Akademia Ekonomiczna w Krakowie

dr Henryk Czubek
styczeń 2004 r. / maj 2005 r.
Katedra Handlu Zagranicznego
Akademia Ekonomiczna w Krakowie
ANALIZA DYNAMIKI STRUKTURY TOWAROWEJ POLSKIEGO
HANDLU ZAGRANICZNEGO Z UE I CEFTA
Wstęp
Od momentu rozpoczęcia w Polsce transformacji gospodarczej na przełomie lat 80tych i 90-tych ubiegłego wieku coraz większego przyśpieszenia nabierało przekształcanie
struktury geograficznej oraz towarowej polskiego handlu zagranicznego. W odniesieniu do
struktury geograficznej decydującym momentem było zawarcie na początku ostatniej dekady
XX w. dwóch porozumień o wolnym handlu, z których jedna była integralną częścią tzw.
Układu Europejskiego, a druga umowa CEFTA, już w samej swej nazwie określała obszar
swojego funkcjonowania, jako strefę wolnego handlu pomiędzy umawiającymi się stronami1.
Zarówno w odniesieniu do przyczyn, postanowień i skutków obu umów, jak i też ich
praktycznej strony funkcjonowania w realiach polskiej wymiany gospodarczej z zagranicą
została zgromadzona już bardzo obszerna i ciekawa literatura badawcza2. Co ciekawe, oba
porozumienia zostały zawarte mniej więcej w tym samym czasie i rozpoczęły swoje
obowiązywanie w nie odległych od siebie terminach. Nie wymagająca ratyfikacji Umowa
Przejściowa zawierająca porozumienie o wolnym handlu z UE weszła w życie 1.3.1992 r., a
postanowienia Umowy CEFTA zaczęły obowiązywać
na zasadzie prowizorycznej od
1.3.1993 r. Równocześnie pełne formalne przyjęcie zarówno Układu Europejskiego, jak i
umowy CEFTA, nastąpiło w 1994 r. (od 1 lutego dla Układu Europejskiego i od 1 lipca dla
Umowy CEFTA). Ten praktycznie równoczesny moment startu obu porozumień dotyczących
liberalizacji handlu stwarza dogodną podstawę do wzajemnego porównania wpływów tych
uzgodnień na zmiany struktury towarowej i geograficznej polskiego handlu zagranicznego.
1
Chociaż nie stanowi to tematu niniejszego artykułu, to nie należy zapominać, że oprócz porozumień o wolnym
handlu w ramach Układu Europejskiego oraz umowy CEFTA, Polska zawarła jeszcze cały szereg dodatkowych
umów o wolnym handlu, które na pewno mają istotny wpływ na kształtowanie wielkości i struktury naszej
wymiany towarowej w odniesieniu do stosunków z konkretnymi partnerami. Trzeba tu pamiętać o umowach
wolnego handlu z Litwą, Łotwą, Estonią, Turcją i Izraelem, Wyspami Owczymi i ugrupowaniem EFTA.
2
Por.: pod red. Michałek J.J., Siwiński W., Socha M., „Od liberalizacji do integracji Polski z Unią Europejską.
Mechanizmy i skutki gospodarcze”, PWN, Warszawa 2003; Tendera-Właszczuk H., „Rozszerzenie Unii
Europejskiej na Wschód, PWN, Warszawa 2001; pod red. P. Bożyk „Rola CEFTA w integrującej się Europie”,
SGH, Warszawa 1999; Sołtysińska A., Czubik P., „CEFTA – Środkowo- europejska Strefa wolnego Handlu”,
Kraków, 1997.
-1-
W obszarze zainteresowania niniejszego artykułu znalazła się właśnie porównawcza
analiza dynamiki struktur wymiany towarowej Polski z krajami UE i CEFTA, traktowanymi
jako jedna całość, w ramach odpowiedniego ugrupowania. Na podstawie zgromadzonego i
przeanalizowanego materiału statystycznego postawiono kilka tez, które zostaną poniżej
przedstawione.
W artykule poruszone są następujące problemy badawcze:
− zmiany relacji średniej wartości pozycji towarowej w wymianie z krajami UE w stosunku
do średniej wartości pozycji towarowej w wymianie z krajami CEFTA;
− proces upodobnianie się i wzajemnego różnicowania struktury polskiego eksportu i
importu do i z krajów CEFTA wobec struktury polskiego eksportu i importu do i z krajów
UE.
− wewnętrzna dynamika struktury polskiego eksportu i importu w wymianie handlowej z
krajami UE i CEFTA.
Zgromadzony materiał statystyczny został poddany analizie z wykorzystaniem syntetycznych
wskaźników opierających się zarówno na absolutnych różnicach indywidualnych jak i
wskaźnikach relatywnych. Pomocnym było również dokonanie analizy skupień z
wykorzystaniem metody Warda.
Metodologia analizy
Podstawę przeprowadzonej analizy stanowiły dane opracowane wstępnie przez
Centrum Informacji Gospodarczej Ministerstwa Gospodarki RP (CIG) na podstawie
deklaracji SAD składanych przez eksporterów i importerów w ramach dokonywanej odprawy
celnej. Dane statystyczne dotyczyły obrotów polskiego handlu zagranicznego w latach 19942002 i zawierają ujęcie obrotów wszystkimi towarami w stosunkach Polski ze wszystkimi
krajami. Dane dla lat 1994-2000 przedstawione są w postaci rekordów identyfikowanych w 9cyfrowym kodzie PCN, a dla lat 2001-2002 w 8-cyfrowym kodzie PCN. Liczba
występowania danego kodu PCN równa się ilości krajów, z którymi dokonane były obroty w
ramach towaru klasyfikowanego tym kodem PCN.
W rezultacie przeprowadzonych procedur obliczeniowych z wykorzystaniem metod
programów Microsoft Excel i Microsoft Access otrzymano jednorodną klasyfikację towarową
-2-
eksportu i importu Polski w stosunku do krajów CEFTA i UE prezentującą obroty w latach
1994-2002 w rozbiciu na 2-cyfrowe
działy taryfy celnej. Tym samym możliwe było
wyznaczenie struktury procentowej udziałów poszczególnych działów taryfy w kolejnych
latach analizy.
Uzyskane dane analityczne w postaci struktury udziałów poszczególnych działów
taryfy celnej opisanych kodem 2-cyfrowym w polskim eksporcie i imporcie wobec krajów
Unii Europejskiej i CEFTA stanowiły konkretny materiał analityczny dla sformułowania i
sprawdzenia szeregu problemów badawczych. W celu ułatwienia dalszego toku rozumowania
wprowadzone zostały następujące oznaczenia macierzowe:
X – macierz struktury eksportu Polski do CEFTA z odpowiednimi elementami xij
Y – macierz struktury eksportu Polski do UE z odpowiednimi elementami yij,
V – macierz struktury importu Polski z CEFTA z odpowiednimi elementami vij
Z – macierz struktury importu Polski z UE z odpowiednimi elementami zij.
gdzie
subskrypt dolny i oznacza liczbę wierszy przy czym (i = 1, ... , 97) dla 97 aktywnych działów
taryfy celnej z wyłączeniem działu 77, ale przy uwzględnieniu dodatkowego (sztucznego)
działu taryfy o kodzie „00”, do którego wpisywano wszystkie towary, gdzie nie było
pewności w odniesieniu do właściwej klasyfikacji w kodzie PCN;
oraz
subskrypt dolny j oznacza liczbę kolumn przy czym (j = 1, ... , 9) dla dziewięciu lat analizy
Wartość średnich pozycji towarowych
Kwestią związaną z tematyką kumulacji i struktury towarowej obrotów jest określenie
średniej wartości pozycji towarowej opisywanej 9-cyfrowym kodem PCN w analizowanych
latach zarówno dla eksportu, jak i importu w stosunkach z UE i CEFTA. Zbiorcze dane na ten
temat zawarte są w tabeli 1.
W zakresie wszystkich czterech kategorii: średniej pozycji towarowej w imporcie z
UE, średniej pozycji towarowej w imporcie z CEFTA, średniej pozycji towarowej w
eksporcie do UE i średniej pozycji towarowej w eksporcie do CEFTA; można zauważyć
dynamiczny wzrost tej wartości, przy czym jest on zróżnicowany pomiędzy krajami CEFTA i
UE.
-3-
Tabela 1
Średnia wartość dostaw towarów w handlu pomiędzy Polską i UE oraz Polską i CEFTA przy
użyciu 9-cyfrowych kodów PCN (w USD)
rok
1994
import
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
z
1.574.944 2.067.441 2.556.594 2.854.538 3.270.854 3.208.079 3.227.500 3.400.360 3.746.385
UE
import
z
CEFTA
217.202
360.266
417.549
483.261
520.876
520.164
574.764
628.123
678.427
eksport do
1.641.032 2.153.385 2.121.782 2.149.930 2.421.443 2.464.472 2.827.506 3.289.029 3.645.178
UE
eksport do
CEFTA
189.302
281.580
310.906
335.796
378.279
395.068
474.963
546.936
620.186
Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG
Obraz jaki wyłania się z analizy danych w tabeli 1 wskazuje na fakt szybszego
średniego wzrostu przeciętnej wartości towarów oznaczanych 9-cyfrowym kodem PCN w
obrotach Polski z CEFTA niż to ma miejsce w obrotach z UE. W analizowanym okresie
średnia wartość wzrostu dostaw w eksporcie do UE wynosiła tylko 10,5%, podczas gdy
średnie wartość wzrostu dostaw na rynki CEFTA była na poziomie 16,0%. Podobne
zróżnicowanie miało miejsce w imporcie, gdzie średnia wartość wzrostu dostaw do krajów
CEFTA wynosiła 15,3%, a dla obszaru UE było to tylko 11,4%. W rezultacie w okresie
analizowanych 9 lat relacja średniej wartości pozycji towarowej w eksporcie do krajów UE w
stosunku do średniej wartości pozycji towarowej w eksporcie do krajów CEFTA zmniejszyła
się. W 1994 r. relacja ta wynosiła 8,67:1, a w 2002 r. obniżyła się do poziomu 5,88:1. W
imporcie zmiana ta przejawiła się w obniżeniu analizowanej relacji z poziomu 7,25:1 do
poziomu 5,52:1. Można więc oczekiwać, że w okresie następnych kilkunastu lat średnie
wielkości dostaw w odpowiednich pozycjach towarowych zbliżą się jeszcze bardziej do siebie
w stosunkach handlowych Polski z krajami obecnej UE i krajami tworzącymi w 2003 r.
ugrupowanie CEFTA.
Podobieństwa struktur eksportu i importu w stosunkach z CEFTA i UE
Kolejnym problemem jest znalezienie odpowiedzi na pytanie, czy w kolejnych latach
struktura polskiego eksportu i importu do i z krajów CEFTA upodabniała się lub też coraz
bardziej różnicowała się wobec struktury polskiego eksportu i importu do i z krajów UE.
Poszukując odpowiedzi na to pytanie należy zbadać odległości pomiędzy tymi strukturami z
wykorzystaniem odpowiednich miar podobieństwa.
-4-
Metodologia badania podobieństwa struktur eksportu i importu w stosunkach z CEFTA i UE
Na początku zarysowuje się pewien problem metodologiczny, gdyż postulatem
literatury w tym obszarze jest dokonanie normalizacji (standaryzacji) odpowiednich danych
wejściowych3, tak aby spełniały one przynajmniej wymóg addytywności4 w przypadku cech
różnoimiennych. Jednakowoż ze względu na posługiwanie się już w ramach danych
wejściowych zawartych w macierzach X, Y, V, Z cechami opisanymi w procentach lub
ułamkach zawierających się od 0 do 1 i dotyczących udziałów poszczególnych działów taryfy
celnej w eksporcie lub imporcie, to nie wydaje się, aby czynność standaryzowania lub
normalizowania była niezbędna. Prowadziłoby to do dodatkowego odrealnienia i sztucznego
unaukowienia danych wejściowych.
Tak więc skonstruowano odpowiednie miary odległości dla poszczególnych
właściwych kolumn macierzy X i Y oraz macierzy V i Z. Sprawdzono tym samym odległości
pomiędzy tymi strukturami w kolejnych latach analizy. Wykorzystano tu dwa mierniki.
Pierwszym był podstawowy miernik z zakresu grupy wskaźników opierających się na
absolutnych różnicach indywidualnych wskaźników struktury i była to odległość Euklidesa.
Drugim był miernik z grupy wskaźników relatywnych i zastosowano współczynnik
dywergencji Clarka. Zasługuje on na szczególną uwagę, gdyż dzięki niemu uzyskuje się
większą wagę przypisywaną różnicom otrzymywanym z mniejszych pojedynczych
wskaźników struktury niż wagę, jaką uzyskuje się z różnicy otrzymywanej z większych
pojedynczych wskaźników struktury. Taka sytuacja ma właśnie miejsce w rozpatrywanych
strukturach towarowych eksportu i importu Polski z analizowanymi grupami krajów. Na
łączną liczbę 97 działów taryfy z reguły w około ośmiu działach zawiera się ponad 50%
eksportu lub importu w danym roku. Oznacza to, że na pozostałe 90 działów pozostaje do
rozdysponowania drugie 50% eksportu lub importu w danym roku i zostawia to po ok. 0,5%
na jeden dział. Dlatego tak ważne staje się posłużenie miarą z grupy mierników relatywnych,
aby zostały uwypuklone ewentualne różnice pomiędzy małymi ale licznymi wielkościami.
3
Por. Dobosz M., „Wspomagana komputerowo statystyczna analiza wyników badań”, Akademicka
Oficyna Wydawnicza EXIT, Warszawa 2001; pod red. Zeliaś A., „Metody statystyki
międzynarodowej”, Państwowe Wydawnictwo Ekonomiczne, Warszawa 1988.
4
Addytywność to własność funkcji przypisującej wartości liczbowe dowolnym obiektom: funkcja jest
addytywna, gdy jej wartość dla dowolnego obiektu jest równa sumie jej wartości dla części na jakie
obiekt został podzielony (Źródło: Nowa encyklopedia powszechna PWN, tom 1, Wydawnictwo
Naukowe PWN, Warszawa, 1995, str. 31). Addytywność oznacza możliwość dodawania dwóch lub
więcej składników do siebie, czyli wymaga to, aby te składniki były wyrażone w tych samych
jednostkach miary, lub też muszą to być wielkości bezmianowe.
-5-
Tak więc w celu obliczenia odległości Euklidesa (odpowiednio „e” i „f”) posłużono
się następującymi wzorami5:
dla 9 odległości pomiędzy poszczególnymi, odpowiednimi kolumnami macierzy X i Y
1
2 ⎞2
⎛ 1 97
e j = ⎜ ∑ xij − yij ⎟
⎝ 97 i =1
⎠
(1)
dla 9 odległości pomiędzy poszczególnymi, odpowiednimi kolumnami macierzy V i Z
1
2 ⎞2
⎛ 1 97
f j = ⎜ ∑ vij − zij ⎟
⎝ 97 i =1
⎠
(2)
Natomiast stosowne wzory dla współczynnika dywergencji Clarka są następujące
dla 9 odległości pomiędzy poszczególnymi, odpowiednimi kolumnami macierzy X i Y
⎛ 1 97 ⎛ x − y
ij
ij
⎜
cj =
⎜⎜
∑
⎜ 97 i =1 ⎝ xij + yij
⎝
1
⎞
⎟⎟
⎠
2
⎞2
⎟
⎟
⎠
(3)
dla 9 odległości pomiędzy poszczególnymi, odpowiednimi kolumnami macierzy V i Z
⎛ 1 97 ⎛ v − z
ij
ij
cj =⎜ ∑⎜
⎜
⎜ 97 i =1 ⎝ vij + zij
⎝
1
⎞
⎟⎟
⎠
2
⎞2
⎟
⎟
⎠
(4)
Wyniki pomiaru odległości struktur polskiego eksportu i importu do CEFTA i UE
Stosowne obliczenia zostały przeprowadzone z wykorzystaniem metod arkusza
kalkulacyjnego MicrosoftExcel i ich podsumowanie zawarte jest na rysunkach 1 i 2.
5
pod red. Zeliaś A., „Metody statystyki międzynarodowej”, Państwowe Wydawnictwo Ekonomiczne,
Warszawa 1988.
-6-
Rysunek 1
ODLEGŁOŚCI POMIĘDZY STRUKTURAMI EKSPORTU POLSKI DO CEFTA
i UE
0,6
0,5
0,533
0,523
0,504
0,517
0,495
0,487
0,505
0,492
0,483
0,022
0,022
0,021
0,018
0,016
0,016
0,014
0,014
0,014
1 994
1 995
1 996
1 997
1 998
1 999
2 000
2 001
2 002
0,4
0,3
0,2
0,1
0
odległość Euklidesa
współczynnik dywergencji Clarka
Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG
Rysunek 2
ODLEGŁOŚCI POMIĘDZY STRUKTURAMI IMPORTU POLSKI
Z CEFTA i UE
0,6
0,559
0,560
0,5
0,499
0,487
0,461
0,467
0,463
0,455
0,480
0,4
0,3
0,2
0,1
0
0,018
0,018
0,015
0,015
0,015
0,012
0,012
0,013
0,012
1 994
1 995
1 996
1 997
1 998
1 999
2 000
2 001
2 002
odległość Euklidesa
współczynnik dywergencji Clarka
Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG
Zmiany obu wskaźników miar odległości, zarówno Euklidesa, jak i Clarka, wskazują
na stopniowe upodobnianie się struktur polskiej wymiany towarowej z krajami CEFTA i UE.
Analizowane wskaźniki mają wyraźną tendencję malejącą i można zakładać, że w kolejnych
latach tendencja ta będzie kontynuowana. Zgodnie bowiem z podawaną w literaturze
interpretacją wskaźniki te przyjmują wartości od zera do jeden, przy czym im bliższe są one
zeru, tym bardziej dane struktury są zbliżone do siebie, a im bardziej dążą one do jedności,
tym większy jest stopień zróżnicowania badanych struktur.
-7-
Warto również podkreślić, że nie bez znaczenia było zastosowanie współczynnika
dywergencji Clarka. Tak, jak to zostało wcześniej wspomniane zasady jego konstrukcji
pozwoliły uwypuklić różnice pomiędzy dominującą liczbowo ilością działów taryfy celnej,
których udziały nie różniły się znacząco w sposób bezwzględny pomiędzy sobą. Nawet trzeba
zauważyć, że w początkowych latach analizy (dla eksportu w okresie 1994-97, a dla importu
w okresie 1994-96) wartość tych współczynników powyżej granicznego poziomu 0,5
wskazywała, że analizowane struktury były bardziej od siebie oddalone, niż zbliżone. Proces
upodobniania się struktur polskiego importu i eksportu wobec krajów UE i CEFTA
uwidocznił się dopiero pod koniec lat 90-tych i wydaje się, że będzie kontynuowany w
najbliższej przyszłości.
Zmiany pojedynczej struktury eksportu i importu w analizowanym okresie
Następnym problemem jest określenie, czy w poszczególnych latach w odniesieniu do
pojedynczej struktury eksportu lub importu wobec UE lub CEFTA następowały jakieś
znaczące zmiany. Czyli jaka była wewnętrzna dynamika danej struktury?
Metodologia badania wewnętrznej dynamiki struktur
Procedurą zastosowaną w tym zagadnieniu było przeniesienie czterech zbiorów
danych zapisanych w formie macierzy X, Y, V i Z do programu Statistica 5.5 i zastosowanie
tam pakietu narzędzi związanych z analizą skupień.
Z możliwych do zastosowania w ramach programu Statistica sześciu różnych miar
odległości, którymi są: odległość Euklidesowa, kwadrat odległości Euklidesowej, odległość
miejska (Manhattan, City block), odległość Czebyszewa, odległość potęgowa oraz
niezgodność procentowa, wykorzystano odległość Euklidesową. Kierowano się przede
wszystkim powszechnością stosowania tej miary oraz jej wszechstronnością związaną z
używaniem funkcji potęgowania (eliminacja liczb ujemnych) oraz zdolnością do niwelacji
wpływu na zbiorowość obiektów odstających.
Niestety w programie Statistica 5.5 nie ma możliwości posługiwania się w ramach
analizy skupień miernikami opierającymi się na różnicach względnych, tak jak współczynnik
dywergencji Clarka.
Ponadto w programie Statistica 5.5 wzór na odległość Euklidesową, który jest
następujący:
-8-
1
2 2
⎡ 97
⎤
odl X ab = ⎢ ∑ ( xia − xib ) ⎥
⎣⎢ i =1
⎦⎥
(5)
gdzie:
odl Xab – odległość struktur lat „a” i „b” w ramach macierzy X,
przy czym a ≠ b oraz (a = 1, ..., 9) i (b = 1, ... , 9);
nie zawiera w sobie dzielenia przez liczbę przypadków m=97, tak jak to miało miejsce przy
zastosowaniu wzorów (1) i (2) na odległość Euklidesa dla obliczania miar podobieństw
pomiędzy strukturami polskiego eksportu i importu wobec krajów UE i CEFTA, co było
przeanalizowane przy pomocy procedury zapisanej w programie Excel. Dla macierzy Y, V i Z
wzór (5) jest modyfikowany poprzez zmienienie oznaczenia literowego macierzy z X na Y, V
i Z oraz jej elementów z „x” na „y”, „v” i „z”.
Po skonstruowaniu odpowiednich macierzy odległości Euklidesowego podobieństwa
struktur polskiego eksportu i importu do krajów CEFTA i UE dokonano analizy skupień tego
podobieństwa z wykorzystaniem metody Warda. Metoda ta do oszacowania odległości
między skupieniami wykorzystuje podejście analizy wariancji. Stosując ją zmierza się do
minimalizacji sumy kwadratów dowolnych dwóch skupień, które mogą zostać uformowane
na każdym etapie. Ogólnie, metoda ta jest traktowana jako bardzo efektywna, chociaż zmierza
do tworzenia skupień o małej wielkości.
Dla każdej z macierzy wejściowych X, Y, V i Z obliczono i poniżej są przedstawione
macierze odległości Euklidesowych pomiędzy strukturami eksportu i importu w
poszczególnych latach. Następnie pokazana jest tabela z opisem przebiegu procesu
aglomeracji. Pierwsza kolumna tej tabeli zawiera odległości wiązań, na których zostały
uformowane odpowiednie skupienia (wskazane w odpowiednich wierszach), a każdy wiersz
zawiera określenie lat, które formują dane skupienie. Na sam koniec zamieszczone są dla
każdej macierzy tzw. wykresy sopelkowe (pionowe dendrogramy), w ramach których na osi
pionowej odłożone są odległości aglomeracyjne, a na osi poziomej pokazane odpowiednie
lata. Przy każdym węźle na wykresie (gdzie uformowało się nowe skupienie) można odczytać
odległość, w której odpowiednie elementy zostały powiązane ze sobą tworząc nowe
pojedyncze skupienie.
-9-
Wyniki analizy skupień wewnątrz macierzy X, Y, V i Z
•
Eksport do UE
Tabela 2
Macierz odległości euklidesowych podobieństwa struktur polskiego eksportu do UE
w latach 1994-2002
Rok 1994
Rok 1995
Rok 1996
Rok 1997
Rok 1998
Rok 1999
Rok 2000
Rok 2001
Rok 2002
Rok 1994
Rok 1995
0,00
0,03
0,05
0,07
0,09
0,11
0,14
0,15
0,16
0,03
0,00
0,03
0,06
0,07
0,09
0,12
0,13
0,14
Rok 1996
Rok 1997
Rok 1998
Rok 1999
Rok 2000
0,05
0,07
0,09
0,11
0,03
0,06
0,07
0,09
0,00
0,04
0,05
0,07
0,04
0,00
0,05
0,05
0,05
0,05
0,00
0,03
0,07
0,05
0,03
0,00
0,10
0,09
0,07
0,05
0,11
0,10
0,08
0,06
0,12
0,12
0,09
0,08
Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG
0,14
0,12
0,10
0,09
0,07
0,05
0,00
0,03
0,04
Rok 2001
0,15
0,13
0,11
0,10
0,08
0,06
0,03
0,00
0,02
Rok 2002
0,16
0,14
0,12
0,12
0,09
0,08
0,04
0,02
0,00
Tabela 3
Przebieg aglomeracji podobieństwa struktur polskiego eksportu do UE w latach 1994-2002 z
wykorzystaniem metody Warda na bazie odległości euklidesowych
odległość
wiązania
0,0200
0,0308
0,0327
0,0391
0,0485
0,0572
0,1396
0,2862
Obj. Nr 1
Obj. Nr 2
Obj. Nr 3
Obj. Nr 4
Obj. Nr 5
Rok 2001
Rok 1998
Rok 1995
Rok 2000
Rok 1994
Rok 1997
Rok 1994
Rok 1994
Rok 2002
Rok 1999
Rok 1996
Rok 2001 Rok 2002
Rok 1995 Rok 1996
Rok 1998 Rok 1999
Rok 1995 Rok 1996 Rok 1997 Rok 1998 Rok 1999
Rok 1995 Rok 1996 Rok 1997 Rok 1998 Rok 1999 Rok 2000
Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG
- 10 -
Obj. Nr 6
Obj. Nr 7
Obj. Nr 8
Obj. Nr 9
Rok 2001
Rok 2002
Rysunek 3
Analiza zmian struktury polskiego eksportu do UE w okresie 1994-2002
Analiza skupień podobieństwa poszczególnych lat wg metody Warda
z wykorzystaniem odległości euklidesowe
0,30
0,25
Odległość wiązania
0,20
0,15
0,10
0,05
0,00
ROK_2002
ROK_2001
ROK_2000
ROK_1999
ROK_1998
ROK_1997
ROK_1996
ROK_1995
ROK_1994
Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG
•
Eksport do CEFTA
Tabela 4
Macierz odległości euklidesowych podobieństwa struktur polskiego eksportu do CEFTA
w latach 1994-2002
Rok 1994
Rok 1994
Rok 1995
Rok 1996
Rok 1997
Rok 1998
Rok 1999
Rok 2000
Rok 2001
Rok 2002
Rok 1995
0,00
0,05
0,06
0,10
0,15
0,15
0,17
0,17
0,18
Rok
Rok 1997 Rok 1998 Rok 1999 Rok 2000
1996
0,05
0,06
0,10
0,15
0,15
0,17
0,00
0,03
0,07
0,13
0,13
0,15
0,03
0,00
0,06
0,11
0,11
0,13
0,07
0,06
0,00
0,06
0,07
0,09
0,13
0,11
0,06
0,00
0,04
0,06
0,13
0,11
0,07
0,04
0,00
0,03
0,15
0,13
0,09
0,06
0,03
0,00
0,15
0,13
0,09
0,06
0,04
0,03
0,15
0,14
0,10
0,06
0,05
0,05
Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG
Rok 2001
0,17
0,15
0,13
0,09
0,06
0,04
0,03
0,00
0,03
Rok
2002
0,18
0,15
0,14
0,10
0,06
0,05
0,05
0,03
0,00
Tabela 5
Przebieg aglomeracji podobieństwa struktur polskiego eksportu do CEFTA w latach 19942002 z wykorzystaniem metody Warda na bazie odległości euklidesowych
odległość
wiązania
0,0292
0,0314
0,0337
0,0535
0,0597
0,0634
0,0868
0,3892
Obj. Nr 1
Obj. Nr 2
Rok 1999
Rok 2001
Rok 1995
Rok 1998
Rok 1994
Rok 1998
Rok 1994
Rok 1994
Rok 2000
Rok 2002
Rok 1996
Rok 1999
Rok 1995
Rok 1999
Rok 1995
Rok 1995
Obj. Nr 3
Obj. Nr 4
Obj. Nr 5
Obj. Nr 6
Obj. Nr 7
Rok 2000
Rok 1996
Rok 2000 Rok 2001 Rok 2002
Rok 1996 Rok 1997
Rok 1996 Rok 1997 Rok 1998 Rok 1999 Rok 2000
Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG
- 11 -
Obj. Nr 8
Obj. Nr 9
Rok 2001
Rok 2002
Rysunek 4
Analiza zmian struktury polskiego eksportu do CEFTA w okresie 1994-2002
Analiza skupień podobieństwa poszczególnych lat wg metody Warda
z wykorzystaniem odległości euklidesowej
0,40
0,35
Odległość wiązania
0,30
0,25
0,20
0,15
0,10
0,05
0,00
ROK_2002
ROK_2001
ROK_2000
ROK_1999
ROK_1998
ROK_1997
ROK_1996
ROK_1995
ROK_1994
Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG
•
Import z UE
Tabela 6
Macierz odległości euklidesowych podobieństwa struktur polskiego importu z UE
w latach 1994-2002
Rok 1994
Rok 1995
Rok 1996
Rok 1997
Rok 1998
Rok 1999
Rok 2000
Rok 2001
Rok 2002
Rok 1994
0,00
0,02
0,04
0,05
0,06
0,06
0,06
0,06
0,08
Rok 1995 Rok 1996 Rok 1997 Rok 1998 Rok 1999
Rok 2000 Rok 2001 Rok 2002
0,02
0,04
0,05
0,06
0,06
0,06
0,06
0,08
0,00
0,03
0,04
0,05
0,05
0,05
0,06
0,07
0,03
0,00
0,02
0,04
0,04
0,04
0,05
0,06
0,04
0,02
0,00
0,02
0,02
0,03
0,03
0,05
0,05
0,04
0,02
0,00
0,02
0,03
0,03
0,05
0,05
0,04
0,02
0,02
0,00
0,01
0,02
0,03
0,05
0,04
0,03
0,03
0,01
0,00
0,01
0,03
0,06
0,05
0,03
0,03
0,02
0,01
0,00
0,02
0,07
0,06
0,05
0,05
0,03
0,03
0,02
0,00
Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG
Tabela 7
Przebieg aglomeracji podobieństwa struktur polskiego importu z do UE w latach 1994-2002 z
wykorzystaniem metody Warda na bazie odległości euklidesowych
odległość
wiązania
0,0103
0,0164
0,0170
0,0220
0,0320
0,0351
0,0725
0,1143
Obj. Nr 1
Obj. Nr 2
Rok 2000
Rok 1999
Rok 1994
Rok 1997
Rok 1996
Rok 1999
Rok 1994
Rok 1994
Rok 2001
Rok 2000
Rok 1995
Rok 1998
Rok 1997
Rok 2000
Rok 1995
Rok 1995
Obj. Nr 3
Obj. Nr 4
Obj. Nr 5
Obj. Nr 6
Obj. Nr 7
Obj. Nr 8
Obj. Nr 9
Rok 2001
Rok 2002
Rok 2001
Rok 1998
Rok 2001 Rok 2002
Rok 1996 Rok 1997 Rok 1998
Rok 1996 Rok 1997 Rok 1998 Rok 1999 Rok 2000
Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG
- 12 -
Rysunek 5
Analiza zmian struktury polskiego importu z UE w okresie 1994-2002
Analiza skupień podobieństwa poszczególnych lat wg metody Warda
z wykorzystaniem odległości euklidesowej
0,12
Odległość wiązania
0,10
0,08
0,06
0,04
0,02
0,00
ROK_2002
ROK_2001
ROK_2000
ROK_1999
ROK_1998
ROK_1997
ROK_1996
ROK_1995
ROK_1994
Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG
•
Import z CEFTA
Tabela 8
Macierz odległości euklidesowych podobieństwa struktur polskiego importu z CEFTA
w latach 1994-2002
Rok 1994
Rok 1995
Rok 1996
Rok 1997
Rok 1998
Rok 1999
Rok 2000
Rok 2001
Rok 2002
Rok 1994
0,00
0,09
0,08
0,09
0,10
0,11
0,12
0,11
0,13
Rok 1995
0,09
0,00
0,07
0,09
0,09
0,10
0,11
0,11
0,13
Rok 1996 Rok 1997 Rok 1998 Rok 1999 Rok 2000
0,08
0,09
0,10
0,11
0,12
0,07
0,09
0,09
0,10
0,11
0,00
0,04
0,05
0,06
0,07
0,04
0,00
0,02
0,04
0,05
0,05
0,02
0,00
0,03
0,04
0,06
0,04
0,03
0,00
0,03
0,07
0,05
0,04
0,03
0,00
0,08
0,06
0,05
0,04
0,03
0,09
0,07
0,07
0,06
0,04
Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG
Rok 2001
0,11
0,11
0,08
0,06
0,05
0,04
0,03
0,00
0,04
Rok 2002
0,13
0,13
0,09
0,07
0,07
0,06
0,04
0,04
0,00
Tabela 9
Przebieg aglomeracji podobieństwa struktur polskiego importu z CEFTA w latach 1994-2002
z wykorzystaniem metody Warda na bazie odległości euklidesowych
odległość
wiązania
0,0241
0,0260
0,0418
0,0448
0,0582
0,0852
0,1094
0,1856
Obj. Nr 1
Obj. Nr 2
Rok 1997
Rok 2000
Rok 1997
Rok 2000
Rok 1996
Rok 1994
Rok 1996
Rok 1994
Rok 1998
Rok 2001
Rok 1998
Rok 2001
Rok 1997
Rok 1995
Rok 1997
Rok 1995
Obj. Nr 3
Obj. Nr 4
Rok 1999
Rok 2002
Rok 1998
Rok 1999
Obj. Nr 5
Obj. Nr 7
Obj. Nr 8
Obj. Nr 9
Rok 1998 Rok 1999 Rok 2000 Rok 2001 Rok 2002
Rok 1996 Rok 1997 Rok 1998 Rok 1999 Rok 2000
Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG
Rok 2001
Rok 2002
- 13 -
Obj. Nr 6
Rysunek 6
Analiza zmian struktury polskiego importu z CEFTA w okresie 1994-2002
Analiza skupień podobieństwa poszczególnych lat wg metoda Warda
z wykorzystaniem odległości euklidesowej
0,20
0,18
0,16
Odległość wiązania
0,14
0,12
0,10
0,08
0,06
0,04
0,02
0,00
ROK_2002
ROK_2001
ROK_2000
ROK_1999
ROK_1998
ROK_1997
ROK_1996
ROK_1995
ROK_1994
Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG
Interpretacja wyników analizy skupień struktur
Na podstawie danych zawartych w tabelach przebiegu aglomeracji oraz odpowiednich
wykresów sopelkowych można powiedzieć, że najbardziej równomiernie zróżnicowane były
struktury w eksporcie Polski do krajów UE, gdyż pierwsze i drugie wiązanie grupują
dokładnie te same liczby lat, przy czym wielkość odległości dla trzech pierwszych wiązań jest
bardzo zbliżona i oscyluje wokół poziomu 0,02-0,03. Przedział dziewięciu lat jest mniej
więcej równo rozdzielony na trzy 3-letnie okresy, przy czym ostatni okres 2000-2002 posiada
największą wewnętrzną spoistość. Widać też wyraźnie odległość, jaka dzieli struktury
polskiego eksportu do UE w latach 2000-2002 od struktur jakie występowały w latach 199496 i w latach 1997-2000. Można się nawet zastanowić, co spowodowało, aż takie zbliżenie
tych struktur do siebie w okresie tuż przedakcesyjnym dla Polski.
Zmiany struktury polskiego eksportu do CEFTA były większe niż to miało miejsce w
strukturze polskiego eksportu do UE. Widać to po wyższym poziomie pierwszego wiązania,
które dla krajów CEFTA zrealizowane było na wysokości 0,029 dla lat 1999 i 2000, podczas
gdy dla krajów UE było to już na poziomie 0,020 przy łączeniu lat 2001 i 2002. Widać
natomiast, że na wyższym poziomie grupowania polski eksport do krajów CEFTA dzieli się
na dwa podokresy w kategoriach podobieństwa struktur. Pierwszy okres obejmuje lata od
- 14 -
1994 do 1997, a drugi zawiera się w przedziale od 1998 do 2002. Również tutaj widać
większe zbliżenie do siebie struktur eksportu realizowanego w okresie późniejszym.
W strukturze polskiego importu z krajów UE i CEFTA można również zauważyć
podobne tendencje jak i w eksporcie. Z jednej strony im bardziej okres analizy obejmuje lata
bliższe chwili obecnej, tym wyraźniejsze staje się zbliżanie się struktur do siebie, gdyż lata
1999-2002 dla stosunków z UE i lata 2000-2002 dla stosunków z CEFTA mają wyraźnie
niższy poziom wiązania niż to ma miejsce w okresach wcześniejszych. Z drugiej strony
widać, że struktura polskiego importu z UE jest bardziej stabilna, niż to ma miejsce w
polskim imporcie z krajów CEFTA. Zarówno bowiem początkowe, jak i końcowe poziomy
wiązania są niższe dla zmian struktur importu z UE niż dla zmian struktur importu z CEFTA.
Ponieważ podobna większa stabilność (chociaż nie o aż takim nasileniu) występuje w
przypadku polskiego eksportu potwierdzałoby to tezę, że nasze stosunki handlowe z krajami
UE cechuje znaczny stopień inercji, a zwłaszcza w przypadku importu, podczas gdy relacje z
krajami CEFTA często kształtowane są pod wpływem dużej dynamiki zdarzeń w
gospodarkach tych krajów i nie są przez to stabilne w dłuższym okresie czasu. Wpływ na tą
różnicę w stabilności struktur wymiany towarowej z UE i CEFTA ma również jej skala oraz
dynamika. Polskie obroty z krajami CEFTA stanowiły w 1994 r. zaledwie 7,5% obrotów
Polski z UE, a w 2002 r. stanowiły już ok. 12% (jako rezultat bardziej dynamicznego wzrostu
stosunków handlowych z CEFTA niż z UE). Zawsze więc choćby niewielka zmiana, ale
odniesiona do nieznacznych wartości wyjściowych, będzie przejawiała się w istotnej zmianie
struktury. Należy więc oczekiwać, że nadal w przyszłości zmiany struktury polskiego handlu
zagranicznego z krajami CEFTA (lub tymi krajami, które tworzyły to ugrupowanie) będą
podlegały większym relatywnym wahaniom, niż to ma miejsce w naszych stosunkach z UE.
- 15 -
Podsumowanie
Przedstawiona analiza została sporządzona na średnim stopniu agregacji towarowej
dla 97 działów taryfy i na wysokim szczeblu agregacji geograficznej, gdyż obejmowała całe
ugrupowania CEFTA i UE, bez podziału struktury towarowej w stosunkach z poszczególnymi
krajami. Zamysłem było właśnie potraktowanie tych dwóch ugrupowań, jako dwóch
odrębnych całości, które mają wpływ na polską gospodarkę. Dzięki temu możliwe było
zestawienie zmian, jakie zachodziły w polskim handlu zagranicznym na skutek integracji z
tymi dwoma blokami państw bez rozdzielania wpływów stosunków handlowych z
pojedynczymi krajami. Przeprowadzona analiza zmian struktury towarowej polskiego handlu
zagranicznego z krajami CEFTA i UE w latach 1994-2002 pozwala zgłosić kilka wniosków.
Następuje szybszy średni wzrost przeciętnej wartości towarów oznaczanych 9cyfrowym kodem PCN w obrotach Polski z CEFTA niż to ma miejsce w obrotach z UE.
Można oczekiwać, że w okresie następnych kilkunastu lat średnie wielkości dostaw w
odpowiednich pozycjach towarowych zbliżą się bardzo do siebie w stosunkach handlowych
Polski z krajami obecnej UE i krajami tworzącymi w 2002 r. ugrupowanie CEFTA.
Zmiany obu wskaźników miar odległości, zarówno Euklidesa, jak i współczynnika
dywergencji Clarka, wskazują na stopniowe upodobnianie się struktur polskiej wymiany
towarowej z krajami CEFTA i UE. Proces upodobniania się struktur polskiego importu i
eksportu wobec krajów UE i CEFTA uwidocznił się szczególnie pod koniec lat 90-tych i
wydaje się, że będzie kontynuowany w najbliższej przyszłości.
Strukturę polskiej wymiany handlowej z krajami UE cechuje większa stabilność niż to
ma miejsce w przypadku stosunków z CEFTA. Zmiany jakie następowały w strukturach
eksportu i importu zarówno wobec UE, jak i wobec CEFTA, były najbardziej znaczące w
pierwszej połowie analizowanego okresu. W drugiej połowie lat 1994-2002 zmiany tych
struktur były już znacznie mniej widoczne. Oznacza, to że polska gospodarka stopniowo
osiąga kształt modelu docelowego, ale wcale nie optymalnego, struktury swoich stosunków
handlowych z krajami UE i CEFTA. Każda następna roczna zmiana, która byłaby pod
względem absolutnej różnicy większa niż zmiana dokonana w poprzednim roku staje się
coraz mniej prawdopodobna. Tendencja ta świadczy o utrwalaniu się i umocnieniu
wypracowanych z biegiem czasu relacji handlowych opartych o zasady gospodarki
wolnorynkowej, dla których nie oczekuje się, ani nie zakłada żadnych gwałtownych zmian.
Tym samym potwierdza się teza o coraz bardziej trwałym związaniu polskiej gospodarki z
tymi rynkami.
- 16 -