Optymalne zróżnicowanie płac w Polsce analiza ekonometryczna

Transkrypt

1 Paweł Kumor Jan Jacek Szaudynger Uniwersye Łódzki Opymalne zróżnicowanie płac w Polsce analiza ekonomeryczna 1. Wprowadzenie Naszym celem jes zbudowanie ekonomerycznego modelu wzrosu i wykorzysanie go do próby oszacowania opymalnego zróżnicowania płac. Przez opymalne będziemy rozumieli akie zróżnicowanie płac, przy kórym sopa wzrosu będzie najwyższa. Obliczenie opymalnego zróżnicowania płac będzie możliwe dzięki wprowadzeniu do modelu zmiennej zróżnicowanie płac w sposób paraboliczny 1. Sawiamy hipoezę, że isnieje opymalne zróżnicowanie płac. Jeśli zróżnicowanie płac jes mniejsze od opymalnego jednoski najbardziej wórcze, pracowie i efekywne nie są wysarczająco wynagradzane i moywowane do wykorzysywania swoich możliwości w procesie wywarzania produku krajowego. Jeśli zróżnicowanie płac jes wyższe od opymalnego pracownicy o niższych kwalifikacjach mają zby niskie płace, czemu owarzyszy poczucie niesprawiedliwości, a czasami nawe wyzysku. Poczucie niesprawiedliwości i wyzysku godzi w więzi międzyludzkie, ogranicza zaufanie i kapiał społeczny. Do wydajnej pracy moywuje wedy jedynie czynnik maerialny. Naomias brak jes pełnego, wórczego zaangażowania licznych pracowników zarabiających poniżej średniej płacy. Analiza empiryczna zosanie przeprowadzona dla gospodarki Polski w laach Badania finansowane ze środków na naukę w laach (projek badawczy: Wielorównaniowe ekonomeryczne modele rozwoju gospodarczego a kapiał społeczny, zróżnicowanie dochodów, zaufanie, przesępczość i bezrobocie). Teks en ukazał się w Ekonomiście 2007, nr 1, s (jedyną różnicą jes długość próby w niniejszym ekście jes o 2003 r., naomias w wersji opublikowanej w Ekonomiście próba kończy na 2004 r.). 1 Wybraliśmy parabolę jako najprosszą funkcję posiadającą maksimum. Zróżnicowanie płac uożsamiamy z ich nierównością (nierównomiernością), mimo że saysycy nadają ym pojęciom odmienne znaczenia. Zróżnicowanie płac jes naszym zdaniem pojęciem prosszym niż nierównomierność płac i lepiej wyraża, w sensie językowym, isoę analizowanego problemu. Zróżnicowanie o będziemy mierzyć współczynnikiem koncenracji Lorenza. 233

2 2. Model wzrosu gospodarczego uwzględniający zróżnicowanie dochodów Wzros gospodarczy będzie analizowany za pomocą funkcji produkcji. Przy uwzględnieniu wpływu rzech zmiennych: pracy, kapiału i poziomu echniczno-organizacyjnego relacja a ma posać 2 : A f ZATR, K ), (1) ( gdzie: produkcja (produk krajowy bruo) w okresie, wyrażona w cenach sałych; ZATR liczba osób pracujących; K warość bruo środków rwałych wyrażona w cenach sałych; A reprezenuje poziom echniczno-organizacyjny. Funkcję (1) można przekszałcić do posaci: A f ( ZATR, K ), (2) gdzie kółka nad zmiennymi oznaczają sopy wzrosu. Jeśli w miejsce sopy wzrosu środków rwałych wprowadzimy sopę inwesycji, o wówczas funkcja (2) przyjmie nasępującą posać: A f ( ZATR, I ), (3) gdzie: wzros produku krajowego bruo (dynamika do roku poprzedniego, ceny sałe), ZATR sopa zarudnienia na podsawie sosunku pracy (dynamika zmian do roku poprzedniego), I / sopa inwesycji (relacja inwesycji do w cenach bieżących), A sopa wzrosu łącznej produkywności czynników produkcji. W modelu wzrosu można uwzględnić kilka innych czynników wzrosu: posęp echniczno-organizacyjny, sopę inflacji, konwergencję, czy kapiał społeczny i kapiał ludzki. Do modelu (3) zmiennych ych nie wprowadzono, reprezenuje je więc sopa wzrosu łącznej produkywności oznaczona A, nazywana akże reszą Solowa 3. W poszukiwaniach dodakowych czynników wzrosu gospodarczego, coraz większe znaczenie przypisuje się kapiałowi społecznemu. Przedsawia on sopień zorganizowania społeczeńswa i jes charakeryzowany przez sieć organizacji, zbiór norm oraz zaufanie, kóre służą współpracy, wzajemnym korzyściom i worzą poencjał rozwiązywania problemów społecznych i ekonomicznych. 2 Por. J.J. Szaudynger, Wzros gospodarczy a kapiał społeczny, prywayzacja i inflacja, WN PWN, Warszawa 2005, s Waro zauważyć, że wielkość ej reszy zmniejsza się, wraz ze zwiększaniem ilości nieuwzględnionych doychczas w modelu innych czynników wzrosu, aż do uzyskania ich komplenej lisy; por. R.M. Solow, Teoria kapiału i sopy przychodu, PWN, Warszawa 1967, s

3 Badania nad kapiałem społecznym prowadzono od połowy la osiemdziesiąych 4. Naomias do ekonomerycznych modeli wzrosu zaczęo go wprowadzać dopiero od począku la dziewięćdziesiąych. Z uwagi na o, że kapiał en nie jes bezpośrednio mierzalny, w badaniach zasępuje się go innymi kaegoriami. Jedną z ych kaegorii jes miara zróżnicowania dochodów 5. Przedsawia ona proporcję dochodów między biednymi a bogaymi, od kórej zależy klima zaufania. Zby duża dysproporcja może wskazywać na wysępowanie negaywnego zjawiska wyzysku. Zaem znaczne zróżnicowanie dochodów jes ujemnie skorelowane z kapiałem społecznym. Negaywnie wpływa na rozwój społeczny i ekonomiczny kraju 6. Dla celów niniejszego badania model wzrosu zosał uzupełniony o zróżnicowanie dochodów: N I A f ( ZATR,, N), (4) miara zróżnicowania dochodów (płac). W lieraurze isnieją dwa poglądy doyczące wpływu zróżnicowania dochodów na wzros gospodarczy: jeden o negaywnym wpływie oraz drugi, o pozyywnym (kóry wynika z niekórych badań przeprowadzonych dla krajów rozwinięych O. Morrisseya, J. Mbabaziego i C. Milnera oraz D. Dollara i A. Kraay). Poglądy o negaywnym wpływie jednak przeważają (T. Persson i G. Tabellini oraz F.H.G. Ferreira) 7. Ten negaywny wpływ może wynikać z różnych powodów. Pierwszy, o zwiększanie rozmiarów szarej srefy w nasępswie zwiększenia podaków, powsałych z kolei wskuek poliycznych nacisków biedniejszych wyborców na redysrybucję dochodów. Drugi, wiąże się ze wzrosem napięć społecznych i poliycznych. Kolejnym powodem może być nie wykorzysywanie w pełni poencjału produkcyjnego przez ludzi biedniejszych, spowodowane ich ograniczonym dosępem do kredyu lub brakiem odpowiedniego wykszałcenia. Wreszcie, efekywność biedniejszego pracownika jes zaniżona w wyniku braku moywacji, spowodowanej ograniczonymi możliwościami awansu zawodowego 8. Wymienione wyżej dwa odmienne poglądy o negaywnym i pozyywnym oddziaływaniu zróżnicowania dochodów opierają się na wynikach oszacowań modeli ekonomerycznych, w kórych zróżnicowanie dochodów wprowadzano liniowo. Pogodzenie ych dwóch, pozornie sprzecznych, hipoez, jes możliwe przez wprowadzenia zależności nieliniowej. Pozwoli o na wyznaczenie opymalnego poziomu zróżnicowania dochodów N 0, w sensie maksymalizacji wzrosu gospodarczego (por. rys. 1) 9. 4 Badaniami ymi zajmowali się m. in.: R. Punam, J. Coleman, P. Bourdieu; por. C. Sirianni, L. Friedland [red.], Social Capial and Civic Innovaion: Learning and Capaciy Building from he 1960s o he 1990s, refera na konferencję American Sociological Associaion Annual Meeings, Augus 20, Washingon D.C Badaniami ymi zajmowali się od 1993 roku O. Galor i J. Zeira; por. F.H.G. Ferreira, Inequaliy and Economic Performance. A Brief Overview o Theories of Growh and Disribuion, Por. J.J. Szaudynger, op.ci., s Tamże, s Tamże, s Por. amże, s

4 R y s u n e k 1. Sopa wzrosu wydajności pracy jako funkcja zróżnicowania dochodów N L X / N 0 Zróżnicowanie dochodów N Ź r ó d ł o: J.J. Szaudynger; Modyfikacje funkcji produkcji i wydajności pracy z zasosowaniami, Wydawnicwo Uniwersyeu Łódzkiego, Łódź 2003, s. 76. Obliczanie zróżnicowania dochodów winno się opierać na informacjach o dochodach orzymywanych przez osobę (gospodarswo domowe) ze wszyskich miejsc pracy i z innych źródeł przychodów. Informacje o dochodach jednoski są ważne, ponieważ na ich podsawie są oceniane: zamożność, sprawiedliwość i zaufanie co do legalności ich uzyskania. Wśród ych cech obserwowanej jednoski można wymienić m. in: zdolność kredyową lub jej brak, możliwości konsumpcyjne, id. Pracownik, kóry dosrzeże względnie dużą różnicę w zesawieniu swoich skromnych możliwości konsumpcyjnych z większymi możliwościami bogaszych ludzi, może doznać pewnego rodzaju przykrości 10. Odczucie o może wpłynąć na jego mniejszą wydajność pracy. Ponado dla zrekompensowania zby niskich dochodów, pracownik en będzie przejawiał zachowania niekorzysne dla przedsiębiorswa, w kórym pracuje. Można u wymienić: skracanie czasu przeznaczonego na pracę, czy korzysanie z mająku firmy dla własnych korzyści. Ponado podczas wyborów parlamenarnych lub samorządowych, może podejąć decyzję o oddaniu swojego głosu na parie głoszące hasła populisyczne, obiecujące poprawę jego byu, niekoniecznie posiadające dobry program rozwoju gospodarki. Na przeciwległym biegunie znajduje się osoba, kóra posiada wysokie kwalifikacje, długi saż, i kórej praca przynosi ponadprzecięne korzyści przedsiębiorswu. W syuacji, gdy jej zarobki niewiele odbiegają od zarobków innych osób 10 Por. A.K. Sen, On Ignorance and Equal Disribuion, American Economic Review 1973, vol. 63, s , cy. za: S.M. Ko, op.ci., s

5 Skumulowany procen dochodu o niskich kompeencjach i wydajności pracy, akże dozna przykrości. Spowoduje o obniżenie moywacji do pracy i chęci zdobywania wyższych kwalifikacji. 3. Miary zróżnicowania dochodów (płac) Sopień nierówności dochodowej wyraża krzywa Lorenza (por. rys. 2). Skumulowanym wielkościom dochodów wyrażonym procenowo (oś pionowa), przyporządkowano skumulowany procen liczby gospodarsw domowych (oś pozioma). R y s u n e k 2. Krzywa Lorenza [%] 100 B linia absolunej równości S 20 Z Skumulowany procen gospodarsw domowych A [%] Ź r ó d ł o: Opracowanie własne na podsawie R. Milewski (red.), Podsawy ekonomii, PWN, Warszawa 2004, s Przekąna 0B nazywana linią absolunej równości przedsawia egaliarny, czyli równy podział dochodów 11. Zaem 40% gospodarsw domowych uzyskuje 40% dochodu, 60% gospodarsw domowych 60% dochodu, id. Podział dochodów jes jednak nierówny, co przedsawia krzywa Lorenza, znajdująca się poniżej przekąnej 0B. Wielkość oddalenia 11 Por. R. Milewski (red.), Podsawy ekonomii, PWN, Warszawa 2004, s

6 krzywej od przekąnej pozwala ocenić wielkość zróżnicowania dochodów. Im a odległość jes większa, ym wysępuje większa nierówność podziału dochodów w badanej zbiorowości 12. Wielkość odległości krzywej Lorenza od linii absolunej równości mierzy się za pomocą różnych meod 13. Najpopularniejszą, sosowaną w wielu krajach jes meoda opara na pomiarze wielkości obszaru zawarego pomiędzy ymi liniami, czyli współczynnika koncenracji Lorenza. Isoa ego współczynnika opiera się na pomiarze sosunku pola S, uworzonego między linią absolunej równości 0B a krzywą Lorenza do pola rójkąa 0AB (por. rys. 2), kóre można oznaczyć lierą T. Współczynnik en można wyrazić nasępującym wzorem 14 : czyli: S S WL 2S 1 2Z, 0 WL 1, (5) T 0.5 WL 1 2Z gdzie: Z oznacza pole pod krzywą Lorenza. Do obliczeń miary zróżnicowania dochodów wykorzysuje się również współczynnik Giniego 15, kóry jes najczęściej uożsamiany ze współczynnikiem Lorenza 16. E yi y j G, (6) 2y gdzie: G współczynnik Giniego, przyjmuje warości należące do przedziału [0,1] 17, y i dochody i-ego obywaela, y j dochody j-ego obywaela, E operaor nadziei maemaycznej, E y i y j średnia różnica bezwzględna pomiędzy dowolną parą dochodów, y średni poziom dochodów. Współczynnik Giniego 18 oznacza sosunek średniej bezwzględnej różnicy pomiędzy dochodami pary obywaeli do średniego dochodu (podwojonego). Zaem dla warości 12 W eoreycznym przypadku, gdy krzywa Lorenza przechodziłaby przez punky 0AB wysępowałaby skrajna nierówność dochodowa. W akiej syuacji ylko jedno gospodarswo domowe orzymywałoby 100% dochodów. 13 Niekóre miary nierówności dochodowych zosały przedsawione m. in. przez: S.M. Koa, Ekonomeryczne modele dobrobyu, PWN, Warszawa Kraków 2000, s oraz J. Kordosa, Meody analizy i prognozowania rozkładów płac i dochodów ludności, PWE, Warszawa 1973, s Szerzej J. Kordos, op.ci., s. 66 oraz Z. Pawłowska, Ekonomeryczna analiza rozkładów liczebności pracowników według wysokości płac w gospodarce uspołecznionej, GUS Zakład Badań Saysyczno- Ekonomicznych, Warszawa 1979, zeszy 107, s S.M. Ko, op.ci., s Por. S.M. Ko, op.ci., s. 114; R. Milewski (red.), op.ci., s Podobnie jak współczynnik koncenracji Lorenza, dla warości skrajnych [0, 1] oznacza odpowiednio równomierny i nierównomierny podział dochodów. 18 Lieraura przedmiou przedsawia wiele innych posaci współczynnika Giniego. Zasosowanie ich w analizie zróżnicowania dochodów zależy od sposobu pogrupowania i uporządkowania danych saysycznych, wykorzysywanych do obliczania współczynnika; por. S.M. Ko, op.ci., s

7 Współczynnik koncenracji Lorenza WL współczynnika G = 0,25 średnia różnica bezwzględna pomiędzy dowolną parą dochodów wynosi 50% przecięnego dochodu. Ze społecznego punku widzenia, porzeba liczenia miar zróżnicowania dochodów wydaje się ogromna. Pozwalają bowiem prowadzić przez pańswo odpowiednią poliykę redysrybucyjną zabezpieczającą ineres uboższej części społeczeńswa. Narzędziami ej poliyki są przede wszyskim zasiłki społeczne oraz podaek dochodowy. Przeprowadzone przez E. Aksman badania, opare na dochodach bieżących gospodarsw domowych dowodzą, że efekem sosowania redysrybucji dochodów w Polsce w laach było obniżenie nierówności dochodowych (mierzonych współczynnikiem Giniego) średnio o 14,2% 19. Ponieważ obecnie nie dysponujemy informacjami o zróżnicowaniu dochodów w Polsce do naszych analiz wykorzysaliśmy współczynniki Lorenza zróżnicowania płac. Współczynniki e w laach były pojedynczo publikowane przez GUS w Zarudnienie w gospodarce narodowej według wysokości wynagrodzenia.... Miary doyczące okresu , oraz 2004 nie zosały opublikowane przez GUS. Dane e znajdują się w bazie kompuerowej GUS-u i były udosępniane na prośbę zaineresowanych. W laach 1990, 2000, 2003 GUS nie zebrał danych. Dane dla ych la oszacowaliśmy więc meodą inerpolacyjną. W 1980 roku GUS nie wyliczył warości współczynnika Lorenza, a w 1994 opublikował błędną warość. Dla ych dwóch la przeprowadzono obliczenia na podsawie danych źródłowych GUS 20. Waro jeszcze wspomnieć, że od 2002 roku GUS oblicza miarę zróżnicowania płac ylko co dwa laa. Dane saysyczne doyczące zróżnicowania płac 21 zosały zaprezenowane na rysunku 3. R y s u n e k 3. Zróżnicowanie płac współczynnik koncenracji Lorenza WL (w %) w Polsce w laach Ź r ó d ł o: P. Kumor, Zróżnicowanie płac w Polsce w laach , Wiadomości Saysyczne 2006, nr Por. E. Aksman, Redysrybucyjny efek zasiłków społecznych i podaku dochodowego, Ekonomisa 2005, nr 5, ss Obliczenia dla la 1980 i 1994 przeprowadził P. Kumor przy wykorzysaniu algorymów na kompuerze w Deparamencie Pracy GUS w Warszawie, Składamy serdeczne podziękowania A.M. Piwowarczykowi za udosępnienie danych o zróżnicowaniu płac i pomoc w ich przeliczeniu. 21 Warości ych współczynników zosały przedsawione przez P. Kumora, Zróżnicowanie płac w Polsce w laach , Wiadomości Saysyczne 2006, nr

8 W laach zróżnicowanie płac mierzone współczynnikiem koncenracji Lorenza mieściło się w przedziale Dopiero od roku 1990 dosrzegalny jes jego sysemayczny wzros. Współczynnik en wzrósł z poziomu 22 do Szacowanie wpływu zróżnicowania płac na wzros gospodarczy Model (4) oszacowano, przy założeniu parabolicznego wpływu zróżnicowania płac WL na wzros gospodarczy, na podsawie danych saysycznych dla Polski w laach Wzros jes objaśniany przez sopę wzrosu zarudnienia, sopę inwesycji oraz zróżnicowanie płac (nieliniowo): = -102,9 + 0,712 * gdzie: ZATR + 0,294 * I 1-0,131 * WL ,335 * WL -1 (7) (-2,77) (4,55) (1,61) (-2,49) (2,59) R 2 = 0,834 DW = 2,17 S e = 2,11 ZATR I 1 wzros gospodarczy, czyli względny wzros produku krajowego bruo w cenach sałych (do roku poprzedniego wyrażony w procenach), sopa zarudnienia na podsawie sosunku pracy (dynamika zmian do roku poprzedniego wyrażona w procenach), sopa inwesycji, czyli relacja inwesycji (nakłady bruo na środki rwałe) do w cenach bieżących (opóźniona o 1 rok) w %, WL -1 współczynnik koncenracji Lorenza charakeryzujący zróżnicowanie płac (opóźniony o 1 rok) w %, warości w nawiasach oznaczają saysyki -Sudena. Znaki ocen paramerów srukuralnych przy zmiennych objaśniających są zgodne z eorią ekonomii. Najniższą isoność uzyskano dla oceny parameru przy sopie inwesycji α = 1,61. Przy jednosronnym obszarze odrzucenia możemy powierdzić wpływ sopy inwesycji z prawdopodobieńswem 0,90. Pozosałe zmienne są bardziej isone. Współczynnik R 2 wskazuje na 83,4% wyjaśnienia zmienności wzrosu gospodarczego przez zmienność sopy zarudnienia, sopy inwesycji i współczynnika koncenracji Lorenza. Dodakowo błąd reszowy (S e ) informuje o wysępowaniu średniego błędu w modelu, około 2,1 punku procenowego wzrosu. Zaem uzyskany model (7) powierdza isnienie parabolicznego wpływu zróżnicowania płac na wzros gospodarczy. Wyniki esymacji modelu umożliwiają określenie opymalnego zróżnicowania płac. Z modelu (7) wynika, że wpływ zróżnicowania płac na wzros gospodarczy ma nasępującą posać: = - 0,131 * WL ,335 * WL -1. (7 ) Zaem dla warości współczynnika Lorenza równej około 27,9 punków wzros gospodarczy osiąga swoje maksimum. 240

9 Współczynnik koncenracji Lorenza WL Wzros gospodarczy R y s u n e k 4. Wykres wpływu zróżnicowania płac na wzros gospodarczy Współczynnik koncenracji Lorenza WL Źródło: opracowanie własne na podsawie modelu (7 ). Warość opymalna ego współczynnika zosała zaznaczona na rysunku 3. R y s u n e k 3 Zróżnicowanie płac w Polsce Ź r ó d ł o: opracowanie własne na podsawie modelu (7 ) i rysunku 4. Porównanie rysunku 4 z wykresem przedsawiającym kszałowanie się współczynnika koncenracji Lorenza w Polsce w laach (rys. 3 ), pozwala wysunąć pierwsze wnioski: 1) współczynnik koncenracji Lorenza był najbliższy warości opymalnej w 1994 roku; 2) w laach zróżnicowanie płac było zby niskie; 241

10 Wzros gospodarczy 3) w laach zróżnicowanie płac było z kolei zby wysokie, co spowalniało wzros gospodarczy. Ponado zróżnicowanie płac w Polsce po roku 1989 wykazuje rend rosnący. Od połowy la 90-ych spowodowało o narasające spowolnienie wzrosu. W abeli 1 przedsawiono o ile spowalniany jes wzros na skuek zwiększania się wskaźnika Lorenza o 1 punk %. Analizę skoncenrowano na warościach współczynnika koncenracji Lorenza 27 34, gdyż wysąpiły one w osanich 10-ciu laach. T a b e l a 1. Krańcowe i całkowie spowolnienia wzrosu w punkach % WL krańcowe całkowie 27-0,1 28 0,1 0,0 29-0,2-0,2 30-0,4-0,6 31-0,7-1,3 32-0,9-2,2 33-1,2-3,4 34-1,5-4,9 szereg wyznaczony z modelu (7 ). Ź r ó d ł o: obliczenia własne. Wyniki e przedsawiono akże na rysunku 5: 103 opymalne R y s u n e k 5. Wpływ zmian zróżnicowania płac na wzros gospodarczy Polski Współczynnik koncenracji Lorenza WL Ź r ó d ł o: Opracowanie własne na podsawie abeli

11 Z abeli 1 wynika, że wzros o jednoskę warości współczynnika Lorenza z poziomu 28 (bliskiego opymalnej warości) oznacza obniżenie wielkości wzrosu gospodarczego w roku nasępnym o około 0,2 punku procenowego. Dla kolejnych, wyższych pułapów warości ego współczynnika, każdy kolejny jego przyros o jednoskę powoduje coraz większy uszczerbek na wzroście. W osaniej kolumnie abeli 1 przedsawiono sray wzrosu gospodarczego, wynikające z odsępswa współczynnika koncenracji Lorenza od jego warości opymalnej. Przykładowo, dla warości ego współczynnika równej 34, sraa dodakowej części wzrosu gospodarczego w roku nasępnym wyniesie ok. 4,9 punków procenowych 22. Ineresująca jes akże inerpreacja przeprowadzona na podsawie danych hisorycznych zróżnicowania płac w Polsce w okresie Pozwala bowiem usalić konkreną warość akiego spowolnienia wzrosu dla konkrenego roku. Wyniki przeliczeń zosały przedsawione w abeli 2. T a b e l a 2. Spowolnienie wzrosu gospodarczego związane z nieopymalnym zróżnicowaniem płac Rzeczywise warości wzrosu Sraa spowodowana odbieganiem WL od WL op % pk % ,0-3, ,8-5, ,6-8, ,6-5, ,6-3, ,2-2, ,0-0, ,1-3, ,2-5, ,6-7, ,0-4, ,6-1, ,8-1, ,2-1, ,0 0, ,0-0, ,8-0, ,8-0, ,1-0, ,0-1, ,0-1, ,4-1, ,8-3, ,4-4,3 Ź r ó d ł o: obliczenia własne na podsawie modelu 7 oraz danych z Roczników Saysycznych, GUS. 22 Wyniki e, w ocenie auorów badania są przeszacowane. Być może jes o spowodowane ym, że zróżnicowanie płac reprezenuje inne zmienne negaywnie wpływające na wzros gospodarczy, akie jak przesępczość. Isonie niższe oszacowania spowolnienia wzrosu uzyskano dla próby do 2004 r. Wyniki e opublikowaliśmy w Ekonomiście 2007, nr

12 Sraa [pk %] Przykładowo, jeżeli zanoowany przez GUS wzros gospodarczy w roku 2001 wyniósł ok. 1,0% (warości uzyskanego w roku 2000), o zby duże zróżnicowanie płac wysępujące w Polsce, spowodowało pewną uraę dodakowej warości ego wzrosu. Sraa a wyniosła ok. 1,3 pp. wzrosu, możliwego do osiągnięcia. Gdyby zróżnicowanie płac w Polsce osiągnęło poziom opymalny, o w roku 2001 można byłoby uzyskać wyższy wzros, wynoszący w sumie ok. 2,3 punków % 23. Sray dodakowej części wzrosu, wynikającej z warości opymalnej zróżnicowania płac WL op = 27,9, wyliczone w punkach procenowych, zosały zaprezenowane na rys. 6: R y s u n e k 6. Sray wzrosu gospodarczego Ź r ó d ł o: Opracowanie własne na podsawie abeli 2. Z przedsawionego wyżej wykresu wynika, że najwięcej spowolnienia wzrosu było w laach , Od roku 2000 spowolnienie wzrosu gospodarczego narasa (por. rys. 7). 23 Inerpreację wyników należy sosować oddzielnie dla każdego roku. Nie można ich sumować. 244

13 R y s u n e k 7. Wpływ opymalnej warości zróżnicowania płac WL op na wzros gospodarczy rzeczywisy wzros poencjalny wzros (przy WL op) Ź r ó d ł o: Opracowanie własne na podsawie abeli 2. Rysunek 7 zawiera dwie linie: dolną, określającą rzeczywisy wzros oraz górną, uwzględniającą dodakową, eoreyczną warość wzrosu, gdyby zróżnicowanie płac było na poziomie opymalnym. Można zauważyć, że duże spowolnienie wzrosu wysępowało w laach , j. przed zmianą usrojową. Sray wynikały ze zby małego zróżnicowania płac. Naomias po roku 1994, sray wynikały ze zby dużego zróżnicowania płac (por. rys. 3 ). 5. Podsumowanie Prezenowane w arykule oszacowania można precyzować i doskonalić. Posawione pyanie: czy zróżnicowanie płac (dochodów) jes zby duże i spowalnia wzros gospodarczy Polski? jes ak ważkie społecznie i ekonomicznie, że na podsawie naszych, ciągle jeszcze wsępnych, obarczonych błędami, wyników nie można udzielić odpowiedzi z pełnym przekonaniem. Jeseśmy naomias pewni, że uzyskane wyniki są na yle isone saysycznie, że można z wysokim prawdopodobieńswem swierdzić, iż zaproponowana meoda daje szansę oszacowania opymalnego zróżnicowania płac (dochodów). Z naszych wsępnych oszacowań wynika, że spowolnienie wzrosu, spowodowane nadmiernym zróżnicowaniem płac w laach 2003 i 2004 przekroczyło 3 punky procenowe. Wynik en wydaje się przeszacowany, chyba że uznamy, iż zmienna a reprezenuje nie ylko samą siebie, ale eż inne zmienne, na przykład przesępczość P. Fajnzylber, D. Lederman, N. Loayza, Wha Causes Violen Crime?, European Economic Review 2002, No. 7, s

14 Jak pisaliśmy wcześniej zamierzamy udoskonalić model, zasępując zróżnicowanie płac zróżnicowaniem dochodów, kóre lepiej opisuje dysproporcje syuacji maerialnej ludności. Jaki sens ma ak oszacowane opymalne zróżnicowanie dochodów? Jak sądzimy jes o zróżnicowanie opymalne w znaczeniu świadomości społecznej i społecznego poczucia sprawiedliwości. Jeśli różnice płac (dochodów) najbardziej wykszałconych i wydajnych oraz najmniej wykszałconych i wydajnych odpowiadają społecznemu poczuciu sprawiedliwości, wedy najławiej jes o dobre współdziałanie, umacnianie więzi społecznych, zaufanie i kapiał społeczny. Jes o więc zróżnicowanie dochodów opymalne w sensie zapewniania najlepszego współdziałania społeczeńswa w procesie worzenia produku krajowego. Powsaje nauralne pyanie, czy opymalne zróżnicowanie dochodów jes sałe w czasie i przesrzeni? Na wsępnym eapie badań akie założenie zosało przez nas przyjęe. Próbowaliśmy do modelu wprowadzić również zmienną przyros zróżnicowania dochodów, dla odwzorowania hipoezy, że im większa zmiana zróżnicowania ym mniejsza olerancja społeczna dla ej zmiany. Niesey, zmienna a okazała się nieisona. Jeseśmy pewni, że opymalne zróżnicowanie dochodów ma silny koneks kulurowy i hisoryczny. Możemy spodziewać się różnic regionalnych, a zwłaszcza różnic międzynarodowych. Osanie pyanie, jakie chcemy posawić, o czy podobne podejście można zasosować do poszukiwania opymalnego zróżnicowania per capia w regionach (wojewódzwach), opymalnego w sensie maksymalizacji empa wzrosu całego kraju. Podobnie można poszukiwać opymalnego zróżnicowania per capia w grupie krajów akiego zróżnicowania, przy kórym cała grupa maksymalizuje swoje empo wzrosu gospodarczego. Opimal Inequaliy of Income in Poland an Economeric Analysis Summary The objec of our sudy is o consruc an economeric growh model ha will enable esimaing opimal diversificaion of income. By 'opimal' we mean he diversificaion of income ha will cause he growh rae of GDP o reach he highes value. The calculaion of opimal diversificaion of income will be done hrough he inroducion of a variable diversificaion of income in a parabolic way ino he model. We pu forward a hypohesis ha opimal diversificaion of income exiss. If he diversificaion is lower han opimal, he mos creaive, indusrious and producive individuals are no adequaely remuneraed and, consequenly, are no moivaed o exploi heir capabiliies in he process of producing Domesic Produc. On he oher hand, he diversificaion higher han opimal causes less-qualified workers o earn low incomes, which resuls in heir sense of injusice and exploiaion. These in urn weaken inerpersonal ies, limi rus and social capial. Ample employees who have underaverage income lack deep, creaive commimen; he only moivaion ha remains is he maerial facor. An empirical analysis has been carried ou for Poland's economy beween 1980 and Our preliminary esimae suggess ha since 1994, diversificaion of income has been higher han opimal and i keeps rising and 2004 saw he mos significan, brough abou by oo high diversificaion of income, slackening in he GDP growh more han hree percenage poins. The resuls appear oversaed unless we assume ha his variable does no represen solely iself, bu incorporaes ohers such as crime. Therefore, wha is he poin of opimal diversificaion of income esimaed in ha manner? We believe ha wha makes his diversificaion opimal are social awareness and he social sense of jusice. If he difference in incomes beween he mos and leas qualified and producive individuals corresponds o he social sense of jusice, ha resuls in fosering co-operaion, ighening social bonds, rus and social capial. Thus he word 'opimal' refers o ensuring he bes social collaboraion aimed a producing Domesic Produc. We are of he opinion ha a similar approach could be adoped in search for opimal diversificaion of GDP per capia in adminisraive regions (voivodships); opimal in he sense of maximising GDP growh rae of he whole sae. Likewise, opimal diversificaion of GDP per capia in a group of saes could be sough, which would enable maximisaion of economic growh rae of he enire group. 246