem zachowania historycznie ukształtowanych
struktur płacowych. Je li skupieni s oni w bran ach o strategicznym znaczeniu dla gospodarki
wymusi
mog korzystne dla siebie zmiany płacowe. Przyjrzyjmy si
oszacowaniom dynamiki
wydajno ci pracy oraz wynagrodze nominalnych w górnictwie, przemy le przetwórczym, dostaw
energii, gazu i wody oraz w budownictwie. Dane na ten temat ujmuje Tabela 2.
Tabela 2
Przeci tna roczna dynamika wzrostu wydajno ci pracy i wynagrodze nominalnych
w wybranych sekcjach gospodarczych
w Polsce w okresie 1993 kwartał I – 1998 kwartał IV
WYDAJNO
PRACY
GÓRNICTWO I
KOPALNICTWO
PRZEMYSŁ
PRZETWÓRCZY
ZAOPATRZENIE
W ENERGI
ELEKTRYCZN ,
GAZ I WOD
PRODUKCJA
BUDOWLANOMONTA OWA
3,71%
7,39%
-1,84%
14,02%
25,39%
26,84%
WYNAGRODZENIA
27,78%
27,18%
NOMINALNE
ródło: oszacowanie własne na podstawie danych GUS
Analizuj c Tabel
2 stwierdzamy stosunkowo du
rozpi to
w dynamice wzrostu
wydajno ci. W przypadku sekcji zaopatrzenia w energi elektryczn , gaz i wod obserwujemy wr cz
spadek wydajno ci. Tymczasem dynamiki wzrostu wynagrodze
nominalnych we wszystkich
wyró nionych sekcjach gospodarczych wykazywały stosunkowo małe zró nicowanie.
Bardzo istotna z punktu widzenia inflacji mo e by polityka protekcjonistyczna pa stwa
prowadzona na rzecz monopoli nie tylko pa stwowych, ale równie prywatnych. W warunkach
polskich polityce takiej sprzyja b dzie zbyt wolny proces prywatyzacji a w rezultacie nieczysto
reguł rz dz cych procesami gospodarczymi. W konsekwencji przedsi biorstwa zdobywaj c sobie
5
pozycje monopolistyczne (nie tylko w skali globalnej, ale równie lokalnej, np. elektrociepłownie)
przerzucaj wszelkiego rodzaju koszty w ceny produktów.
Zauwa my, e górnictwo w glowe, energetyka oraz ciepłownictwo w analizowanych latach
posiadały
siln
pozycj
monopolistyczn .
Skupione
były
w
grupie
przedsi biorstw
niesprywatyzowanych, co stanowiło doskonałe podło e do prowadzenia na ich rzecz polityki
protekcjonistycznej pa stwa. Opanowane były jednocze nie przez silne i rewindykacyjnie nastawione
zwi zki zawodowe, co potwierdzaj dane dotycz ce wydajno ci i wynagrodze przedstawione w
tabeli 2. Konsekwencj
takiej sytuacji było podnoszenie poziomu wynagrodze . W warunkach
ustabilizowanej wydajno ci prowadziło to do wzrostu cen czynników energetycznych (energii
elektrycznej, gazu i ciepłej wody). Poniewa czynniki energetyczne s powszechnie zu ywanymi w
gospodarce produktami po rednimi, konsekwencj wzrostu ich cen był wzrost kosztów produkcji w
skali całej gospodarki. Nie mniej powszechnymi produktami po rednimi wykorzystywanymi w
procesach produkcji s paliwa. Na zmian ich cen wpływ maj ceny wiatowe ropy naftowej, kurs
złotówki, wiatowe ceny paliw a ponadto wysoko
akcyzy oraz stawki celne decyduj ce o stopniu
konkurencyjno ci na rynku paliw. Zmiany tych elementów rzutuj na krajowe koszty produkcji. W
tabeli 3 zostały przedstawione indeksy cen paliw i smarów oraz indeksy cen dostaw energii
elektrycznej, gazu i wody na w okresie od I kwartału 1993 roku do IV kwartału 1998 roku.
Interesuj ce jest porównanie wyró nionych indeksów z indeksem cen dóbr i usług konsumpcyjnych.
Stwierdzamy, i w analizowanym okresie poziom przyrostu cen dostaw energii elektrycznej, gazu i
wody w przybli eniu był równy poziomowi cen dóbr konsumpcyjnych. W tym samym okresie
dynamika wzrostu cen paliw była wolniejsza.
3. ZAŁO ENIA DO KWARTALNEGO MODELU INFLACJI W POLSCE
W LATACH 1993 - 1998
Przed sformułowaniem ostatecznych zało e do ekonometrycznego modelu przyczynowoskutkowego opisuj cego proces inflacji w Polsce w ostatnich latach przeanalizujmy sytuacj
przedstawion na Rysunku 1.
Punktem wyj cia jest poło enie krzywych popytu globalnego SAD1 i poda y globalnej SAS1.
Punkt przeci cia tych krzywych (A) wyznacza poziom cen PA oraz poziom produktu globalnego
zrównowa onego z popytem globalnym (YA). Ró nica pomi dzy produktem potencjalnym Ypot a
produktem zrównowa onym okre lonym przez YA wyznacza poziom bezrobocia. Na skutek zmian
czynników kosztowych takich jak:
6
•
nieadekwatny wzgl dem wydajno ci wzrost wynagrodze w bran ach zaopatrzeniowych,
•
wzrost cen czynników energetycznych,
•
wzrost cen surowców na rynku wiatowym
nast puje przesuni cie krzywej poda y w gór
na pozycj
SAS2. Wyznacza to nowy punkt
równowagi B, co prowadzi do wy szego poziomu cen PB i jednoczesnego spadku produkcji
zrównowa onego z popytem globalnym do poziomu YB. Sytuacja ta wywoływałaby wzrost
bezrobocia i jednoczesne ubo enie społecze stwa na skutek wzrostu cen i spadku dochodów.
Oznaczałoby to stagflacj . To z kolei groziłoby dekoniunktur
zahamowaniem
nakładów
inwestycyjnych.
W
rezultacie
gospodarcz
długookresowa
i w konsekwencji
funkcja
poda y
reprezentowana tutaj przez lini produktu potencjalnego (Ypot) nie przesuwałaby si w praw stron .
P
LAS SAS2
SAS1
PC
Efekt popytowy
Efekt kosztowy
PB
C
B
SAD2
A
PA
YB
Efekt kosztowy
Efekt popytowy
YA
YC
SAD1
Ypot
Y
Rys. 1 Schemat wpływu czynników kosztowych oraz
popytowych na poziom cen (P) i poziom
zrównowa onego z popytem globalnym produktu
krajowego brutto (Y)
Zauwa my, e w praktyce wzrost poziomu cen prowadzi b dzie do waloryzacji wynagrodze
sfery bud etowej, rent i emerytur oraz ró nego rodzaju zasiłków. Zwi ksz si wi c wydatki pa stwa.
W sensie teoretycznym oznacza to przesuni cie krzywej popytu globalnego w kierunku pozycji SAD2.
Nowy punkt równowagi C znajduj cy si na przeci ciu krzywych SAS2 i SAD2 prowadzi do zmiany
poziomu cen oraz umo liwia przywrócenie wcze niejszego poziomu produkcji zrównowa onej. W
okre lonych warunkach ceny dodatkowo wzrosn do poziomu PC, natomiast produkcja zrównowa ona
przesunie si do YC równej wcze niejszej pozycji YA. Gdyby natomiast na skutek wzrostu wydatków
7
pa stwa nast piło przesuni cie krótkookresowej funkcji popytu w ten sposób, i YC przewy szyłoby
Ypot wówczas popyt globalny przewy szyłby potencjalne mo liwo ci gospodarcze kraju. W takiej
sytuacji powstałaby gro ba niekontrolowanej inflacji maj cej ju charakter czysto popytowy. Jej
wynikiem byłoby zahamowanie wzrostu gospodarczego. Rozwi zaniem najlepszym jest uło enie si
punktu równowagi C w ten sposób, i YC zajmie pozycje pomi dzy YA i Ypot. Jak si wydaje
odpowiada to sytuacji Polski w latach 1994 -1997 w których obserwowali my wzrost gospodarczy w
warunkach wygasaj cej inflacji oraz malej cego bezrobocia. Nale y s dzi , i w 1998 roku na skutek
tak zwanej „polityki schładzania” i ograniczania wydatków pa stwa punkt równowagi C wyznaczył
poziom zrównowa onej produkcji YC pomi dzy wielko ciami YB i YA. W rezultacie nast pił nieco
szybszy ni oczekiwano spadek wzrostu cen. Jednocze nie procesowi temu zacz ł towarzyszy wzrost
stopy bezrobocia i wolniejszy wzrost produktu krajowego brutto.
Przeprowadzona analiza upowa nia nas do postawienia hipotezy, i inflacja w Polsce w latach
1993-1998 miała charakter kosztowo-popytowy. Za pobudzaj ce j impulsy uzna mo na czynniki
kosztowe takie jak: poziom cen dostaw energii elektrycznej, gazu, ciepłej wody oraz poziom cen
paliw. Wywołany tym czynnikami wzrost kosztów w całej gospodarce prowadził do wzrostu ogólnego
poziomu cen. Konsekwencj impulsu kosztowego inflacji staje si potrzeba waloryzacji zasiłków,
emerytur oraz wynagrodze w sferze bud etowej. Przeprowadza si j w oparciu o oczekiwany
poziom inflacji. Zauwa my, e jednocze nie w wielu przedsi biorstwach produkcyjnych dokonuje si
indeksacji wynagrodze . Wszystko to prowadzi do wzrostu popytu globalnego i dodatkowego
przyrostu cen. Przyrost ten jest tym wi kszy im mniejsza jest ró nica pomi dzy popytem globalnym
zrównanym z produktem a produktem potencjalnym gospodarki. Sytuacja ta odpowiada
proponowanemu w literaturze ekonomicznej (por.: [1]s.516, [3]s.221-224, 498-502) formalnemu
zapisowi, który uogólniaj c i przystosowuj c do mo liwo ci weryfikacji empirycznej przedstawi
mo emy w nast puj cej postaci:
πt = a πe(t) + b [(Yt – Ypot)/Ypot] + c Zt
(6)
gdzie:
πe(t)
- wielko
oczekiwanej inflacji w postaci ułamka w okresie t,
πt = SWCt/100
- wielko
rzeczywistej inflacji w postaci ułamka w okresie t,
[(Yt – Ypot)/Ypot]
- relacja produktu rzeczywistego zrównanego z popytem globalnym
do produktu potencjalnego,
Zt
- poziom cen czynników kosztowych inflacji.
Przed ostatecznym sformułowaniem modelu maj cego posłu y opisowi przyczyn inflacji
zinterpretujmy wyró nione trzy człony w równaniu (6). Zauwa my, e wyra enie aπ
πe(t) pozwala
wyja ni efekty inercyjne inflacji. Je li oczekiwany na okres t poziom inflacji wzro nie, nale y si
liczy ze wzrostem inflacji w danym okresie. Oznacza to, i parametr a powinien by wi kszy od zera
8
i mniejszy od jedno ci. Przypadek, w którym parametr ten byłby wi kszy od jedno ci wskazywałby, i
pa stwo utraciło kontrol nad inflacj . Inflacja miałaby wówczas charakter czysto inercyjny o silnej
dynamice. W krótkim okresie nabrałaby ona charakteru hiperinflacji. W tej sytuacji pozostałe czynniki
uwzgl dnione w równaniu (6) utraciłyby znaczenie. W praktycznych rozwi zaniach modelowych
oczekiwany poziom inflacji ujmuje si
za pomoc
jego rzeczywistego poziomu z okresów
poprzednich (por: [3]s.500-507).
Drugi z członów równania (6) wskazuje na wpływ nadmiernego popytu globalnego na poziom
inflacji. Je li zrównowa ona z popytem globalnym produkcja jest mniejsza od produkcji potencjalnej
inflacja ma charakter wygasaj cy. Je li jest wi ksza od produktu potencjalnego ma charakter
narastaj cy. W tej sytuacji parametr b powinien by wi kszy od zera. Rozwi zanie to ma charakter
czysto teoriopoznawczy. Przeło enie tego rozwi zania na j zyk praktyczny wymagałoby oszacowania
z jednej strony produktu potencjalnego a z drugiej strony popytu globalnego zrównowa onego z
produktem rzeczywistym. W praktyce badawczej dokona mo emy modyfikacji tej cz ci równania
(6). Zauwa my bowiem, e im bardziej gospodarka zbli a si ze stanami swojej równowagi do
produktu potencjalnego tym dro sze i jednocze nie mniej wydajne czynniki zaczynaj by przez ni
anga owane. W uj ciu modelowym oznacza to,
e przybli aj c si
do produktu potencjalnego
zmieniaj si proporcje mi dzy wydajno ci i wynagrodzeniami. Proporcje te zmieniaj si w ten
sposób, i w uj ciu modelowym w warunkach stało ci wydajno ci wzrost wynagrodze prowadzi
b dzie do wzrostu inflacji. Z drugiej strony w warunkach stało ci wynagrodze wzrost wydajno ci
wywoływa b dzie spadek inflacji. Zast puj c w równaniu (6) ró nic mi dzy popytem globalnym a
produktem potencjalnym dwiema zmiennymi jakimi s wydajno
pracy i wynagrodzenia osi gamy
pierwotny cel zwi zany z uwzgl dnieniem wpływu czynników popytowych na inflacj .
Trzeci człon równania (6) wskazuj cy na wpływ czynników kosztowych na inflacj okre la
si
cz sto mianem „szoków cenowych” (por.: [3]s.496-497]. W przypadku konstrukcji modelu
ekonometrycznego uwzgl dnienie tego członu wymaga wyspecyfikowania najistotniejszych dla
poziomu inflacji czynników. Dokonana tutaj analiza wskazała na potrzeb uwzgl dnienia takich
czynników inflacjogennych jak poziom cen dostaw energii elektrycznej, gazu i ciepłej wody oraz cen
paliw i smarów.
Powy sze
wnioski
zostały
uwzgl dnione
przy
konstrukcji
kwartalnego
modelu
ekonometrycznego słu cego opisowi inflacji w Polsce w latach 1993 – 1994. Wst pnie postawiono
zbiór hipotez roboczych w my l których poziom inflacji mierzony indeksem cen dóbr i usług
konsumpcyjnych (ICK) jest:
•
dodatnio uzale niony od wzrostu poziomu cen dostaw energii, gazu i wody,
•
dodatnio uzale niony od wzrostu poziomu cen detalicznych paliw i smarów,
•
ujemnie uzale niony od wzrostu produktywno ci pracy w przemy le,
•
dodatnio uzale niony od wzrostu wynagrodze w przemy le.
9
Z uwagi na inercyjny charakter inflacji rozpatrywanemu modelowi nadano posta
dynamiczn . W trakcie prowadzonych bada
wpływ na inflacj jest skłonno
stwierdzono, i dodatkowym czynnikiem maj cym
do oszcz dzania. Najlepszym miernikiem tego czynnika okazały si
depozyty netto gospodarstw domowych. W rezultacie weryfikacji empirycznej poddano nast puj cy
model:
b
b
b
b
b
ICK t = A ⋅ ICK at −1 ⋅ ICKPt 1 ⋅ ICPE t 2 ⋅ EFt 3 ⋅ WN t 4 ⋅ DN t +51 ⋅ e u t
(7)
gdzie:
ICKt
- indeks cen dóbr i usług konsumpcyjnych w okresie t,
ICKPt - indeks cen paliw i smarów w okresie t,
ICPEt -indeks cen dostaw energii elektrycznej, gazu i ciepłej wody w okresie t,
EFt
- wydajno
WNt
- wynagrodzenia nominalne netto w gospodarce narodowej w okresie t,
pracy w gospodarce narodowej w okresie t,
DNt+1 - depozyty nominalne netto gospodarstw domowych ujawnione w okresie t+1,
ut
- składnik zakłócaj cy modelu.
Powy szy model charakteryzuje si stałymi elastyczno ciami poszczególnych czynników,
którymi s parametry wyst puj ce w postaci pot g. Z uwagi na dynamiczny charakter modelu na
podstawie parametrów definiujemy krótkookresowe oraz długookresowe efekty mno nikowe zmiany
indeksu cen dóbr i usług konsumpcyjnych. W rezultacie krótkookresowa elastyczno
wpływu
czynnika i-tego jest równa:
Esi = bi
(8)
Na podstawie (8) powiemy, e w warunkach stało ci pozostałych zmiennych wzrost czynnika
i-tego o 1% w okresie t wywoła zmian ICK w okresie t o bi %.
Elastyczno
długookresowa definiowana jest nast puj co:
Eli = bi/(1-a)
(9)
Na podstawie (9) powiemy, e w warunkach stało ci pozostałych zmiennych wzrost czynnika
i-tego o 1% w okresie t, prowadzi
b dzie do ostatecznej (granicznej) zmiany poziomu cen
detalicznych o [bi/(1-a)]%. Tak wi c elastyczno
ta wskazuje na ostateczne efekty mno nikowe
zwi zane ze zmian czynnika i-tego, jaka nast piła w okresie t. Jest to wi c efekt jaki mo emy
odnotowa z chwil wyga ni cia oddziaływania impulsu inflacyjnego.
10
4. WYNIKI OSZACOWA I INTERPRETACJA KWARTALNEGO MODELU
INFLACJI W POLSCE W LATACH 1993 - 1998
Model (7) po obustronnym zlogarytmowaniu i sprowadzeniu do postaci zlinearyzowanej
oszacowano stosuj c metod
najmniejszych kwadratów. Przy szacowaniu wykorzystano dane
statystyczne zawarte w tabeli 3. Nale y podkre li , i procedurze weryfikacyjnej poddano kilka jego
wersji. Zwi zane było to z ró nymi sposobami pomiaru wydajno ci pracy w gospodarce. Wydajno
t bowiem obliczono dziel c poziom produktu krajowego brutto przez liczb pracuj cych ocenion na
podstawie sprawozdawczo ci rejonowych urz dów pracy (wersja I), bada reprezentacyjnych BAEL
(wersja II) oraz bezpo rednich danych GUS dotycz cych przeci tnego zatrudnienia kwartalnego w
sektorze przedsi biorstw (wersja III). Ka da z oszacowanych wersji modelu potwierdzała wst pnie
postawione hipotezy robocze. Jednak wersja III, uwzgl dniaj ca wydajno
pracy i wynagrodzenia w
sektorze przedsi biorstw, uznana została za najlepiej spełniaj ca wymogi statystyczne. Wynika to
prawdopodobnie z faktu, i przeci tne zatrudnienie w sektorze przedsi biorstw obejmuje osoby
pracuj ce w pełnym wymiarze godzin i osoby w niepełnym wymiarze po przeliczeniu ich na pełno
zatrudnionych. W dwu pierwszych wersjach podana jest natomiast ł czna liczba zatrudnionych bez
korekty zwi zanej z prac na niepełnym etacie. Wyniki oszacowa wersji III modelu przedstawiaj si
nast puj co:
ln ICK t = − 1,53+ 0,488 ln ICK t −1 + 0,121 ln ICKPt + 0,269 ln ICPE t
( 6.8)
( 7 ,19)
( 3,11)
( 5,86)
− 0,309 ln EFt + 0,357 ln WN t − 0,148 ln DN t +1 + û t
( 6.98)
( 8,45)
(10)
( 4, 33)
R 2 = 0,9998, DW = 2,078, DWh = 0,194(prob.846) σˆ = ±0,0052
Zauwa my,
e znajduj ce si
pod ocenami parametrów strukturalnych modelu warto ci
statystyk t-Studenta s na tyle wysokie, i pozwalaj w ka dym przypadku odrzuci hipotez o
nieistotnym wpływie zmiennych obja niaj cych na zmienn obja nian z prawdopodobie stwem
wi kszym od 0,999. Mo emy si wi c myli w mniej ni 1 przypadku na 1000 oceniaj c kierunki
wpływu uwzgl dnionych czynników na poziom cen. Współczynnik determinacji wskazuje,
zmienno
e
teoretyczna zlinearyzowanej postaci modelu stanowi 99,98% jego zmienno ci empirycznej.
Warto ci obu statystyk autokorelacji z du ym prawdopodobie stwem wykluczaj
mo liwo
wyst pienia silnego skorelowania w czasie czynników losowych. Wskazuje to, e pomini te zmienne
maj ce wpływ na poziom cen w okresie próbkowym wykazywały zmienno
wykazywały
adnej zmienno ci. Odchylenie standardowe wskazuje,
czysto losow lub nie
e przeci tny udział ró nic
pomi dzy warto ciami empirycznymi i teoretycznymi w poziomie teoretycznym postaci pierwotnej
modelu stanowi około 0,5%.
11
Tabela 3
Podstawowe indeksy charakteryzuj ce inflacj
w Polsce w okresie 1993 kw I –1998 kw.IV (1993 kw.I = 1,00)
OKRES
1993Q1
1993Q2
1993Q3
1993Q4
1994Q1
1994Q2
1994Q3
1994Q4
1995Q1
1995Q2
1995Q3
1995Q4
1996Q1
1996Q2
1996Q3
1996Q4
1997Q1
1997Q2
1997Q3
1997Q4
1998Q1
1998Q2
1998Q3
1998Q4
Indeks
Indeks cen
Indeks cen
Indeks cen
wynagrodze
dóbr
paliw i smarów dostaw energii nominalnych
konsumpcyjelektrycznej,
w sektorze
nych
gazu i wody
przedsi biorstw
ICK
1,0000
1,0598
1,1149
1,2124
1,3081
1,3957
1,4850
1,6113
1,7401
1,8367
1,8681
1,9658
2,0986
2,2022
2,2436
2,3413
2,4596
2,5347
2,5644
2,6504
2,8015
2,8667
2,8516
2,8942
ICKP
1,0000
1,0815
1,1110
1,1790
1,2226
1,2613
1,3657
1,4221
1,4235
1,4258
1,5025
1,5787
1,5787
1,7852
1,8334
1,8803
1,9332
2,0294
2,1171
2,1846
2,3091
2,2741
2,2891
2,2938
ICPE
1,0000
1,1220
1,2499
1,2837
1,3709
1,4834
1,6258
1,7575
1,8998
1,9207
2,0321
2,0666
2,2340
2,2809
2,2900
2,3037
2,5138
2,5350
2,5480
2,5456
2,7517
2,7953
2,8029
2,8002
IWN
1,0000
1,0704
1,1161
1,2841
1,3415
1,4645
1,5278
1,7872
1,8072
1,9875
2,0323
2,3106
2,3237
2,5167
2,5881
2,8953
2,8759
3,1011
3,1995
3,4978
3,4683
3,6652
3,7417
4,0341
indeks
wydajnosci
pracy
w sektorze
przedsi biorstw
IEF
1,0000
1,0714
1,1060
1,1210
1,0871
1,1564
1,1997
1,2083
1,1625
1,2200
1,2691
1,2662
1,2134
1,3012
1,3685
1,3687
1,2807
1,3801
1,4429
1,4421
1,3322
1,4204
1,4859
1,4687
Indeks
nominalnych
depozytów
netto
gospodarstw
domowych
IDN
1,0000
1,0877
1,1808
1,2806
1,3468
1,4425
1,5553
1,7257
1,9204
2,0143
2,1683
2,3392
2,5724
2,6682
2,7509
2,8769
3,1214
3,3364
3,5236
3,8188
4,1211
4,3128
4,5378
4,7928
ródło: Obliczenia własne na podstawie danych GUS
Zastanówmy si
obecnie nad krótko i długookresowymi zmianami cen dóbr i usług
konsumpcyjnych wynikaj cych ze zmiany czynników uwzgl dnionych w oszacowanej wersji modelu
(10). Tak wi c powiemy, e w warunkach stało ci pozostałych zmiennych wzrost poziomu cen paliw i
smarów w danym kwartale o 1% prowadził do wzrostu przeci tnego poziomu cen dóbr i usług
konsumpcyjnych w tym samym kwartale o około 0,121%. Na skutek efektów mno nikowych przyrost
ten po dwóch kwartałach wynosił w przybli eniu 1,180%. W rezultacie jednoprocentowego wzrostu
cen paliw i smarów graniczny wzrost poziomu cen dóbr i usług konsumpcyjnych wynosił około
0,237%, co wylicza si na podstawie formuły (9). W przyblio eniu do wielko ci tej dochodzi si w
ci gu roku (czterech kwartałów).
12
W przypadku wzrostu poziomu cen dostaw energii elektrycznej, gazu i wody o 1% w danym
kwartale przeci tny przyrost cen dóbr i usług w tym samym kwartale wynosił około 0,269 %.
Prowadziło to do ostatecznego przyrostu cen dóbr i usług o około 0,525%
W kontek cie powy szych wyników interesuj ce wydaj si rezultaty zwi zane z członem
opisuj cym stron popytow inflacji. Zauwa my, e w warunkach stało ci pozostałych zmiennych (w
tym w warunkach stało ci wynagrodze ) wzrost wydajno ci pracy o 1% w danym kwartale prowadził
do spadku poziomu inflacji w tym samym kwartale o około 0,309%. W długim okresie zapewniałoby
to przeci tny spadek inflacji o koło 0,604%. Z drugiej strony wzrost wynagrodze (w warunkach
stało ci pozostałych zmiennych, w tym stało ci wydajno ci pracy) o 1% w danym kwartale prowadził
do przeci tnego przyrostu przeci tnego poziomu cen w tym samym kwartale o około 0,357%. Efekt
długookresowy tych zmian wynosił około 0,697%. Analizuj c powy sze wyniki nale y stwierdzi , e
aby zneutralizowa
wpływ wynagrodze
na poziom inflacji jednoprocentowemu przyrostowi
wydajno ci w sektorze przedsi biorstw powinien towarzyszy przyrost wynagrodze
ani eli 0,864%. Zwi zane jest to z utrzymaniem si
nie wy szy
dotychczasowych proporcji pomi dzy
wynagrodzeniami i wydajno ci w sektorze przedsi biorstw z wydajno ci i wynagrodzeniami w skali
całej gospodarki.
Interesuj ca wydaje si
interpretacja dotycz ca wpływu skłonno ci do oszcz dzania na
poziom inflacji. Realnym wyrazem tej skłonno ci w modelu była warto
netto depozytów
gospodarstw domowych. W trakcie procedury weryfikacyjnej stwierdzono, i w sensie statystycznym
lepsze rezultaty osi gano w warunkach, gdy zmienna ta odnosiła si do okresu nast pnego (t+1)
zamiast do okresu danego (t). Wydaje si , e przyczyn tego jest fakt, i rzeczywista skłonno
oszcz dzania z danego okresu ujawnia si
do
w postaci oficjalnie odnotowanych oszcz dno ci
bankowych w okresie nast pnym. Wykorzystuj c oszacowan
wersj
modelu powiemy,
e w
warunkach stało ci pozostałych zmiennych wzrost oszcz dno ci netto gospodarstw domowych o 1% ujawniony w okresie (t+1) - prowadził do spadku poziomu inflacji w okresie t o około 0,148%. W
długim okresie wywoływało to spadek inflacji o około 0,29%. W tym kontek cie warto zauwa y , e
hipotetycznemu jednoprocentowemu wzrostowi wydajno ci i jednoczesnemu jednoprocentowemu
wzrostowi oszcz dno ci netto mógłby towarzyszy przyrost wynagrodze rz du 1,23% przy którym
inflacja byłaby zneutralizowana. Takie wnioski formułowa mo na odnosz c je do warunków polityki
fiskalnej i monetarnej prowadzonej w latach 1993-1998.
5. UWAGI KO COWE
Z przeprowadzonej analizy wynika, i inflacja w Polsce w latach 1993-1998 miała charakter
kosztowo-popytowy. Potwierdzona została hipoteza o istotnym dodatnim wpływie na inflacje takich
czynników kosztowych jak ceny paliw i smarów oraz ceny dostaw energii elektrycznej, gazu i wody.
Stwierdzono ponadto, i
wzrost wydajno ci prowadził do spadku inflacji. Natomiast wzrost
13
wynagrodze wywoływał wzrost przeci tnego poziomu cen w gospodarce. Czynnikiem koryguj cym
wpływ wydajno ci i wynagrodze
wielko
na inflacj
była skłonno
do oszcz dzania wyra ona przez
depozytów netto gospodarstw domowych. Wzrost tych depozytów wpływał ujemnie na
ogólny poziom cen. Dynamika zmian oraz wzajemne proporcje wyró nionych czynników w latach
1993-1998 sprzyjały spadkowi poziomu inflacji. Aby utrzyma
wygasaj ca
tendencje
inflacji
pa stwo
powinno
wyst powaniu impulsów kosztowych. Wymaga
obserwowan
przeciwdziała
w tych latach
czynnikom
sprzyjaj cym
to jednak b dzie przy pieszenia procesów
prywatyzacji, przeciwdziałania praktykom monopolistycznym oraz ograniczenia protekcjonizmu.
Tego typu działania sprzyja b d eliminacji nieczysto ci reguł rz dz cych procesami gospodarczymi
i tym samym ogranicz podło e na którym wyrasta siła niektórych centrali zwi zków zawodowych
działaj cych aktualnie głównie w du ych, niesprywatyzowanych dotychczas przedsi biorstwach.
BIBLIOGRAFIA
[1] Dornbusch R., Fischer S., Sparks G.R.: Macroeconomics, Third Canadian Edition,
McGraw-Hill Ryerson Limited, Toronto 1989
[2] Goldberger A.S.:Teoria Ekonometrii, PWN, Warszawa 1972
[3] Hall R. E., Taylor J.B.: Makroekonomia - teoria, funkcjonowanie i polityka, PWN,
Warszawa 1995
[4] Hardwick P., Khan B.: Langmead J. An Introduction to Modern Economics, Longman,
London and New York 1994
[5] Nasiłowski M.: System rynkowy, Podstawy mikro i makroekonomii, Wydawnictwo Key
Text, Warszawa 1993
[6] Ossowski J. : Własno ci interpretacyjne składnika zakłócaj cego w modelu
multyplikatywnym, Przegl d Statystyczny, nr 2, 1989, s.131-142.
[7] Ossowski J. Cz.: Dynamika bezrobocia a dynamika produkcji sprzedanej polskiego
przemysłu, w „Dynamiczne Modele Ekonometryczne”, Instytut Wydawniczy Gravis,
Toru 1995, s. 31-42.
[8] Ossowski J.Cz.: Sezonowo
w modelach dynamicznych - problemy interpretacyjne,
14
w „Dynamiczne modele ekonometryczne”, Katedra Ekonometrii i Statystyki,
Uniwersytet M.Kopernika, Toru 1997, s.51-56
[9] Ossowski J.Cz.: Produktywno
pracy a wynagrodzenia w polskim przemy le w latach
1993-1997, Gospodarka w praktyce i teorii, Nr 1 1997, s. 45-51.
[10] Stewart M.B., Wallis K.F : Introductory Econometrics, Basil Blackwel Oxford, 1981
[11] Theil H.: Zasady ekonometrii, PWN, Warszawa 1984.
[12] Biuletyny statystyczne GUS z lat 1993-1999, GUS, Warszawa
[13] Poland Quarterly Statistics z lat 1995-1999, GUS, Warszawa.
[14] Rocznik statystyczny 1997, GUS, Warszawa 1998
15