ROZDZIAŁ 10 DEKOMPOZYCJA STRUKTURALNA ZMIAN OSZCZĘDNOŚCI SEKTORÓW INSTYTUCJONALNYCH W POLSCE

Transkrypt

1 Joanna Trębska ROZDZIAŁ 10 DEKOMPOZYCJA STRUKTURALNA ZMIAN OSZCZĘDNOŚCI SEKTORÓW INSTYTUCJONALNYCH W POLSCE Wprowadzenie Dekompozcja strukturalna definiowana jest jako metoda pozwalająca na wróżnienie głównch przesunięć wewnątrz gospodarki poprzez środki porównawczch statcznch zmian w kluczowch dla danego zjawiska grupach parametrów (Skolka, 1989). Wkorzstanie technik dekompozcji strukturalnej pozwala na wjaśnienie determinant zmian określonch zmiennch w czasie poprzez oddzielenie zmian poszczególnch części składowch tch zmiennch oraz kwantfikację podstawowch źródeł zmian wśród szerokiej grup zmiennch. W opracowaniu przedstawiono pokrótce metodologię dekompozcji strukturalnej, w tm etap dekompozcji strukturalnej, problem niejednoznaczności postaci dekompozcji, zakresu czasowego dekompozcji. Zaprezentowane badania empirczne obejmują wskazanie źródeł zmian: rocznch strumieni oszczędności w gospodarce polskiej w latach , skłonności do oszczędzania, jako funkcji skłonności do oszczędzania i dochodów poszczególnch sektorów insttucjonalnch, oszczędności sektorów insttucjonalnch w latach Metodologia dekompozcji strukturalnej Zastosowanie metod dekompozcji strukturalnej poprzedzone jest zapisaniem odpowiedniej tożsamości opisującej badaną zmienną. W najprostszm przpadku, ograniczającm się do dwóch zmiennch będącch determinantami: x z, gdzie zmienne, x i z mogą bć skalarami, wektorami lub macierzami. Zmiana poziomu zmiennej w dwóch okresach czasu (0) i (1) jest równa: ( 1) (0), co może bć zdekomponowane na zmian jej determinant x i z według następującch formuł (Dietzenbacher, Los, 1998): x(1) x(0) x(1) x(0) x(0) + x(0) ( x(1) x(0)) + x(0)( ) ( x) + x(0)( z) (1a) x( 1) x(1) x(0) + x(1) x(1)( ) + ( x(1) x(0)) ( x) + x(1)( z) (1b) Powższe dwie alternatwne form dekompozcji addtwnej 1a i 1b są równoważne tlko w przpadku dwóch determinant. Składniki sum określane są jako udział zmian x i z w zmianach zmiennej. Element ( x) pokazuje wielkość, o jaką zmieniłab się zmienna w okresie (1) w porównaniu do (0) na skutek obserwowanej zmian x w tm okresie, prz założeniu, że zmienna z w okresie (0) błab taka jak w okresie (1). Z kolei, element x( 0)( z) pokazuje, o ile zmieniłab się zmienna w okresie (1) w porównaniu do (0), na skutek obserwowanej zmian z w tm okresie, prz założeniu, że zmienna x w okresie (1)

2 Dekompozcja strukturalna zmian oszczędności sektorów insttucjonalnch w Polsce 115 błab taka jak w okresie (0). Analogicznie należ interpretować składniki równania 1b. Ab uniknąć konieczności przjmowania założenia o stałości jednej ze zmiennch na poziomie z wbranego okresu, dla dwóch zmiennch determinującch możliwe jest przjęcie pośredniej form dekompozcji, według której poziom zmiennch x i z z okresu (0) i (1) zostaje uśrednion: ( x) + + x(0) + x(1) ( z). (2) Multiplikatwna forma dekompozcji, gdzie zmienna definiowana jest jako iloczn tlko dwóch zmiennch x i z, może bć zapisana w sposób jednoznaczn: (1) x(1) x(0) x(1) (0) x(0) x(0) x(0) (3) x(1) x(1) x(1) x(1) x(0) x(0) W ogólnm przpadku zmienną można przedstawić jako pewną funkcję argumentów x 1, x 2,, x n, to jest: f ( x1, x2,..., xn). Dekompozcja strukturalna poprzedzona powinna bć wznaczeniem kolejnch wartości zmiennej : I f x (0), x (0),..., x (0)... (0) II III N N + 1 (1) f f oraz N (1) N N 1 II I (0) f f { 1 2 n } { x1 (0), x2(0),..., xn(1) } { x (0), x (0),..., x (1), x (1) } f 1 { x1 (0), x2(1),..., xn(1) } f { x (1), x (1),..., x (1) } n 1 f { x1 (1), x2(1),..., xn(1) } { x1 (1), x2(1),..., xn(0) } f { x (1), x (1),..., x (0), x (0)} { x1 (1), x2(0),..., xn(0) } { x (0), x (0),..., x (0)} f n n 1 n n n (4a), (4b) I N + 1 gdzie ( 0) i (1) to wartości empirczne pochodzące odpowiednio z okresów (0) i (1), zaś II III N pozostałe,,..., są wartościami hipotetcznmi. Dokonując dekompozcji addtwnej, zarówno dla kolejnch wartości wznaczonch według formuł 4a, jak i 4b, można zapisać jako sumę następującch różnic: N + 1 N N N 1 III II II I ( ( 1) ) + ( ) ( ) + ( (0) ) N +1 N Różnica ( 1) ) zmienna na skutek zmian zmiennej x 1, różnica ( N N 1 ) ( dla pierwszej postaci dekompozcji pokazuje jak zmieniłab się pokazuje jak zmieniłab się zmienna na skutek zmian zmiennej x 2 itd., prz założeniu stałości kolejnch zmiennch na poziomie z okresu (1), interpretując element wznaczone w oparciu o wzór 4a. Podobnie interpretuje się element wznaczone z drugiej form dekompozcji (wzór 4b) tle, że w odwrotnej kolejności i prz założeniu stałości kolejnch zmiennch na poziomie z okresu (0). Dekompozcja multiplikatwna wglądałab tu w następując sposób: (5)

3 116 Joanna Trębska (1) (0) N + 1 N (1) N N 1 gdzie iloraz N + 1 (1) N... II I (0), (6) należ interpretować jako procentową zmianę zmiennej jako skutek w- izolowanej zmian zmiennej x 1. Również w tm przpadku możliwe jest wznaczenie średniej artmetcznej lub geometrcznej odpowiednio z kolejnch różnic lub ilorazów obliczonch na podstawie dwóch polarnch form dekompozcji. Wszstkie równoważne z punktu widzenia interpretacji postaci dekompozcji uzskiwane są poprzez zastosowanie równania 4a lub 4b dla każdej permutacji elementów zbioru {1,,n} i zapisanie n addtwnch komponentów w ich orginalnej kolejności. Stąd ilość form dekompozcji jest równa liczbie permutacji, to jest n! Jak widać, postać dekompozcji strukturalnej nie jest jedna. Nie istnieje krterium umożliwiające wbór najlepszej postaci dekompozcji, a wbór ten ma znaczenie z uwagi na to, że w zależności od przjętej postaci dekompozcji strukturalnej różne są wniki mierzące udział poszczególnch zmiennch w zmianach zmiennej. Ab uogólnić otrzmane wniki dekompozcji można wznaczć na przkład średnią z polarnch postaci dekompozcji (średnią artmetczną w przpadku addtwnej form dekompozcji lub geometrczną, gd dekompozcja została zapisana w formie multiplikatwnej). Zapisane powżej formuł dekompozcji strukturalnej odnoszą się do dwóch okresów (0) i (1), prz czm mogą to bć okres bezpośrednio sąsiadujące w czasie lub znacznie od siebie oddalone, gdzie (0) oznacza pierwsz okres, dla wkorzstwanego szeregu czasowego, a (1) ostatni. Możliwe jest również postępowanie iteracjne, w którm wznacza się ocen wpłwu zmian wbranch zmiennch na zmian dekomponowanej zmiennej w badanm okresie w porównaniu do poprzedniego. Następnie poprzez powiązanie łańcuchowe można pokazać wpłw zmian tch determinant w dłuższm horzoncie czasowm. Dekompozcja zmian oszczędności w gospodarce ogółem według podstawowej formuł oszczędności Oszczędności ogółem w gospodarce (S) mogą bć definiowane jako iloczn skłonności do oszczędzania lub stop oszczędności (s) i dochodu, mierzonego Produktem Krajowm Brutto, Dochodem Narodowm lub dochodami do dspozcji (Y), czli S sy, prz czm relację oszczędności do PKB określa się stopą oszczędności, zaś relację oszczędności do dochodu do dspozcji skłonnością do oszczędzania. Zgodnie z teorią ekonomii, wzrost skłonności do oszczędzania w bezpośredni sposób wpłwa na wzrost oszczędności, również wzrost dochodu, zakładając stałą skłonność do oszczędzania, powoduje wzrost oszczędności (Carroll, Overland, Weil, 2000; Garbicz, Golachowski, 2004). Addtwna forma dekompozcji strukturalnej może zostać zapisana w następując sposób (por. wzór 1a i 1b): S sy ( 1) + s(0) Y sy ( 0) + s(1) Y (7) lub uśredniając wartości zmiennch s i Y (por. wzór 2): S ( s) Y (0) + Y (1) + s(0) + s(1) ( Y ). (8) Zaś dekompozcja multiplikatwna będzie następująca (por. wzór 3): S(1) s(1) Y (1). (9) S(0) s(0) Y (0) Przjęto dwustopniow schemat dekompozcji strukturalnej zmian oszczędności w

4 Dekompozcja strukturalna zmian oszczędności sektorów insttucjonalnch w Polsce 117 gospodarce polskiej. Po pierwsze, analizie poddano ocenę wpłwu zmian skłonności do oszczędzania i dochodu (tutaj Produktu Krajowego Brutto) na zmian oszczędności ogółem w gospodarce porównując ich poziom do wartości z roku poprzedniego, a zatem S t St St 1 (t 1992, 1993,, 2005) i analogicznie dla dekompozcji w formie multiplikatwnej. W drugim kroku, stosując nawiązanie łańcuchowe, wznaczono łączn wpłw zmian wmienionch zmiennch na zmian oszczędności w roku 2005 w stosunku do Takie postępowanie m.in. eliminuje obciążenie wników dekompozcji związane ze zmianami w rozwiązaniach metodologicznch rachunków narodowch (na przkład wprowadzenia rachunków szarej stref, które w znacznm stopniu odnosił się właśnie do oszczędności). Szeregi czasowe dla oszczędności brutto i PKB został utworzone poprzez urealnienie danch statstcznch pochodzącch z rachunków narodowch. W celu wrażenia wielkości analizowanch zmiennch w cenach stałch (z 2005 roku) wkorzstano publikowan deflator PKB oraz oszacowan deflator oszczędności 1. Na podstawie uszeregowanch w ten sposób danch, obliczono kolejno hipotetczne wartości oszczędności dla całego okresu objętego badaniem, to jest dla lat (por. wzór 4a i 4b). Rsunek 1. Wniki dekompozcji strukturalnej zmian oszczędności w gospodarce polskiej (w cenach stałch z 2005 roku) mln PLN S^ S^(0)+ s(y(0)+y(1))/2 S^(0)+ Y(s(0)+s(1))/2 Źródło: obliczenia własne na podstawie danch z Rocznika Statstcznego RP 1996 oraz Rachunków narodowch według sektorów insttucjonalnch , i Na rsunku 1. pokazano kształtowanie się rocznch strumieni oszczędności w gospodarce polskiej oraz jak zmieniałb się oszczędności na skutek wizolowanch zmian stóp oszczędności i PKB. Jak już zostało napisane wcześniej, dekompozcja strukturalna przeprowadzona rok do roku eliminuje obciążenie wników na skutek zmian wewnątrz sstemu rachunków narodowch będącch źródłem danch statstcznch. Wkres powższ, opracowan na podstawie wników addtwnej dekompozcji strukturalnej, przedstawia spójne metodologicznie strumienie oszczędności, to jest według metodologii danch statstcznch obowiązującej w 2005 roku. Zatem wielkości prezentowane na rsunku 1. różnią się od ofi- 1 deflator dla oszczędności został skonstruowan jako średnia ważona z wskaźnika cen nakładów brutto na środki trwałe i wskaźnika cen dóbr i usług konsumpcjnch, gdzie wagą dla pierwszego składnika średniej są relacje nakładów brutto na środki trwałe danego sektora do jego oszczędności w przpadku, gd oszczędności przewższają nakład na środki trwałe, w przeciwnm wpadku delator ten jest równ wskaźnikowi cen nakładów brutto na środki trwałe

5 118 Joanna Trębska cjalnie publikowanch tm, że po pierwsze są to wielkości urealnione, a po drugie, strumienie oszczędności w latach są wższe od publikowanch ze względu na fakt nieuwzględniania w rachunkach narodowch w tm okresie rozmiarów szarej stref. Dzięki temu, że dla 1994 roku są dostępne rachunki narodowe, zarówno te, które jeszcze nie obejmują szarej stref, jak i już ją obejmują, możliwe bło skonstruowania spójnego metodologicznie szeregu czasowego przedstawiającego realne wielkości rocznch strumieni oszczędności Ŝ (w cenach stałch z 2005 roku). Wraźnie widać, że oszczędności generalnie charakterzował się tendencją rosnącą, zmniejszenie się strumienia oszczędności obserwowane bło jednie w latach 1992, 1999, 2001 i Dodatnie przrost oszczędności wnikał w większm stopniu ze zmian dochodu w gospodarce, aniżeli zmian stop oszczędności, z wjątkiem roku 1994, 1998, 2005, zaś spadki oszczędności w wmienionch wcześniej latach bł konsekwencją przede wszstkim spadków w tch okresach stop oszczędności. Na przkład, w 1992 roku oszczędności zmalałb o około 3900 mln PLN (w cenach z 2005 roku) na skutek zmian stop oszczędności, prz założeniu, że dochód pozostanie niezmienn. Gdb jednak założć stałość stop oszczędności, to w wniku zmian dochodu oszczędności wzrosłb o około 1800 mln PLN (w rzeczwistości spadł o 2048 mln PLN). Z kolei, gdb w 2004 i 2005 roku dochód bł taki sam, to oszczędności wzrosłb o blisko mln PLN na skutek zmian stop oszczędności, zaś wizolowana zmiana PKB bła źródłem wzrostu oszczędności o około 5500 mln PLN. Okazało się, że wniki dekompozcji addtwnej tlko w niewielkim stopniu zmieniają się w zależności od przjętej postaci dekompozcji. Wniki dekompozcji strukturalnej w postaci multiplikatwnej (por. rsunek 2.) potwierdzają, że tendencja rosnąca, obserwowana w przpadku oszczędności, wnika ze zmian dochodu w gospodarce, mierzonego PKB. Na przkład, wzrost PKB obserwowan w 2003 roku w stosunku do 2002, prz założeniu stałej stop oszczędności, spowodowałb wzrost strumienia oszczędności o 3,9%, zaś zmiana skłonności do oszczędzania, zakładając brak zmian PKB, błab źródłem wzrostu oszczędności jednie o 2%. Na skutek obserwowanch zmian PKB i stop oszczędności, oszczędności realnie wzrosł w tm roku o 6%. W tablic 1. przedstawiono udział zmian stop oszczędności oraz dochodu w zmianach strumienia oszczędności w 2005 roku w porównaniu do Jak widać, skumulowan wzrost oszczędności w tm okresie wnikał ze wzrostu dochodu. Gdb stop oszczędności nie uległ zmianie, to oszczędności wzrosłb o około mln PLN (w cenach z 2005 roku), to jest 95,4% na skutek zmian dochodu w tm okresie. Gdb jednak dochód nie uległ zmianie, to zmian stop oszczędności spowodowałb spadek oszczędności o blisko 2000 mln PLN, to jest 1,9%. Tablica 1. Źródła zmian oszczędności w gospodarce polskiej w 2005 roku w porównaniu do 1991 (w cenach stałch z 2005 roku) addtwna iplika tw- Postać dekompozcji stopa oszczędności dochód Razem sy ( 1) + s(0) Y -1734, ,7 sy ( 0) + s(1) Y -2173, , , ( s) Y(0) + Y(1) + s(0) + s(1) ( Y) -1953, , s(1) Y (1) s(0) Y (0) 98,1 195,4 193,1 Źródło: obliczenia własne. w mln PLN rok

6 Dekompozcja strukturalna zmian oszczędności sektorów insttucjonalnch w Polsce 119 Źródła zmian skłonności do oszczędzania w gospodarce narodowej ogółem Oszczędności w gospodarce są sumą oszczędności poszczególnch sektorów insttucjonalnch. Formułę opisującą oszczędności można zatem zdekomponować w następując sposób: S snpynp + sgdygd + sfinyfin + sprzyprz + srzyrz, (10) gdzie: S oszczędności brutto, Y dochod do dspozcji brutto 2, s NP, Y NP skłonność do oszczędzania i dochod insttucji niekomercjnch (non-profit), s GD, Y GD skłonność do oszczędzania i dochod gospodarstw domowch, s FIN, Y FIN skłonność do oszczędzania i dochod insttucji finansowch i ubezpieczeniowch, s PRZ, Y PRZ skłonność do oszczędzania i dochod przedsiębiorstw niefinansowch, s RZ, Y RZ skłonność do oszczędzania i dochod insttucji rządowch i samorządowch. W tak zapisanm równaniu, oszczędności są funkcją 10 zmiennch. Prz czm w przpadku sektora przedsiębiorstw niefinansowch, ze względu na to, że oszczędności są jedną transakcją zapisaną na rachunku wkorzstania dochodów do dspozcji, skłonność do oszczędzania z definicji jest równa 1 ( s PRZ 1). Zatem liczba determinant oszczędności zmniejsza się do 9 (do roku 1995 również s FIN 1, jednakże ze względu na wprowadzenie korekt z ttuł zmian udziałów netto gospodarstw domowch w rezerwach fundusz emertalnch s FIN < 1). W celu dokonania dekompozcji zmian oszczędności w gospodarce, wróżniając skłonności do oszczędzania i dochod do dspozcji poszczególnch sektorów insttucjonalnch jako argument funkcji opisującej oszczędności, należ wznaczć kolejno wartości oszczędności według wzoru 10 zacznając od podstawienia wartości wszstkich zmiennch z okresu (0), a następnie wmian wartości jednego z argumentów na wartość z okresu (1), dwóch argumentów, trzech itd., aż do obliczenia wartości S, jako funkcji wszstkich zmiennch pochodzącch z okresu (1). Dekompozcja strukturalna zmian oszczędności w Polsce w latach , z wróżnieniem skłonności do oszczędzania i dochodów poszczególnch sektorów insttucjonalnch, została przeprowadzona po uprzednim podzieleniu oszczędności ogółem i dochodów sektorów przez dochod do dspozcji ogółem. W rezultacie tego, zmienną objaśnianą nie są zatem zmian rocznch strumieni oszczędności w gospodarce, ale skłonności do oszczędzania (s), zaś jej determinantami są zmian skłonności do oszczędzania sektorów insttucjonalnch oraz udziałów dochodów tch sektorów w dochodach ogółem w gospodarce (): s s NP NP + sgd GD + sfin FIN + PRZ + srz RZ. (11) Wniki dekompozcji wskazują na to, że wzrost skłonności do oszczędzania w latach 1994 i 1998 wnikał przede wszstkim ze zmian udziału dochodów sektora insttucji finansowch i ubezpieczeniowch w dochodach ogółem oraz skłonności do oszczędzania insttucji rządowch i samorządowch. Gdb wszstkie zmienne poza udziałem dochodów sektora insttucji finansowch i ubezpieczeniowch w dochodach ogółem pozostał constans, to skłonność do oszczędzania w gospodarce wzrosłab w 1994 roku o 1,14 pkt %, a w 1998 roku o 0,27 pkt %, (w rzeczwistości wzrosła w 1994 roku o 1,46 pkt %, a w 1998 roku o 1,05 pkt %). Z kolei, wzrost opiswanej zmiennej w roku 2003 bł konsekwencją przede wszstkim zmian udziału dochodów przedsiębiorstw niefinansowch w dochodach ogółem. Gdb 2 Z uwagi na to, że w przpadku niektórch sektorów insttucjonalnch PKB jest znacznie wższe niż dochod do dspozcji, wkorzstanie tutaj PKB w roli Y dla tch sektorów dałob skłonność do oszczędzania przekraczającą 1.

7 120 Joanna Trębska zmianie uległa tlko ta zmienna, to skłonność do oszczędzania w gospodarce wzrosłab 2,66 pkt %, podczas gd w rzeczwistości wzrosła jednie o 0,6 pkt %. Źródłem wzrostu skłonności do oszczędzania w gospodarce polskiej w 2005 roku bł zmian udziału dochodów insttucji rządowch i samorządowch oraz finansowch i ubezpieczeniowch w dochodach ogółem. Spadki skłonności do oszczędzania w latach 1992, 1996, 1999, 2000, 2002, 2004 bł konsekwencją zmian skłonności do oszczędzania gospodarstw domowch, w 1992 roku również zmian udziału dochodów insttucji finansowch i ubezpieczeniowch w dochodach ogółem, a w 2000 roku zmian skłonności do oszczędzania insttucji rządowch i samorządowch. Na przkład, gdb wszstkie zmienne będące determinantami skłonności do oszczędzania zapisanmi w równaniu 11, oprócz skłonności do oszczędzania gospodarstw domowch, pozostał stałe, to skłonność do oszczędzania w gospodarce ogółem w 1992 roku spadłab o 0,89 pkt % (w rzeczwistości skłonność do oszczędzania spadła o 0,41 pkt %, to jest 2,6 %), o 1,74 pkt % w 1996 (0,68 pkt %), o 1,51 pkt % w 1999 (0,97 pkt %), o 1,13 pkt % w 2000 (1,4 pkt %), o 2,69 pkt % w 2002 (1,86 pkt %) i o 0,43 pkt % w 2004 (0,46 pkt %). Źródłem spadku skłonności do oszczędzania w roku 2001 bła zmiana udziału dochodów przedsiębiorstw niefinansowch w dochodach ogółem. Zmian skłonności do oszczędzania w gospodarce polskiej w najmniejszm stopniu wnikał ze zmian udziału dochodów gospodarstw domowch w dochodach ogółem oraz skłonności do oszczędzania i udziału dochodów insttucji niekomercjnch w dochodach ogółem w gospodarce. Rsunek 2. Wniki dekompozcji strukturalnej zmian skłonności do oszczędzania w gospodarce polskiej % dochodów do dspozcj s^(yrz) s^(srz) s^(yprz) s^(yfin) s^(sfin) s^(ygd) s^(sgd) s^(ynk) s^(snk) s^ Źródło: opracowanie własne Spadek skłonności do oszczędzania w roku 2005 w porównaniu do 1991, będąc efektem skumulowanch zmian tej zmiennej z roku na rok, po uwzględnieniu zmian w klasfikacji niektórch sektorów insttucjonalnch, które zniekształcałb faktczną dnamikę zmian oszczędności, wniósł blisko 2,5 pkt %. Wnikało to w największm stopniu ze spadku

8 Dekompozcja strukturalna zmian oszczędności sektorów insttucjonalnch w Polsce 121 skłonności do oszczędzania gospodarstw domowch, na co wskazują również wniki cząstkowe dekompozcji. Gdb obserwowane bł jednie zmian tej zmiennej, a pozostałe kategorie ekonomiczne bł stałe, to skłonność do oszczędzania w gospodarce spadłab o 8,5 pkt %. W znacznie mniejszm stopniu spadek skłonności do oszczędzania w tm okresie bł konsekwencją zmian udziału dochodów gospodarstw domowch i insttucji finansowch i ubezpieczeniowch w dochodach ogółem, skłonności do oszczędzania insttucji finansowch i ubezpieczeniowch oraz insttucji niekomercjnch. Gdb nie zmian tch kategorii ekonomicznch, to na skutek zmian pozostałch zmiennch wmienionch w równaniu 11, skłonność do oszczędzania w gospodarce nie zmalałab w tak istotn sposób. Cznnikiem, któr powstrzmał skłonność do oszczędzania przed jeszcze większm spadkiem, bł przede wszstkim zmian udziału dochodów przedsiębiorstw niefinansowch w dochodach ogółem (wzrost z 3% w 1991 roku do ponad 10% w 2005). Gdb wszstkie z branch pod uwagę determinant skłonności do oszczędzania pozostał stałe, oprócz udziału dochodów przedsiębiorstw niefinansowch w dochodach ogółem, to skumulowana zmiana skłonności do oszczędzania w badanm okresie wniosłab +4,1 pkt % (por. tablica 2). Tablica 2. Źródła zmian skłonności do oszczędzania w gospodarce polskiej w 2005 roku w porównaniu do 1991 Zmienna Postać dekompozcji addtwna (pkt %) multiplikatwna (rok ) Y RZ 0, ,0 s RZ 4, ,1 Y PRZ 4, ,3 Y FIN -1,670 90,9 s FIN -0,477 97,4 Y GD -0,653 96,7 s GD -8,465 60,5 Y NK 0, ,4 s NK -0,160 99,3 Razem -2,499 88,5 Źródło: obliczenia własne Źródła zmian oszczędności sektorów insttucjonalnch Jedną z podstawowch zasad sstemu rachunków narodowch jest bilansowanie się przchodów i rozchodów. Równość ta na rachunku kapitałowm wgląda następująco: przchod: oszczędności brutto transfer kapitałowe zadłużenie rozchod: akumulacja (nakład brutto na środki trwałe i przrost rzeczowch środków obrotowch) transfer kapitałowe wierztelności Zatem oszczędności to akumulacja plus wierztelności minus zadłużenie i saldo transferów kapitałowch. Jeżeli zostaną wznaczone pewne parametr mierzące skłonność do oszczędzania w formie finansowej (iloraz wierztelności i dochodów do dspozcji) oraz skłonność do zadłużania się w celu dokonania zakupu dóbr inwestcjnch (iloraz zadłużenia

9 122 Joanna Trębska i akumulacji), to można zapisać następujące równanie oszczędności poszczególnch sektorów insttucjonalnch: S s finy + ( 1 z) I TK, (12) gdzie: S oszczędności brutto, s fin skłonność do oszczędzania finansowego, Y dochód do dspozcji, z skłonność do zadłużania się, I akumulacja, TK saldo transferów kapitałowch (przchod minus rozchod). Zależności międz oszczędnościami a ich determinantami wróżnionmi w równaniu 12 można tłumaczć również jako zależności przcznowo-skutkowe. Skłonność do oszczędzania w bezpośredni sposób wpłwa na poziom oszczędności finansowch będącch częścią składową oszczędności ogółem. Według wielu teorii ekonomicznch, dochód traktowan jest jako główna determinanta oszczędności zarówno w skali makroekonomicznej, jak i mikroekonomicznej (np. Carroll, Overland, Weil, 2000). Jeżeli założm, że oszczędności wnikają z zamierzeń dotczącch zakupu dóbr trwałego użtku (inwestcji rzeczowch), to oszczędności należ traktować jako rosnącą funkcję akumulacji. Z kolei, wzrost skłonności do zadłużania się w celu zakupu dóbr inwestcjnch będzie cznnikiem obniżającm skłonność do oszczędzania, co prz założeniu stałości dochodu, powoduje spadek oszczędności. Podobna zależność będzie dotczła oszczędności i salda transferów kapitałowch. Zwiększenie salda transferów kapitałowch to wzrost przchodów na rachunku kapitałowm, co prz ustalonm poziomie inwestcji obniża skłonność do oszczędzania. Sposób przeprowadzenia dekompozcji zmian oszczędności poszczególnch sektorów insttucjonalnch jest analogiczn do przedstawionego w poprzednich częściach opracowania. W pierwszm kroku wznaczane są hipotetczne wielkości oszczędności wmieniając kolejno wartości argumentów funkcji oszczędności (por. równanie 12) z okresów (0) i (1) (por. równanie 4a i 4b), następnie dokonuje się dekompozcji zmian oszczędności (por. wzór 5). Z uwagi na fakt, że roczne strumienie oszczędności mogą przjmować zarówno wartości dodatnie, jak i ujemne, w niektórch przpadkach niemożliwe bło uzskanie sensownch wników dekompozcji multiplikatwnej, zatem analiza ogranicza się do wników dekompozcji addtwnej. Przeprowadzone badanie źródeł zmian oszczędności sektorów insttucjonalnch w Polsce ogranicza się do okresu ze względu na dostępność i spójność danch statstcznch dla kategorii wierztelności (nabcie netto aktwów finansowch) i zadłużenia (zaciągnięcie netto zobowiązań), które pochodzą z publikacji Rachunki finansowe według sektorów i podsektorów insttucjonalnch i Wniki dekompozcji strukturalnej zmian oszczędności insttucji niekomercjnch wskazują na to, że spośród wmienionch cznników, głównm ich źródłem zmian oszczędności bł zmian skłonności do oszczędzania w formie finansowej, szczególnie znaczące w latach 2000, 2001 i Skłonność do oszczędzania finansowego wzrosła w latach z 25% do 34% dochodów do dspozcji, po czm spadła w roku 2000 do 12%, wzrosła w 2001 i 2002 do 23%, a następnie zmalała aż do 8% w 2003 i 12% w W roku 2005 oszczędności sektora insttucji niekomercjnch bł o ponad 1000 mln PLN wższe niż w 1995 roku (w cenach stałch z 2005 roku), to jest o 75,6%. Źródłem tego wzrostu bł przede wszstkim zmian salda transferów kapitałowch oraz dochodów do dspozcji tego sektora. Okazuje się, że gdb zmienił się tlko dochod, a skłonność do oszczędzania i zadłużania się, transfer kapitałowe i akumulacja nie uległ zmianie, to oszczędności tego sektora wzrosłb o ponad 1200 mln PLN. Gdb jednak zmianie uległa na przkład tlko skłonność do oszczędzania finansowego, to skumulowana zmiana oszczędności w tm okresie wniosłab około 1630 mln PLN, co oznacza spadek o prawie 50%.

10 Dekompozcja strukturalna zmian oszczędności sektorów insttucjonalnch w Polsce 123 Również analiza zmian oszczędności sektora gospodarstw domowch w oparciu o dekompozcję strukturalną pokazuje, że zarówno wzrost oszczędności, jak i spadki, podążają przede wszstkim za zmianami skłonności do oszczędzania finansowego. W latach oszczędności finansowe stanowił ponad 10% dochodów do dspozcji, a w roku 2004 wskaźnik ten spadł do 1%, po czm wzrósł w 2005 do 5%. Rzeczwiste zmian oszczędności są mniejsze niż wnikałob z wizolowanch zmian skłonności do oszczędzania, co wnika ze zmian innch zmiennch będącch determinantami oszczędności, a szczególnie zmian skłonności do zadłużania się (wzrostu w latach , spadku w latach i ponownch wzrostów). Na przkład, gdb w 2005 roku zmianie uległa tlko skłonność do oszczędzania, a pozostałe argument funkcji oszczędności tego sektora nie uległ zmianie, to oszczędności gospodarstw domowch wzrosłb o około mln PLN, to jest 90,4% strumienia oszczędności z 2004 roku, a w rzeczwistości wzrosł jednie o 2,1%. Z kolei, jeśli zmieniła się w tm roku jednie skłonność do zadłużania się, która znacząco wzrosła w tm roku, to oszczędności tego sektora zmalałb o 45%. Skumulowane zmian oszczędności gospodarstw domowch w latach wniosł mln PLN (w cenach stałch z 2005 roku), co oznacza spadek o 37%. Głównm źródłem zmniejszenia się rocznego strumienia oszczędności w tm okresie bł spadki skłonności do oszczędzania w formie finansowej, a także wzrost skłonności do zadłużania się. W latach dochod do dspozcji oraz akumulacja wkazwał sstematczną tendencję rosnącą: dochod wzrosł realnie o blisko 50%, a akumulacja o prawie 100% w 2005 w stosunku do Gdb zmianie uległ tlko te zmienne, a nie uległ zmianie pozostałe zmienne, to obserwowan błb wzrost oszczędności gospodarstw domowch. Roczne strumienie oszczędności insttucji finansowch i ubezpieczeniowch charakterzował bardzo niewielką zmiennością (roczne zmian nie przekraczał 20%). Warto tutaj podkreślić dość istotną zmianę w klasfikacji jednostek zaliczanch do tego sektora. Nieuwzględnienie tego faktu w znacząc sposób zmieniłob wniki dekompozcji strukturalnej skumulowanch zmian oszczędności tego sektora poprzez nawiązanie łańcuchowe. Spośród determinant oszczędności insttucji finansowch i ubezpieczeniowch największą zmiennością charakterzowała się skłonność do oszczędzania w formie finansowej oraz skłonność do zadłużania się. Prz czm podobn kierunek zmian tch parametrów w stuacji, gd wzrost skłonności do oszczędzania przcznia się do wzrostu oszczędności, a wzrost skłonności do zadłużania się powodował ich spadek, bło przczną tego, że roczne strumienie oszczędności nie zmieniał się istotnie. Wzrost strumienia oszczędności tego sektora w 2005 roku wnikał również ze wzrostu dochodów tego sektora. Na początku okresu objętego badaniem ważnm źródłem zmian oszczędności bła akumulacja. Jednakże dodatnie efekt zmian skłonności do oszczędzania, zadłużania się oraz dochodów tego sektora spowodował, że realn spadek oszczędności tego sektora bł nieznaczn. Zmian rocznch strumieni oszczędności sektora przedsiębiorstw niefinansowch wnikał przede wszstkim ze zmian skłonności do oszczędzania w formie finansowej, skłonności do zadłużania się oraz dochodów do dspozcji tego sektora. Źródłem wzrostu oszczędności w latach 1996, 1998, 2003 i 2005 bł przede wszstkim wzrost skłonności do oszczędzania finansowego. Z kolei, dodatnie przrost oszczędności przedsiębiorstw w latach 1999, 2000, 2002 bł konsekwencją wzrostów dochodów do dspozcji, a także spadków skłonności do zadłużania się tego sektora. Głównmi determinantami wzrostu oszczędności przedsiębiorstw w 2005 roku w stosunku do 1995 bł skumulowane zmian dochodów do dspozcji tego sektora, a także skłonności do zadłużania się, podczas gd efektem wizolowanch zmian skłonności do oszczędzania finansowego, cz akumulacji błb spadek oszczędności. Statstczna analiza oszczędności insttucji rządowch i samorządowch jest szczególnie trudna z uwagi na bardzo dużą zmienność i obserwowanie ujemnch rocznch stru-

11 124 Joanna Trębska mieni oszczędności, co uniemożliwia stosowanie miar względnch do ocen ich dnamiki. Ponadto w roku 2000 wprowadzono istotną zmianę zakresu podmiotowego jednostek zaliczanch do tego sektora. Podobnie jak w przpadku oszczędności insttucji finansowch i ubezpieczeniowch, nieuwzględnienie tej zmian znacznie zniekształca obraz dnamiki realnch oszczędności. Po weliminowaniu efektów zmian klasfikacji poprzez zastosowanie nawiązania łańcuchowego, wniki dekompozcji strukturalnej, wskazują na wzrost realnch oszczędności, którego źródłem są zmian salda transferów kapitałowch oraz dochodów do dspozcji tego sektora. Wzrost rocznch strumieni oszczędności insttucji rządowch i samorządowch w latach 1996, 1997, 1999 i 2005 wnikał przede wszstkim ze zmian skłonności do oszczędzania finansowego. Z kolei, wzrost oszczędności obserwowane w latach 1998, 2000 (wniki uzskane na podstawie danch za lata 1999 i 2000 przed zmianą klasfikacji podmiotów zaliczanch do tego sektora) bł konsekwencją spadków skłonności do zadłużania się. Podsumowanie Zapis oszczędności prz pomoc odpowiedniej tożsamości umożliwił wszczególnienie źródeł ich zmian z wkorzstaniem metod dekompozcji strukturalnej. Wśród determinant oszczędności w gospodarce ogółem, w pierwszm kroku badania wróżniono stopę oszczędności 3 i dochód. Wniki dekompozcji strukturalnej pokazał, że wzrost urealnionch rocznch strumieni oszczędności w 2005 roku w porównaniu do 1991 wnikał ze wzrostu realnch dochodów w gospodarce, mierzonch Produktem Krajowm Brutto. Skumulowan wzrost oszczędności w tm okresie błb wższ, gdb nie spadek stop oszczędności krajowch. Należ tutaj zaznaczć, że spadek ten jest zauważaln po doprowadzeniu danch statstcznch do pełnej porównwalności, co umożliwia zastosowanie dekompozcji strukturalnej łańcuchowo rok do roku. W kolejnm kroku dekompozcji zmian oszczędności, a dokładniej skłonności do oszczędzania w gospodarce, wróżniono skłonności do oszczędzania poszczególnch sektorów insttucjonalnch i udział ich dochodów do dspozcji w dochodach ogółem w gospodarce. Okazało się, że głównm źródłem spadku skłonności do oszczędzania bł spadek skłonności do oszczędzania sektora gospodarstw domowch oraz udziału dochodów insttucji finansowch i ubezpieczeniowch w dochodach ogółem. Z przeprowadzonej dekompozcji strukturalnej zmian skłonności do oszczędzania wnika, że gdb nie wpłw wmienionch wcześniej cznników skłonności do oszczędzania, obserwowan błb wzrost opiswanej zmiennej na skutek zwiększania się skłonności do oszczędzania sektora insttucji rządowch i samorządowch (według klasfikacji podmiotowej tego sektora z 2005 roku) oraz udziału dochodów przedsiębiorstw niefinansowch w dochodach ogółem. Oszczędności poszczególnch sektorów zapisano prz pomoc tożsamości wnikającej z równości przchodów i rozchodów na rachunku kapitałowm. Wśród determinant oszczędności wróżniono zatem skłonność do oszczędzania finansowego, dochód do dspozcji, skłonność do zadłużania się, akumulację oraz saldo transferów kapitałowch. W przpadku wszstkich sektorów insttucjonalnch wizolowane zmian skłonności do oszczędzania w formie finansowej powodowałb spadki rocznch strumieni oszczędności. Największą część oszczędności ogółem stanowią oszczędności gospodarstw domowch i przedsiębiorstw niefinansowch, prz czm w latach obserwowano odwrotne tendencje zmian oszczędności tch sektorów. Jak już napisano, spadki rocznch strumieni oszczędności sektora gospodarstw domowch wnikał ze spadku oszczędności finansowch w relacji do do- 3 W gospodarce ogółem stopa oszczędności jest równa skłonności do oszczędzania, różnica międz tmi wskaźnikami wstępuje na poziomie sektorów insttucjonalnch ze względu na różnice w poziomach PKB i dochodów do dspozcji poszczególnch sektorów.

12 Dekompozcja strukturalna zmian oszczędności sektorów insttucjonalnch w Polsce 125 chodów, prz czm spadki te błb znacznie większe gdb nie sstematczne zwiększanie się dochodów do dspozcji i akumulacji tego sektora. Z kolei, zwiększanie się oszczędności przedsiębiorstw niefinansowch bło konsekwencją wzrostu dochodów do dspozcji oraz korzstnch zmian zadłużenia w relacji do akumulacji. Wniki przeprowadzonej dekompozcji zmian oszczędności pokazują wraźnie, że dalsze spadki skłonności do oszczędzania, szczególnie w formie finansowej, prz założeniu braku zmian innch kategorii ekonomicznch oddziałującch na wielkość oszczędności, będą powodował spadek oszczędności krajowch, co długofalowo może przczniać się do osłabienia wzrostu gospodarczego. Zatem stmulowanie oszczędności, m.in. poprzez wprowadzenie odpowiednich instrumentów motwującch jednostki do oszczędzania, na przkład w postaci ulg podatkowch, powinno stać się ważnm punktem politki ekonomicznej. BIBLIOGRAFIA: 1. Carroll C.D., Overland J., Weil D.N., (2000), Saving and Growth with Habit Formation, American Economic Review 2. Dietzenbacher E., Los B., (2000), Structural Decomposition Analses with Dependent Determinants, Economic Sstems Research, Vol Dietzenbacher E., Los B., (1998), Structural Decomposition Techniques: Sense and Sensitivit, Economic Sstems Research, Vol Garbicz M., Golachowski E., (2004), Elementarne modele makroekonomiczne, Wdawnictwo SGH, Warszawa 5. Rachunki finansowe według sektorów i podsektorów insttucjonalnch , , GUS, Warszawa 6. Rachunki narodowe według sektorów i podsektorów insttucjonalnch , , , , GUS, Warszawa 7. Rocznik Statstczn RP 1996, GUS, Warszawa Skolka J., (1989), Input-output structural decomposition analsis for Austria, Journal of Polic Modeling