Czyn ni ki kształ tu ją ce wy daj ność pra cy w przed się bior stwach

WS P Ó Ł C Z E S N A E K O N O M I A
Nr 2/2010(14)
Zbigniew Gołaś*
Czynniki kształtujące wydajność pracy
w przedsiębiorstwach przetwórstwa przemysłowego
Nadesłany: 11 maja 2010 r.
Zaakceptowany: 25 maja 2010 r.
Streszczenie
W artykule przedstawiono wyniki analizy czynników kształtujących wydajność pracy w sektorze przedsiębiorstw przetwórstwa przemysłowego w latach 2004–2008. Wydajność pracy analizowano w kontekście produktywności majątku, technicznego uzbrojenia pracy, pracochłonności produkcji, wynagrodzeń, wartości dodanej i kosztów amortyzacji oraz przy zastosowaniu liniowej regresji krokowej. Z przeprowadzonych badań
wynika, że mimo znaczącego postępu, poziom wydajności pracy jest w krajowych przetwórstwie przemysłowym znacznie niższy niż przeciętnie w Unii Europejskiej. Niższy aniżeli w Polsce poziom wydajności pracy uzyskują tylko przedsiębiorstwa w Rumunii, Bułgarii oraz na Litwie, Łotwie i w Estonii. Oszacowane parametry funkcji regresji wykazały, że do najważniejszych czynników determinujących wydajność pracy w przetwórstwie
przemysłowym należy zaliczyć: techniczne uzbrojenie pracy, pracochłonność produkcji,
produktywność majątku oraz poziom wartości dodanej w relacji do przychodów. Czynniki te wyjaśniały wysoką zmienność wydajności pracy w latach 2004–2008.
Wprowadzenie
Poza oczywistą koniecznością zmian w sferze instytucjonalnej, handlowej i regulacyjnej, podstawowy kierunek dostosowań gospodarki po akcesji do Unii Europejskiej
określa współcześnie stan sfery realnej, której głównymi wyznacznikami są parametry
strukturalne, produkcyjne i efektywnościowe. Szczególnego znaczenia nabiera w tym
wypadku efektywne wykorzystanie zasobów pracy, czyli uzyskiwanie wysokiej wydajności pracy, która powszechnie jest uznawana za jeden z najważniejszych parametrów
*
Dr hab., prof. nadzw., Uniwersytet Przyrodniczy w Poznaniu.
75
WS P Ó Ł C Z E S N A E K O N O M I A
Nr 2/2010(14)
rozwojowych gospodarek, ponieważ prowadzi do zmniejszenia kosztów, zwiększenia podaży tańszych dóbr i usług, dynamizuje rynek oraz przekłada się na wzrost siły nabywczej społeczeństw, ich zamożność i zdolności konkurencyjne. Te fundamentalne związki
można przedstawić w postaci następujących relacji (European... 2003; Landmann, 2004):
PKB
liczba ludności
stopa życiowa
społeczeństwa
=
=
PKB
ogółem godziny
pracy
wydajność
pracy
×
×
ogółem godziny
pracy
liczba
zatrudnionych
wybór między
pracą a czasem
wolnym
×
×
liczba
zatrudnionych
×
liczba osób
w wieku
produkcyjnym
stopa
zatrudnienia
×
liczba osób
w wieku
produkcyjnym
liczba
ludności
czynnik
demograficzny
Powyższe relacje wskazują jednoznacznie na cztery czynniki determinujące stopę
życiową społeczeństw, którymi są: wydajność pracy mierzona wolumenem PKB wytworzonym w określonym czasie poprzez wydatkowanie nakładów pracy żywej, skłonność
do świadczenia pracy, rozumiana jako wybór między czasem (nakładami) pracy a czasem
wolnym, stopa zatrudnienia osób w wieku produkcyjnym oraz struktura demograficzna,
określona przez relację między liczbą ludności w wieku produkcyjnym a ludnością ogółem.
1. Cel, zakres, materiał źródłowy i metody badawcze
W prezentowanym artykule podjęto próbę identyfikacji czynników kształtujących
wydajność pracy w sektorze przedsiębiorstw przetwórstwa przemysłowego w latach
2004–2008 na podstawie danych GUS (Bilansowe…, 2009; Rocznik…, 2005–2009).
Podstawą analizy była dekompozycja wskaźnika wydajności pracy mierzonego wartością dodaną netto1, który przedstawiono w postaci iloczynu produktywności majątku,
technicznego uzbrojenia pracy, pracochłonności produkcji, wskaźnika wynagrodzeń, produktywności wynagrodzeń, wskaźnika wartości dodanej oraz wskaźnika amortyzacji, według następującego schematu:
WP =
WDN
Z
=
P
A
×
A
Z
×
Z
P
×
W
Z
×
P
W
×
WDB
P
×
WDN
WDB
WP
=
PM
×
TUP
×
PP
×
WNP
×
PW
×
WWD
×
WA
1 Wartość dodana jest uznawana za jedną z najbardziej zobiektywizowanych kategorii oceny efektywności przedsiębiorstw, szeroko stosowaną w ocenie wydajności pracy (Wołodkiewicz-Donimirski,
2009; Zarządzanie …, 1999). Jej istota i waga wynika głównie z tego, że mierzy ona wydajność z punktu widzenia wartości wnoszonych przez kapitał ludzki w stosunku do kosztów materialnych pochodzących z zewnątrz, stanowi zatem ważne kryterium zdolności generowania wartości dla właścicieli (Skoczylas i Niemiec, 2003; Wędzki, 2006).
76
Nr 2/2010(14)
WS P Ó Ł C Z E S N A E K O N O M I A
gdzie: WP – wydajność pracy [wartość dodana netto (WDN)/liczba zatrudnionych (Z)]2,
PM – produktywność majątku [przychody ogółem (P)/aktywa ogółem (A)], TUP – techniczne uzbrojenie pracy [aktywa ogółem (A)/liczba zatrudnionych (Z)], PP – pracochłonność produkcji [liczba zatrudnionych (Z)/przychody ogółem (P)], WNP – wskaźnik wynagrodzeń [koszty wynagrodzeń (W)/liczba zatrudnionych (Z)], PW – produktywność
wynagrodzeń [przychody ogółem (P)/koszty wynagrodzeń (W)], WWD – wskaźnik wartości dodanej [wartość dodana brutto (WDB)/przychody ogółem (P)], WA – wskaźnik
amortyzacji [wartość dodana netto (WDN)/wartość dodana brutto (WDB)].
Przedstawione wyżej wskaźniki, tworzące spójny i logiczny system analizy strukturalnej wydajności pracy, poddano analizie statystycznej przy zastosowaniu podstawowych statystyk opisowych, takich jak: średnia, rozstęp, kwartyle, mediana, wskaźnik
zmienności oraz miara asymetrii. Ponadto przeprowadzono analizę ilościową wydajności pracy, mierzonej wartością dodaną w tys. zł na jednego zatrudnionego, stosując metodę regresji krokowej, w której za zmienne objaśniające przyjęto wszystkie mnożniki
w przedstawionym wyżej modelu dekompozycji wydajności3. W procesie modelowania
ekonometrycznego wykorzystano dane statystyczne charakteryzujące poszczególne
mnożniki w układzie 23 sekcji przetwórstwa przemysłowego.
W analizie determinantów wydajności pracy, poza parametrami strukturalnymi,
uwzględniono także współczynniki beta (β), które informują o relatywnym (względnym)
znaczeniu zmiennych niezależnych (Xit) w wyjaśnianiu zmian zmiennej zależnej Yt.
Współczynniki β obliczono według formuły (Goldberger, 1972):
gdzie: aj – współczynnik regresji cząstkowej przy zmiennej niezależnej xj, sj – odchylenie
standardowe zmiennej niezależnej xj, sy – odchylenie standardowe zmiennej zależnej y.
2. Dynamika wydajności pracy w sektorze przetwórstwa przemysłowego
W tabeli 1 przedstawiono wyniki analizy dynamiki zmian wydajności pracy w sektorze przedsiębiorstw przetwórstwa przemysłowego. Z danych tych wynika, że w latach
2 Wartości wszystkich wskaźników obliczono na podstawie Statystycznego Sprawozdania Finansowego F0-2 udostępnionego przez GUS (Statystyczne …, 2010). Wydajność pracy oszacowano biorąc
pod uwagę średnioroczny stan zatrudnienia oraz wartość dodaną netto (WDN) obliczoną według nastę-
pującej formuły:
, gdzie: S – przychody netto ze
sprzedaży, PiO – podatki i opłaty, UO – usługi obce, ZMiE – zużycie materiałów i energii, WT – wartość
sprzedanych towarów, ZSP – zmiana stanu produktów, KWPP – koszt wytworzenia produktów na własne potrzeby, KDO – koszty działalności operacyjnej (Wędzki, 2006).
3 Szczegółowy opis kalkulacji poszczególnych mnożników systemowej analizy wydajności pracy zamieszczono w przypisach pod tabelą 1 i 2.
77
WS P Ó Ł C Z E S N A E K O N O M I A
Nr 2/2010(14)
Tabela 1. Poziom i dynamika zmian zatrudnienia, wartości dodanej netto oraz wydajności pracy w sektorze
przedsiębiorstw przetwórstwa przemysłowego w Polsce w latach 2004–2008*
Wyszczególnienie
2004
2005
2006
2007
2008
Średnia
1728,6
1771,0
1832,9
1939,0
1980,5
1847,9
127,6
132,8
154,3
174,4
188,4
153,7
Wydajność pracy w tys. zł/1 zatrudnionego
73,8
75,0
84,2
90,0
95,1
83,2
Wydajność pracy w przetwórstwie przemysłowym UE (UE−27 = 100)
37,6
41,4
35,2
38,1
–
–
Średni stan pełnozatrudnionych w tys.
Wartość dodana netto w mln zł
Indeksy dynamiki zmian (rok poprzedni = 100)
Średni stan pełnozatrudnionych w tys.
101,2
102,5
103,5
105,8
102,1
103,0
Wartość dodana netto w mln zł
112,7
104,1
116,2
113,1
108,0
110,7
Wydajność pracy w tys. zł/1 zatrudnionego
111,3
101,6
112,3
106,9
105,7
107,5
*
Ceny stałe z 2005 roku.
Źródło: obliczenia własne na podstawie danych GUS i EUROSTAT.
2004–2008 poziom wydajności pracy zwiększył się z 73,8 do 95,1 tys. zł, tj. o 28,9%,
a ten korzystny kierunek zmian wynikał przede wszystkim ze znacznie szybszego tempa
przyrostu realnej wartości dodanej aniżeli poziomu zatrudnienia. W 2008 roku, w stosunku do roku 2004, realny poziom wartości dodanej był bowiem wyższy o 47,7%, natomiast zatrudnienie o 14,6%. Na tego rodzaju ścieżkę rozwoju wydajności pracy wskazują również jednoznacznie indeksy opisujące zmiany we wszystkich latach objętych badaniem, których syntezą jest średnioroczny indeks zmian. Jego analiza wskazuje, że w latach 2004–2008 zatrudnienie w działalności przemysłowej rosło średniorocznie o 3%,
78
Nr 2/2010(14)
WS P Ó Ł C Z E S N A E K O N O M I A
natomiast wartość dodana, przy relatywnie dużej zmienności (4,1–16,2%), wzrastała średniorocznie o 10,7%. Można zatem stwierdzić, że blisko 30% wzrost wydajności pracy
w przetwórstwie przemysłowym był w około 75% wywołany przez rosnący strumień
wartości dodanej, natomiast w 25% wynikał ze zmian w zatrudnieniu.
Mimo znaczącej dynamiki zmian, wydajność pracy w krajowym przetwórstwie przemysłowym jest nadal relatywnie niska. Z danych unijnego urzędu statystycznego Eurostat (Annual…, 2010) wynika bowiem, że przeciętnie w przetwórstwie przemysłowym
Unii Europejskiej wydajność pracy w latach 2004–2008 była około 2,5-krotnie wyższa
niż w Polsce. Ponadto różnice w tym zakresie są dość stabilne, co prowadzi do wniosku,
że dynamika zmian w przetwórstwie przemysłowym UE-27 była zbliżona do dynamiki
zmian w przetwórstwie krajowym. Warto również podkreślić, że niższa aniżeli w Polsce
wydajność pracy cechowała tylko przetwórstwo przemysłowe Rumunii, Bułgarii, Litwy,
Łotwy i Estonii. W tych krajach wartość dodana na zatrudnionego była niższa niż przeciętnie w UE-27 aż o 70–90%.
3. Zróżnicowanie struktury wydajności pracy w sektorze przetwórstwa
przemysłowego
W tabeli 2 przedstawiono podstawowe statystyki opisowe zróżnicowania wskaźników strukturalnych tworzących opisany wcześniej systemowy model analizy przyczynowo-skutkowej wydajności pracy. W badaniu uwzględniono podstawowe miary położenia,
zmienności i asymetrii, umożliwiające w sposób syntetyczny określenie właściwości rozkładów empirycznych poszczególnych cech.4
W latach 2004−2008 średni nominalny poziom wydajności pracy w sektorze przedsiębiorstw przetwórstwa przemysłowego wahał się w przedziale 75,0÷87,5 tys. zł.
W świetle kwartyla pierwszego (Q1), w 25% sekcji przetwórstwa była ona niższa lub co
najmniej równa 57,2÷69,4 tys. zł, , a w 50% sekcji przetwórstwa przyjmowała wartości
równe lub większe od 68,9÷81,6 tys. zł (Q2), natomiast w 75% sekcji wynosiła nie mniej
niż 100,7÷116,9 tys. zł (Q3).
Rozkład sekcji przetwórstwa przemysłowego według wydajności pracy był więc
w całym okresie 2004−2008 asymetryczny prawostronnie (x̄ > Q1, Asp = 0,24÷0,49), co
oznacza, że w więcej niż połowie sekcji poziom wydajności był w badanych latach znacząco niższy od średniej charakterystycznej dla całego sektora przetwórstwa przemysłowego.
Generalnie, różnice w poziomie wydajności pracy między 23 sekcjami przetwórstwa
były znaczące. W latach 2004−2008 najwyższy poziom wydajności pracy uzyskiwano
w wytwarzaniu koksu i produktów rafinacji ropy naftowej (304,8÷568,9 tys. zł), najniższą zaś w produkcji odzieży i futrzarstwie (23,5÷31,4 tys. zł). Dość silne zróżnicowanie
wydajności pracy w wysokim stopniu potwierdza relatywnie wysoka wartość wskaźnika
zmienności (vp), która w badanych latach wahała się w przedziale 29,1÷32,6%.
4 W opisie rozkładów empirycznych wydajności pracy i jej determinantów zastosowano średnią
arytmetyczną x̄, kwartyl 1 (Q1), kwartyl 2, tj. medianę (Q2), kwartyl 3 (Q3), współczynnik zmienności bazujący na medianie (vp) oraz klasyczno-pozycyjny wskaźnik asymetrii Asp (Wysocki i Lira, 2003).
79
Tabela 2. Zróżnicowanie wyznaczników strukturalnych wydajności pracy w przetwórstwie przemysłowym
w Polsce w latach 2004−2008
Statystyki
opisowe*
PM
x̄
xmin ↔ xmax
Q1
Q2
Q3
vp (%)
Asp
1,7
1,0−3,3
1,4
1,6
2,1
19,4
0,33
x̄
xmin ↔ xmax
Q1
Q2
Q3
vp (%)
Asp
1,6
0,9−3,4
1,3
1,5
1,9
19,2
0,37
x̄
xmin ↔ xmax
Q1
Q2
Q3
vp (%)
Asp
1,6
1,0−3,4
1,4
1,5
1,9
15,8
0,32
x̄
xmin ↔ xmax
Q1
Q2
Q3
vp (%)
Asp
1,6
1,1−3,7
1,3
1,6
1,8
15,2
−0,04
x̄
xmin ↔ xmax
Q1
Q2
Q3
vp (%)
Asp
1,6
1,0−2,4
1,2
1,4
1,7
18,3
0,11
Wyznaczniki strukturalne wydajności pracy**
PP
WNP
PW
WWD
WA
2004
201,4
2,9
28,8
12,0
26,0
86,7
41,1−1516 0,3−14,3 16,4−57,6 4,2−60,6 9,4−42,4 81,3−93,2
125,5
1,8
26,8
7,3
20,7
85,4
198,9
3,5
31,0
10,0
29,9
86,9
295,3
5,0
34,3
15,4
31,8
90,2
42,7
45,3
12,0
40,5
18,5
2,8
0,14
−0,06
−0,13
0,33
−0,65
0,38
2005
216,9
2,9
29,5
11,7
25,3
85,9
40,7−1964 0,3−15,2 16,5−60,3 3,9−68,4 10,0−43,8 79,6−92,6
139,2
2,0
27,6
7,3
21,1
83,8
213,8
3,4
31,4
10,3
29,3
86,9
316,7
4,9
35,8
14,0
31,1
90,5
41,5
42,2
13,0
32,3
17,0
3,8
0,16
0,00
0,08
0,11
−0,63
0,07
2006
234,4
2,6
31,4
12,2
24,3
86,4
43,1−2521 0,2−13,8 17,3−62,0 4,1−80,4 7,4−41,7 78,6−93,2
152,1
1,7
29,1
7,5
20,6
84,6
217,3
3,1
33,7
10,0
28,0
87,0
327,6
4,7
37,9
14,9
31,4
90,8
40,4
47,3
13,1
37,2
19,4
3,6
0,26
0,05
−0,03
0,32
−0,36
0,23
2007
255,8
2,4
34,2
12,2
23,9
87,2
47,2−3040 0,2−12,5 18,9−67,8 4,2−85,2 9,1−42,7 80,6−93,6
162,4
1,6
32,0
7,6
19,8
85,7
241,1
2,9
35,8
10,2
28,0
88,0
365,2
4,1
40,2
15,6
30,3
90,8
42,1
43,4
11,5
39,1
18,7
2,9
0,22
0,00
0,08
0,36
−0,55
0,10
2008
276,2
2,3
37,4
11,5
23,6
86,6
51,7−3325 0,1−11,8 21,0−73,3 4,0−94,0 5,7−44,0 76,2−93,5
176,5
1,7
34,5
6,9
20,5
83,5
257,5
3,1
38,8
9,0
29,1
87,2
360,3
3,9
43,6
14,5
31,8
90,0
35,7
36,4
11,6
42,1
19,3
3,7
0,12
−0,23
0,06
0,44
−0,52
−0,11
TUP
WP
77,5
25,8−568,9
59,4
75,0
107,0
31,7
0,34
75,0
23,4−468,4
57,2
68,9
100,7
31,5
0,46
80,2
27,0−383,5
60,9
76,6
107,1
30,1
0,32
87,2
29,3−433,9
61,5
81,5
114,6
32,6
0,24
87,5
31,3−304,8
69,4
81,6
116,9
29,1
0,49
* x̄ – wartość średnia, x
min ↔ xmax – wartość minimalna i maksymalna, Q1 – kwartyl pierwszy, Q2 – kwartyl drugi (mediana), Q3
– kwartyl trzeci, vp – współczynnik zmienności (%), Asp – pozycyjny współczynnik asymetrii.
** PM – produktywność majątku (przychody ogółem/aktywa ogółem zł/zł), TUP – techniczne uzbrojenie pracy (aktywa ogółem/zatrudnionego w tys. zł), PP – pracochłonność produkcji (liczba zatrudnionych na 1 mln zł. przychodów ogółem), WNP
– średnie wynagrodzenie zatrudnionych (koszty wynagrodzeń/zatrudnionego tys. zł), PW – produktywność wynagrodzeń
(przychody ogółem/koszty wynagrodzeń zł/zł), WWD – wskaźnik wartości dodanej (wartość dodana brutto/przychody w %),
WA – wskaźnik amortyzacji (wartość dodana netto/wartość dodana brutto w %), WP – wskaźnik wydajności pracy (wartość
dodana netto w tys. zł/zatrudnionego)
Źródło: opracowanie własne na podstawie danych GUS.
80
Nr 2/2010(14)
WS P Ó Ł C Z E S N A E K O N O M I A
81
WS P Ó Ł C Z E S N A E K O N O M I A
Nr 2/2010(14)
Analizując z kolei miary zmienności przy poszczególnych wyznacznikach strukturalnych modelu przyczynowo-skutkowego wydajności pracy (tabela 2) można zauważyć, że
we wszystkich badanych latach sekcje przetwórstwa przemysłowego były silnie zróżnicowane przede wszystkim pod względem technicznego uzbrojenia pracy (TUP), pracochłonności produkcji (PP) oraz produktywności wynagrodzeń (PW). Średni nominalny
poziom technicznego uzbrojenia pracy w sektorze przetwórstwa przemysłowego w latach 2004−2008 mieścił się w przedziale 201,4÷276,2 tys. zł. W świetle kwartyla pierwszego (Q1), w 25% sekcji przetwórstwa było ono niższe lub co najmniej równe125,5÷176,5 tys. zł, w 50% sekcji kształtowało się na poziomie równym lub mniejszym
niż 198,9÷257,5 tys. zł, a w 50% sekcji przyjmowała wartości równe lub większe od
198,9÷257,5 tys. zł (Q2), natomiast w 75% sekcji wynosiło nie mniej niż 295,3÷365,2
tys. zł (Q3). Zatem, podobnie jak wydajność pracy, rozkład sekcji przetwórstwa przemysłowego według poziomu technicznego uzbrojenia pracy, był w całym okresie 2004−2008
asymetryczny prawostronnie (x̄ > Q1, Asp = 0,12÷0,26), co oznacza, że w więcej niż połowie sekcji techniczne uzbrojenie pracy było w badanych latach znacząco niższe od średniej charakterystycznej dla całego sektora przetwórstwa przemysłowego. Również
i w tym przypadku najsilniej wyróżniała się działalność związana z wytwarzaniem koksu i produktów rafinacji ropy naftowej, w której relacja majątku do zatrudnienia była najwyższa (1516÷3325 tys. zł) oraz produkcja odzieży i futrzarstwo, w której techniczne
uzbrojenie pracy było najniższe (40,7÷47,2 tys. zł).
Relatywnie silnie były również zróżnicowane sekcje przetwórstwa przemysłowego
pod względem pracochłonności produkcji (PP), mierzonej liczbą zatrudnionych w przeliczeniu na 1 milion zł uzyskiwanych przychodów. Średni poziom wskaźnika pracochłonności w sektorze przetwórstwa przemysłowego w latach 2004−2008 mieścił się w przedziale 2,3÷2,9. Na podstawie kwartyla pierwszego (Q1) można stwierdzić że, w 25% sekcji przetwórstwa wskaźnik ten był niższy lub co najmniej równy 1,6÷2,0, w 50% sekcji
kształtowało się na poziomie równym lub mniejszym niż 2,9÷3,5, a w 50% sekcji przyjmował wartości równe lub większe od 2,9÷3,5 (Q2), natomiast w 75% sekcji wygenerowanie kwoty 1 mln zł przychodów wymagało zatrudnienia nie mniej niż 3,9÷5 pracowników (Q3). Można zatem stwierdzić, że podobnie jak w przypadku wydajności pracy,
sekcje przetwórstwa przemysłowego dość silnie różniły się pod względem pracochłonności produkcji (x̄ >Q1, vp = 36,4÷47,3%), jednak skala asymetrii była w tym przypadku relatywnie mniejsza, a jej kierunek w poszczególnych latach różny (Asp = −0,23÷0,05).
Również i w tym przypadku najsilniej wyróżniała się działalność związana z wytwarzaniem koksu i produktów rafinacji ropy naftowej oraz produkcja odzieży i futrzarstwo.
W pierwszej z nich wskaźnik pracochłonności mieścił się w przedziale 0,14÷0,29, natomiast w drugiej uzyskanie 1 mln zł przychodów wiązało się z zaangażowaniem w poszczególnych latach aż 12÷15 pracowników.
Z punktu widzenia wskaźnika zmienności (vp = 32,3÷42,1%) sekcje przetwórstwa
różniły się także wyraźnie w badanym okresie pod względem produktywności wynagrodzeń, mierzonej relacją przychodów do kosztów wynagrodzeń (PW). Średni poziom tej
produktywności w latach 2004−2008 nie wykazywał większych zmian i mieścił się
w przedziale 11,5÷12 zł/zł. W świetle kwartyla pierwszego (Q1), w 25% sekcji przetwórstwa produktywność wynagrodzeń była niższa lub co najmniej równa 6,9÷7,6 zł/zł,
82
Nr 2/2010(14)
WS P Ó Ł C Z E S N A E K O N O M I A
w 50% sekcji kształtowała się na poziomie równym lub mniejszym niż 9,0÷10,3 zł/zł,
a w 50% sekcji przyjmowała wartości równe lub większe od 9,0÷10,3 zł/zł (Q2), natomiast
w 75% sekcji wynosiła nie mniej niż 14,0÷15,6 zł/zł (Q3). Podobnie więc, jak wydajność
pracy, rozkład sekcji przetwórstwa przemysłowego według produktywności wynagrodzeń, cechował się w całym okresie 2004−2008 asymetrią prawostronną (x̄ > Q1,
Asp = 0,11÷0,44), co oznacza, że w więcej niż połowie sekcji produktywność wynagrodzeń kształtowała się we wszystkich badanych latach na poziomie znacząco niższym od
średniej charakterystycznej dla całego sektora przetwórstwa przemysłowego. Podkreślić
należy, że pod względem produktywności wynagrodzeń również najsilniej wyróżniała
się działalność związana z wytwarzaniem koksu i produktów rafinacji ropy naftowej oraz
działalność w zakresie produkcji odzieży i futrzarstwa. W pierwszej z nich na 1 zł wynagrodzeń przypadało w latach 2004−2008 od 60,0 do 90,4 zł przychodów, natomiast w drugiej tylko 4,0÷4,2 zł przychodów. Liczby te wskazują zatem na około 15÷22-krotną różnicę w poziomie produktywności wynagrodzeń.
Pozostałe czynniki uwzględnione w analizie przyczynowo-skutkowej cechowały się
znacznie mniejszym obszarem zmienności. Z punktu widzenia zastosowanych miar statystycznych w najmniejszym stopniu różnicował sekcje przetwórstwa przemysłowego
wskaźnik amortyzacji (WA). Jego zmienność, przy zróżnicowanych w poszczególnych latach kierunkach asymetrii (Asp = −0,11÷0,38), była relatywnie niska zarówno między
sekcjami, jak i w czasie (vp = 2,8÷3,8%).
4. Analiza ilościowa czynników determinujących wydajność pracy
w przedsiębiorstwach przetwórstwa przemysłowego
W badaniu siły i kierunku wpływu czynników na poziom wydajności pracy oparto się
na przedstawionej wcześniej koncepcji systemu wskaźników, wiążącego wydajność z produktywnością majątku, technicznym uzbrojeniem pracy, pracochłonnością produkcji, wynagrodzeniami i ich produktywnością, zdolnością generowania wartości postrzeganych
w kategorii wartości dodanej oraz w powiązaniu z kosztami amortyzacji. Powiązanie to
określono w postaci funkcji regresji, odzwierciedlającej ilościowe i kierunkowe relacje
między poziomem wydajności pracy, a wymienionymi wyżej jej determinantami wyodrębnionymi w wyniku dekompozycji wskaźnika wydajności.
W tabeli 3 przedstawiono współczynniki równań liniowej regresji cząstkowej między
wielkością wskaźnika wydajności pracy a statystycznie istotnymi zmiennymi objaśniającymi (przy poziomie α = 0,05) oraz współczynniki determinacji (R2) i beta (β) wraz ze statystyką F i odchyleniami standardowymi. Współczynniki te stanowią podstawę do syntetycznej oceny siły i kierunku wpływu wymienionych wcześniej czynników na efektywność gospodarowania, mierzoną wydajnością pracy.
Analiza prezentowanych w tabeli 3 parametrów strukturalnych modeli regresji pozwala na wysunięcie następujących wniosków:
1. Przyjęte w modelach regresji liniowej zmienne niezależne wyjaśniły w wysokim
stopniu zmienność wydajności pracy w sektorze przedsiębiorstw przetwórstwa
przemysłowego i to zarówno w poszczególnych latach (R2 = 95,07÷99,43%), jak
i w całym badanym okresie 2004–2008 (R2 = 79,32).
83
WS P Ó Ł C Z E S N A E K O N O M I A
Nr 2/2010(14)
Tabela 3. Współczynniki regresji liniowej i beta (β) między wskaźnikiem wydajności pracy Yt (wartość dodana netto w tys. zł na 1 zatrudnionego), a statystycznie istotnymi zmiennymi niezależnymi Xit
Zmienna zależna Yt
Zmienne
niezależne Xit*
Y2004
Y2005
Y2006
Y2007
Y2008
Y2004–2008
Współczynniki regresji
X1
−
25,605
−
40,476
−
X2
0,387
0,231
0,135
0,134
0,075
0,140
X3
–5,594
–3,413
–5,930
–9,744
–9,598
–9,182
X4
–1,233
−
−
−
−
−
X5
−
−
−
−
−
−
X6
1,525
2,292
1,255
3,356
1,659
3,437
X7
5,076
−
−
−
−
−
–429,25
–67,45
36,21
–71,13
52,81
–74,88
X1
−
0,143
−
0,265
−
0,244
X2
1,083
1,001
0,954
0,964
0,904
0,861
X3
–0,161
–0,122
–0,243
–0,303
–0,429
–0,319
X4
–0,127
−
−
−
−
−
Stała równania
38,910
Współczynniki β
X5
−
−
−
−
−
−
X6
0,126
0,228
0,166
0,376
0,280
0,381
X7
0,167
−
−
−
−
−
R2 (%)
99,31
99,43
97,63
97,49
95,07
79,32
Statystyka F
636,4
957,9
303,5
214,4
142,4
124,74
Błąd standardowy
8,88
6,73
10,79
13,15
12,32
24,94
Parametry oceny jakości modelu regresji
*
X1 – produktywność majątku (przychody ogółem/aktywa ogółem zł/zł), X2 – techniczne uzbrojenie pracy (aktywa ogółem/zatrudnionego w tys. zł), X3 – pracochłonność produkcji (liczba zatrudnionych na 1 milion zł przychodów ogółem),
X4 – średnie wynagrodzenie zatrudnionych (koszty wynagrodzeń/zatrudnionego w tys. zł), X5 – produktywność wynagrodzeń (przychody ogółem/koszty wynagrodzeń zł/zł), X6 – wskaźnik wartości dodanej (wartość dodana brutto/przychody
w %), X7 – wskaźnik amortyzacji (wartość dodana netto/wartość dodana brutto w %), Yt – wskaźnik wydajności pracy (wartość dodana netto w tys. zł/zatrudnionego).
Źródło: obliczenia własne.
2. W zdecydowanej większości lat badanego okresu nie stwierdzono statystycznie
istotnego związku poziomu wynagrodzeń, produktywności wynagrodzeń i kosztów
amortyzacji z wydajnością pracy.
3. W 2004 roku statystycznie istotnymi zmiennymi determinującymi wydajność pracy w przetwórstwie przemysłowym okazały się: techniczne uzbrojenie pracy (X2),
pracochłonność produkcji (X3), poziom wynagrodzenia pracowników (X4), wskaźnik wartości dodanej (X6) oraz wskaźnik amortyzacji (X7). Analiza współczynników regresji przy tych zmiennych pozwala stwierdzić, że przeciętnie wzrost technicznego uzbrojenia zatrudnionych o 10 tys. zł oraz wzrost udziału wartości doda-
84
Nr 2/2010(14)
WS P Ó Ł C Z E S N A E K O N O M I A
nej brutto w przychodach i wzrost udziału wartości dodanej netto w wartości dodanej brutto o 1 punkt procentowy przekładał się na wzrost wydajności pracy odpowiednio o: 3,87; 1,53 oraz 5,08 tys. zł. Jednak w świetle miary β zasadnicze
znaczenie miało techniczne uzbrojenie pracy. Względna siła wpływu uzbrojenia
pracowników w środki rzeczowe (β = 1,083) na wydajność pracy była bowiem,
w stosunku do wskaźnika wartości dodanej (β = 0,126) i wskaźnika amortyzacji
(β = 0,167), kilkakrotnie wyższa. Z kolei negatywnie na wydajność pracy w analizowanym roku oddziaływał poziom pracochłonności produkcji (X3) oraz wzrost
wynagrodzeń (X4). Oszacowane parametry funkcji regresji informują, że wzrost
zatrudnienia o 1 pracownika w przeliczeniu na 1 milion wartości produkcji oraz
wzrost średniego wynagrodzenia pracowników o 1 tys. zł skutkował przeciętnie
spadkiem wydajności pracy odpowiednio o: 5,59 i 1,23 tys. zł. Z punktu widzenia
miary β względna i negatywna siła wpływu tych zmiennych (β = −0,161,
β = −0,127), podobnie jak zmiennych X6 i X7, nie była jednak duża.
4. W 2005 i 2007 roku zmienność wydajności pracy w sektorze przedsiębiorstw przetwórstwa przemysłowego w wysokim stopniu (R2 = 97,49÷99,43%) wyjaśniały te
same cztery zmienne tj. produktywność majątku (X1), techniczne uzbrojenie pracy (X2), pracochłonność produkcji (X3) oraz wskaźnik wartości dodanej (X6).
Wzrost produktywności majątku o 0,1 zł przekładał się w tych latach na wzrost wydajność pracy odpowiednio o 2,5 i 4,0 tys. zł. Jednak w wymiarze względnym znaczenie tego czynnika (X1) w poprawie efektywności pracy było wyraźnie słabsze
(β = 0,143÷0,265) niż wskaźnika wartości dodanej (β = 0,228÷0,376) oraz wskaźnika technicznego uzbrojenia pracy (X2), który w 2005 i 2007 roku najsilniej determinował zmienność wydajności pracy. Zauważyć można ponadto, że w rozpatrywanych latach, podobnie jak w 2004 roku, ujawnił się również negatywny
wpływ wzrostu pracochłonności produkcji na wydajność pracy. Zwiększenie zatrudnienia o jednostkę w przeliczeniu na 1 milion zł przychodów z produkcji przekładało się bowiem w 2005 i 2007 roku na obniżenie wydajności pracy odpowiednio o: 3,4 i 9,7 tys. zł. Ponadto, analizując dane zawarte w tabeli 3 można zauważyć, że negatywny wpływ wzrostu pracochłonności na wydajność pracy uległ znaczącemu zwiększeniu zarówno w wymiarze bezwzględnym, jak i względnym.
5. W 2006 i 2008 roku zmienność wydajności pracy w sektorze przedsiębiorstw przetwórstwa przemysłowego w wysokim stopniu (R2 = 95,07÷97,63%) wyjaśniały
trzy czynniki: techniczne uzbrojenie pracy (X2), pracochłonność produkcji (X3)
oraz wskaźnik wartości dodanej (X6). W obydwu latach pierwszorzędne znaczenie
w kształtowaniu wydajności miało techniczne uzbrojenie pracy. Można jednak zauważyć, że znaczenie tego czynnika we wzroście wydajności pracy maleje, a coraz większy wpływ zaczyna wywierać pracochłonność produkcji (wpływ negatywny) oraz zdolność generowania wartości dodanej w relacji do przychodów całkowitych (wpływ pozytywny).
6. Parametry modelu regresji oszacowane dla całego okresu lat 2004–2008 potwierdzają w dużej mierze szereg wniosków postawionych wcześniej dla konkretnych
lat. W okresie tym, za główne determinanty zmienności wydajności pracy należy
uznać produktywność majątku (X1), techniczne uzbrojenie pracy (X2), poziom pra-
85
WS P Ó Ł C Z E S N A E K O N O M I A
Nr 2/2010(14)
cochłonności produkcji (X3) oraz wskaźnik wartości dodanej (X6). Oznacza to, że
w latach 2004–2008 wydajność pracy w sektorze przedsiębiorstw przetwórstwa
przemysłowego kształtowana była w głównej mierze przez efektywne wykorzystanie zasobów majątkowych, stopień wyposażenia zatrudnionych w środki techniczne przesądzające o pracochłonności produkcji oraz przez zdolność generowania
wartości dodanej, współcześnie uwarunkowaną przede wszystkim przez poziom
i jakość kapitału ludzkiego. Parametry modeli regresji wyraźnie wskazują, że w badanym okresie wpływ technicznego uzbrojenia na wydajność pracy był wprawdzie najwyższy, ale coraz mniejszy, zwiększało się natomiast znaczenie zdolności
kreowania wartości dodanej, której ważnym źródłem jest kapitał ludzki.
Zakończenie
Integracja Polski z Unią Europejską nadaje problematyce wydajności pracy szczególną rangę, która wynika z dwóch podstawowych przesłanek. Po pierwsze, niska wydajność
pracy stanowi podstawową barierę przejścia na intensywną ścieżkę wzrostu gospodarczego. Po drugie, to głównie zmiany w wydajności pracy przesądzać będą w dużej mierze zarówno o dynamice i kosztach integracji w skali europejskiej oraz globalnej, jak
i o stopniu niwelacji dystansu w poziomie rozwoju społeczno-gospodarczego, jaki dzieli Polskę od krajów wysoko rozwiniętych. W okresie poakcesyjnym wydajność pracy
w krajowym sektorze przedsiębiorstw przetwórstwa przemysłowego wzrosła znacząco,
jednak jej poziom jest nadal o około 60% niższy aniżeli przeciętnie w Unii Europejskiej.
Ponadto, postęp w zakresie wydajności pracy miał swoje główne źródło we wzroście
technicznego uzbrojenia zatrudnionych, natomiast w relatywnie niskim stopniu wiązał
się z poprawą efektywności wykorzystania majątku ogółem oraz wzrostem zdolności do
generowania wartości dodanej w relacji do uzyskiwanych przychodów. Oznacza to, że bez
dalszych inwestycji stymulujących poprawę efektywności środków rzeczowych oraz rozwój kapitału ludzkiego postęp w wydajności pracy może ulec znaczącemu spowolnieniu.
Bibliografia
Annual detailed enterprise statistics on manufacturing subsections DA-DE and total manufacturing,
Structural business statistics, http://epp.eurostat.ec.europa.eu/, 2010.
Bilansowe wyniki finansowe podmiotów gospodarczych, GUS, Warszawa 2004–2009.
European Competitivenes Report, Commission Staff Working Document, Commission of the European
Communities, Brussels 2003.
Goldberger A.S., Teoria ekonometrii, PWE, Warszawa 1972.
Landmann O., Employment, productivity and output growth, Employment Strategy Papers 17, International Labour Organization, Geneve 2004.
Rocznik Statystyczny Przemysłu, GUS, Warszawa 2005–2009.
Skoczylas W., Niemiec A., Nowe mierniki w ocenie bieżącej rentowności przedsiębiorstw, [w:] Zarządzanie finansami. Mierzenie wyników i wycena przedsiębiorstw, t.1, Uniwersytet Szczeciński, Szczecin 2003.
86
Nr 2/2010(14)
WS P Ó Ł C Z E S N A E K O N O M I A
Statystyczne Sprawozdanie Finansowe F0-2, niepublikowane dane GUS, Warszawa, 2010.
Wędzki D., Analiza wskaźnikowa sprawozdania finansowego, Oficyna Ekonomiczna Wolters Kluwer,
Kraków 2006.
Wołodkiewicz-Donimirski Z., Wartość dodana generowana przez przedsiębiorstwa, ze szczególnym
uwzględnieniem eksporterów, Analizy BAS, nr 3(11), Biuro Analiz Sejmowych, Warszawa 2009.
Wysocki F., Lira J., Statystyka opisowa, Wyd. Akademii Rolniczej w Poznaniu, Poznań 2003.
Zarządzanie pracą, Jasiński Z. (red), Agencja Wydawnicza Placet, Warszawa 1999.
Factors Affecting Labour Productivity in Manufacturing Enterprises
Summary
The article presents the results of the analysis of the factors influencing labour
productivity in the manufacturing business sector in 2004–2008. Labour productivity was
analyzed in the context of the assets productivity, technical equipment of work, labour
intensity of production, wages, value added and depreciation costs, and using linear
stepwise regression. The study shows that despite significant progress, the level of labour
productivity in domestic manufacturing significantly lower than the average in the
European Union. Lower than in Poland, the level of labour productivity gain only
companies in Romania, Bulgaria, Lithuania, Latvia and Estonia. Estimated parameters
of the regression function showed that the most important determinants of labour
productivity in manufacturing are technical equipment of work, labour intensity of
production, assets productivity, level of added value in relation to revenues. These factors
explain the variability of labour productivity in 2004–2008 in a high degree.
87