Determinanty oszczêdzania w Polsce P r a c a z b i o r o w a p o d r e d a k c j ¹ B a r b a r y L i b e r d y

Transkrypt

1 Deerminany oszczêdzania w Polsce P r a c a z b i o r o w a p o d r e d a k c j ¹ B a r b a r y L i b e r d y W a r s z a w a, nr 28

2 Prezenowane w serii Rapory CASE sanowiska meryoryczne wyra aj¹ pogl¹dy Auorów i niekoniecznie s¹ zbie ne z oficjalnym sanowiskiem CASE Cenrum Analiz Spo³eczno-Ekonomicznych. Publikacja zosa³a przygoowana w ramach projeku "Susaining Growh hrough Reform Consolidaion" nr 181-A finansowanego przez Amerykañsk¹ Agencjê do Spraw Rozwoju Miêdzynarodowego (USAID) i Fundacjê CASE. DTP: CeDeWu Cenrum Doradzwa i Wydawnicw Muli-Press Sp. z o.o. Projek ok³adki Agnieszka Naalia Bury CASE Cenrum Analiz Spo³eczno-Ekonomicznych Warszawa 1999 Wszelkie prawa zasrze one. Zabronione jes kopiowanie, przewarzanie i rozpowszechnianie w jakimkolwiek celu i posaci bez pisemnej zgody auora i wydawcy. ISSN ISBN Wydawca: CASE Cenrum Analiz Spo³eczno-Ekonomicznych Warszawa, ul. Sienkiewicza 12 el.: (48 22) , fax (48 22) case@case.com.pl

3 Ma³gorzaa Jakubiak Fundacja Naukowa CASE Absolwenka Wydzia³u Nauk Ekonomicznych Uniwersyeu Warszawskiego (1998) oraz Sussex Universiy w Wielkiej Bryanii (1997). Od 1997 wspó³pracuje z Fundacj¹ CASE. Zajmuje siê zagadnieniami handlu miêdzynarodowego oraz wybranymi aspekami makroekonomii gospodarki owarej. Pawe³ Kaczorowski Insyu Ekonomii, Uniwersye ódzki Auor uzyska³ yu³ magisra w dziedzinie ekonomii na Uniwersyecie ódzkim (1996). Jes asysenem naukowym w Insyucie Ekonomii Uniwersyeu ódzkiego, wspó³pracuje z Fundacj¹ CASE. Zaineresowania badawcze: rynek pracy oraz zagadnienia resrukuryzacji. Przemys³aw Kowalski Universiy of Sussex, Wielka Bryania Mgr nauk ekonomicznych (Uniwersye Warszawski) oraz ekonomii miêdzynarodowej (Universiy of Sussex, Wielka Bryania). Akualnie sypendysa Komisji Europejskiej: sudia dokoranckie w dziedzinie realnych efeków inegracji monearnej w Sussex European Insiue, Universiy of Sussex. W 1999 r. wspó³pracowa³ z CASE oraz Oœrodkiem Sudiów Wschodnich. Szczególne zaineresowania: eoria inwesycji bezpoœrednich; sysemy kursowe i ich wp³yw na lokacje produkcji, inwesycje bezpoœrednie i handel. Barbara Liberda Wydzia³ Nauk Ekonomicznych UW liberda@wne.uw.edu.pl Auorka uzyska³a dyplom dokora nauk ekonomicznych Uniwersyeu Warszawskiego. Jes adiunkem w Wydziale Nauk Ekonomicznych Uniwersyeu Warszawskiego, gdzie wyk³ada makroekonomiê oraz problemy rozwoju gospodarek ransformuj¹cych siê. G³ównym obszarem jej zaineresowañ jes problemayka oszczêdzania i wzrosu gospodarczego. Orzyma³a sypendia z Insiue of Economic Growh, Delhi oraz Indian Insiue of Advanced Sudy, Shimla. W Wydziale Nauk Ekono-micznych UW jes koordynaorem programu Unii Europejskiej Socraes. Wspó³pracuje z CASE. Joanna Siwiñska Wydzia³ Nauk Ekonomicznych UW Absolwenka Wydzia³u Nauk Ekonomicznych Uniwersyeu Warszawskiego, Program Columbia (1997). Sypendyska Uniwersyeu w Sussex, gdzie uzyska³a yu³ magisra w dziedzinie ekonomii miêdzynarodowej (1996). Obecnie jes sudenk¹ Sudium Dokoranckiego na Wydziale Ekonomii Uniwersyeu Warszawskiego. Zajmuje siê zagadnieniami makroekonomii i finansów publicznych. Tomasz Tokarski Insyu Ekonomii, Uniwersye ódzki Sopieñ dokora uzyska³ w Uniwersyecie ódzkim w 1997 r. Zaineresowania naukowe: mikroekonomiczne eorie przedsiêbiorswa, eoreyczne i empiryczne aspeky eorii wzrosu, ekonomeryczna analiza rynku pracy. Uczesniczy³ w realizacji wielu projeków badawczych, krajowych i miêdzynarodowych, wspó³pracownik Fundacji CASE.

4 Spis reœci Rozdzia³ 1. Barbara Liberda Podsumowanie badañ: Deerminany oszczêdzania Rozdzia³ 2. Barbara Liberda, Tomasz Tokarski Deerminany oszczêdzania i wzrosu gospodarczego w Polsce w odniesieniu do krajów OECD Zale noœci eoreyczne Wyniki analiz saysycznych Analiza symulacyjna Bibliografia Rozdzia³ 3. Ma³gorzaa Jakubiak Oszczêdnoœci, inwesycje, inegracja finansowa i bezpoœrednie inwesycje zagraniczne w Europie Œrodkowej Wsêp Krajowe oszczêdnoœci, miêdzynarodowe inwesycje i przep³ywy kapia³owe Krajowe oszczêdnoœci i miêdzynarodowe inwesycje Inegracja rynków finansowych Dylema korelacji oszczêdnoœci inwesycje Krajowe oszczêdnoœci i inwesycje badanie Analiza przeciênych sóp oszczêdzania i inwesycji Inwesycje i oszczêdnoœci w Europie Œrodkowej i Wschodniej BIZ w Unii Europejskiej i w Europie Œrodkowej i Wschodniej Wnioski Bibliografia Za³¹cznik: Oszczêdnoœci, inwesycje i BIZ w wybranych krajach Rozdzia³ 4. Joanna Siwiñska Zale noœci pomiêdzy oszczêdnoœciami prywanymi a wielkoœci¹ deficyu bud eowego. 41 Wsêp Wp³yw deficyu bud eowego sekora publicznego na oszczêdnoœci prywane aspeky eoreyczne Badania empiryczne Kraje Europy Œrodkowo Wschodniej Polska Podsumowanie Bibliografia

5 Rozdzia³ 5. Przemys³aw Kowalski Rozwój rynku finansowego a oszczêdnoœci w Polsce w laach Wsêp Rozwój finansowy a oszczêdnoœci. Aspeky eoreyczne Rozwój rynku finansowego a sposób oszczêdzania w Polsce w laach Sekor bankowy Oszczêdnoœci na rynku papierów d³u nych, gie³dzie papierów waroœciowych i w sekorze ubezpieczeniowym Podsumowanie Bibliografia Aneks Rozdzia³ 6. Pawe³ Kaczorowski, Tomasz Tokarski Sopy procenowe a kredyy i depozyy podmioów sekora niefinansowego Wprowadzenie Depozyy i kredyy a sopy procenowe Depozyy gospodarsw domowych i przedsiêbiorsw Kredyy gospodarsw domowych i przedsiêbiorsw Sopy procenowe Rozwój sysemu bankowego Depozyy a sopy procenowe Deerminany kredyów Wnioski Wykresy Rozdzia³ 7. Barbara Liberda Sopy oszczêdzania gospodarsw domowych w Polsce Pojêcia i dane makroekonomiczne Deerminany oszczêdzania gospodarsw domowych Dane mikroekonomiczne Funkcja oszczêdzania gospodarsw domowych w Polsce Wnioski Bibliografia Tabele Wykresy Rozdzia³ 8. Barbara Liberda Koszy i korzyœci z reformy ubezpieczeñ spo³ecznych w Polsce wp³yw na oszczêdnoœci Modelowe i rzeczywise koszy sysemów: reparycyjnego i kapia³owego Oszczêdnoœci emeryalne wed³ug eorii cyklu ycia Wp³yw reformy sysemu emeryalnego na sopê oszczêdzania Wnioski dla poliyki gospodarczej Bibliografia

6 Deerminany oszczêdzania w Polsce Barbara Liberda Rozdzia³ 1. Podsumowanie badañ: Deerminany oszczêdzania Rapory CASE Nr 28 W przeprowadzonym badaniu po³o ono nacisk, z jednej srony, na problemy makroekonomiczne oszczêdzania, akie jak: relacje oszczêdzania do wzrosu gospodarczego, deficyu bud eowego, nap³ywu kapia³u z zagranicy, liberalizacji i rozwoju rynku finansowego, wysokoœci sóp procenowych, a ak e reformy emeryalnej. Z drugiej srony, zbadano deerminany oszczêdzania gospodarsw domowych w skali mikroekonomicznej, w oparciu o dane bud eów gospodarsw domowych. Ze wzglêdu na króki mo liwy okres obserwacji gospodarki polskiej (6 7 la) wzajemne relacje miêdzy sop¹ oszczêdzania a sop¹ wzrosu w Polsce zosa³y zbadane w odniesieniu do podobnych relacji w krajach OECD. Auorzy (B. Liberda, T. Tokarski) oszacowali funkcje oszczêdzania i wzrosu wybranych krajów OECD w laach i wykorzysali deerminany ych funkcji do przeprowadzenia symulacji mo liwych œcie ek rozwojowych gospodarki polskiej. Po podsawieniu do modelu paramerów okreœlaj¹cych gospodarkê polsk¹ w laach uzyskano wyniki zbli one do œredniej dla gospodarek OECD. Oznacza o, e podsawowe deerminany sopy oszczêdzania w Polsce s¹ akie, jak w analizowanych krajach OECD. Wynika z nich, e elasycznoœæ oszczêdnoœci wzglêdem wzrosu dochodu w okresie poprzedzaj¹cym jes dodania. Mo na s¹d wyci¹gn¹æ wniosek, e sa³e podniesienie sóp wzrosu jes zwi¹zane z rwa³ym zwiêkszeniem sóp oszczêdzania. Przy czym, wspó³czynnik elasycznoœci miêdzy ymi kaegoriami jes bardzo du y (powy ej 1). Podobne wyniki uzyskano w innych badaniach czasowoprzekrojowych obejmuj¹cych wiêkszoœæ gospodarek œwiaa, przy czym wspó³czynniki elasycznoœci oszczêdzania wzglêdem empa wzrosu dochodu by³y wy sze dla gospodarek bardziej rozwiniêych ni dla s³abiej rozwiniêych (F. Midigliani, S. Edwards, P. Masson, Ch. Carroll). Auorzy uznali wiêc za uprawnione przyjêcie za³o enia o podobieñswie czynników okreœlaj¹cych oszczêdzanie w Polsce i w krajach OECD dla przeprowadzenia symulacji wzrosu gospodarki polskiej. Analiza symulacyjna wykaza³a, e sopa oszczêdzania w Polsce znajduje siê ci¹gle poni ej poziomu wynikaj¹cego z modelu (22%). Obni enie deficyu bud eowego i deficyu obroów bie ¹cych, przy urzymaniu œredniookresowego empa wzrosu w granicach 5 7%, mog³oby podnieœæ sopê oszczêdnoœci krajowych do 25 27% PKB. Wzros³yby równie oszczêdnoœci gospodarsw domowych o 2 3 punky procenowe. Naomias d³ugofalowa sopa wzrosu albo wygas³aby do oko³o 4%, lub mog³aby wynosiæ 7 8%, gdyby zosa³y wykorzysane korzyœci zewnêrzne i rosn¹ce przychody z zasosowania kapia³u ludzkiego i posêpu echnicznego, zgodnie z now¹ eori¹ wzrosu. Wyniki symulacji rzeba jednak odczyywaæ z du ¹ osro noœci¹ pamiêaj¹c, e s¹ one funkcj¹ przyjêych za³o eñ. Szczególnie doyczy o wniosków odnoœnie d³ugofalowego empa wzrosu. Rozparzono nasêpnie zagadnienie wzajemnych relacji miêdzy wielkoœci¹ oszczêdnoœci krajowych i inwesycji krajowych oraz miêdzy oszczêdnoœciami krajowymi a inwesycjami zagranicznymi, czyli nap³ywem oszczêdnoœci z zagranicy. W gospodarce owarej inwesycje w danym kraju nie musz¹ ju byæ ograniczane poziomem krajowych oszczêdnoœci. Ró nice pomiêdzy ymi dwiema wielkoœciami znajduj¹ odbicie w bilansie obroów bie ¹cych. Je eli kapia³ jes doskonale mobilny pomiêdzy krajami, ak i jego przep³ywy równowa ¹ zwroy z inwesycji, nie powinniœmy obserwowaæ korelacji pomiêdzy krajowymi sopami oszczêdnoœci i inwesycji. Je eli naomias przep³yw kapia³u by³by ograniczony licznymi resrykcjami, krajowe oszczêdnoœci i inwesycje powinny byæ skorelowane. Auorka (M. Jakubiak) powierdza wysok¹ korelacjê miêdzy oszczêdnoœciami a inwesycjami krajowymi w badaniach przekrojowych. Jednak e, rudno jes w pe³ni powierdziæ ê korelacjê w szeregach czasowych dla poszczególnych gospodarek. W opracowaniu przedsawiono wskaÿniki przep³ywów kapia³owych i inegracji finansowej dla pañsw Unii Europejskiej oraz Europy Œrodkowej i Wschodniej. Op³acalnoœæ inwesycji porfelowych jes w bogaszych krajach Unii wzglêdnie wysoka, a przep³ywy kapia³owe s¹ du e w relacji do krajowej produkcji. Mo na przyj¹æ, i odzwierciedla o niskie bariery w przep³ywie kapia³u. Niekóre wskaÿniki dla pañsw Europy Œrodkowej (Wêgry, Polska, Republika Czeska, S³owenia, Esonia) s¹ relaywnie bliskie 7

7 Praca zbiorowa pod redakcj¹ Barbary Liberdy 8 wskaÿnikom przep³ywów kapia³owych w biedniejszych pañswach Unii (zw³aszcza w Grecji, ale ak e w Porugalii i Hiszpanii). Przyjmuje siê, i zagraniczne inwesycje bezpoœrednie (FDI) s¹ bardzo wa nym sk³adnikiem nap³ywów kapia³owych, a ich obecnoœæ ma szczególne znaczenie dla ransformuj¹cych siê gospodarek Œrodkowej Europy. Na pocz¹ku la 90. nas¹pi³o przesuniêcie nap³ywu ego rodzaju kapia³u z po³udnia UE do Europy Cenralnej. Auorka zadaje pyanie, czy w Polsce jes mo liwe, aby nap³yw FDI wypiera³ oszczêdnoœci krajowe. Parz¹c na ksza³owanie siê sóp inwesycji i oszczêdnoœci w Polsce widaæ, e od 1993 do 1995 roku wzros oszczêdnoœci krajowych wysêpowa³ wraz z rosn¹cym z roku na rok nap³ywem FDI. Jednak e, od 1996 roku sopa oszczêdzania przesa³a rosn¹æ, podczas gdy nap³yw FDI sale rós³. Teoreycznie, niezwykle szybko rosn¹ce nap³ywy FDI do Polski mog³y byæ jednym z czynników ograniczaj¹cych wzros sopy oszczêdzania. Jednak przyk³ady Czech i Wêgier nie powierdzaj¹ ej hipoezy. Nie powierdza jej równie urzymanie siê udzia³u FDI w ca³oœci inwesycji krajowych od 1996 roku na poziomie ok. 16% ogó³u inwesycji krajowych, podczas gdy sopa inwesycji w PKB w ym czasie ros³a o 2 3 punky procenowe rocznie. Sugerowa³oby o, e raczej inne ni FDI formy zad³u ania siê firm za granic¹ (np. kredyy) wype³nia³y rosn¹c¹ lukê miêdzy oszczêdnoœciami a inwesycjami krajowymi od 1996 roku. W rozdziale 3 auorka (J. Siwiñska) przeprowadzi³a analizê eoreycznych zwi¹zków pomiêdzy wielkoœci¹ deficyu bud eowego a oszczêdnoœciami prywanymi, a ak e przegl¹d badañ empirycznych ego zjawiska i próbê oceny, czy i do jakiego sopnia deficy bud eowy wywiera wp³yw na oszczêdnoœci prywane w Polsce i w innych krajach Europy Œrodkowo-Wschodniej. Badanie ekonomeryczne dla siedmiu gospodarek w okresie ransformacji wykaza³o, e deficy bud eowy nie jes zmienn¹, kóra w isony sposób ³umaczy zmiany sopy oszczêdnoœci prywanych. Nale y jednak podkreœliæ, e z powodu niepe³nej porównywalnoœci danych i ograniczonej próby, wyników ych nie nale y rakowaæ jako decyduj¹ce. Badanie saysyczne dla Polski wykaza³o, e zad³u enie neo polskiego sekora insyucji rz¹dowych i samorz¹dowych jes s³abo pozyywnie skorelowane ze sop¹ oszczêdnoœci prywanych. W laach sopa oszczêdnoœci prywanych ksza³owa³a siê na poziomie ok % PKB, z wyj¹kiem roku 1993, gdy wynios³a 17% i roku 1995, gdy przekroczy³a 20%. Szereg czasowy danych od 1994 roku nie jes w pe³ni porównywalny z laami ze wzglêdu na przeszacowanie przez GUS PKB od 1994 roku. Zwiêkszy³o ono sopê oszczêdnoœci prywanych o ok. 2 3 punky procenowe rocznie. Bez przeszacowania rend oszczêdnoœci prywanych w Polsce równie by³ rosn¹cy, choæ w mniejszym sopniu. W ca³ym badanym okresie mala³ deficy sekora rz¹dowego. Wspó³czynnik korelacji pomiêdzy oszczêdnoœciami prywanymi a deficyem sekora rz¹dowego wyniós³ 0,3. Wynik en mo e wskazywaæ, e w Polsce nie funkcjonuje zasada równowa noœci ricardowskiej, a wiêc oszczêdnoœci prywane (prawie) nie reaguj¹ na spadek zad³u enia neo rz¹du. Powodem akiej endencji mo e byæ o, e poprawa syuacji fiskalnej nas¹pi³a g³ównie dziêki redukcji wydaków bie ¹cych, czyli elemenu, kóry najs³abiej wp³ywa na oszczêdnoœci. Jeœli z bilansu sekora rz¹dowego zosanie wy³¹czone saldo bud eu ubezpieczeñ spo³ecznych, kóre sanowi wiêkszoœæ zad³u enia neo rz¹du, wówczas korelacja miêdzy oszczêdnoœciami prywanymi a pozosa³ym zad³u eniem rz¹du saje siê s³abo ujemna (-0,1). Wskazywa³oby o na isnienie bardzo s³abej zale noœci ricardowskiej miêdzy oszczêdnoœciami prywanymi a wierzyelnoœciami neo rz¹du bez bilansu ZUS. Ten wynik mo e byæ przypadkowy, ale mo e e wskazywaæ, e sopa oszczêdnoœci prywanych w Polsce zale y w niewielkim sopniu od wielkoœci deficyu bud eowego. Powy szy wniosek wymaga za³o enia, e sekor prywany inaczej posrzega zmiany w finansach ZUS, a inaczej w pozosa³ych finansach sekora rz¹dowego. Na wielkoœæ oszczêdnoœci wp³ywa równie rozwój rynku finansowego. Zagadnieniu emu poœwiêcony jes rozdzia³ 4. Auor (P. Kowalski) przeprowadzi³ analizê rozwoju ego rynku i oszacowa³ wielkoœæ akywów znajduj¹cych siê poza sekorem bankowym, a wiêc w funduszach powierniczych, na gie³dzie, w owarzyswach ubezpieczeniowych oraz w obligacjach. Maj¹c na uwadze du y poencjalny b³¹d szacunku auor oceni³, e nominalne oszczêdnoœci ulokowane przez gospodarswa domowe na gie³dzie i w funduszach powierniczych mog³y w 1998 r. w siêgaæ nawe 4,5 mld z³. Dodakowo, agrega en roœnie szybciej ni depozyy bankowe. Podobnie jes z zakupami obligacji Skarbu Pañswa. Lokay bankowe pozosawa³y ca³y czas dominuj¹c¹ form¹ oszczêdzania. Polski sekor bankowy doœwiadcza rosn¹cej konkurencji ze srony skarbowych papierów waroœciowych i akcji gie³dowych. Ponado, reforma sysemu emeryalnego wp³ynie prawdopodobnie na szybki rozwój sekora inwesorów insyucjonalnych, kóry, jak pokazuje doœwiadczenie bardziej rozwiniêych pañsw OECD, ma szansê sukcesywnie mobilizowaæ coraz wiêksze oszczêdnoœci w sekorze gospodarsw domowych. Wydaje siê, i w najbli szym czasie srukura oszczêdnoœci bêdzie siê zmieniaæ na korzyœæ innych ni lokay bankowe insrumenów finansowych. Oznacza o wzros konkurencji na rynku finansowym w Polsce. Jego wyrazem s¹ zmniejszaj¹ce siê ró nice w oprocenowaniu podobnych insrumenów finansowych na rynku, a ak e coraz mniejsza ró nica pomiêdzy oprocenowaniem depozyów i kredyów. Faky e pozwalaj¹ przypuszczaæ, e dalsza liberalizacja sekora finansowego w Polsce bêdzie raczej czynnikiem symuluj¹cym, a nie hamuj¹cym wzros gospodarczy. Rapory CASE Nr 28

8 Deerminany oszczêdzania w Polsce Kolejne opracowanie (P. Kaczorowski, T. Tokarski) sanowi próbê saysycznej analizy wp³ywu realnych sóp procenowych na wielkoœæ depozyów i kredyów gospodarsw domowych i przedsiêbiorsw sekora niefinansowego w Polsce w laach Wœród zmiennych objaœniaj¹cych uwzglêdniono m.in. akie wielkoœci makroekonomiczne, jak poziom realnego PKB, relacje agregau pieniê nego M2 do bazy monearnej, realny kurs z³oówki oraz realne oprocenowanie wk³adów waluowych. Analiza saysyczna wykaza³a zmianê srukury depozyów gospodarsw domowych w Polsce w laach Spad³ udzia³ depozyów waluowych w ca³oœci depozyów bankowych gospodarsw domowych, a wzrós³ udzia³ depozyów z³oowych. Elasycznoœæ sopy wzrosu depozyów z³oowych gospodarsw domowych w Polsce, wzglêdem zmian realnej sopy procenowej, okaza³a siê silnie dodania. Wynik en poœrednio powierdza sosunkowo ograniczone mo liwoœci wyboru lokowania oszczêdnoœci poza sekorem bankowym w osanich laach. Przedsiêbiorswa sekora niefinansowego s³abiej reagowa³y na zmiany realnej sopy procenowej w przypadku depozyów bankowych. Naomias sopa wzrosu kredyów z³oowych przedsiêbiorsw by³a bardzo isonie ujemnie skorelowana z realnym oprocenowaniem kredyów, a ak e ze sop¹ inflacji. Elasycznoœæ wzglêdem wzrosu realnego kursu waluowego by³a dodania. Badanie wykaza³o, e sopa wzrosu kredyów udzielanych gospodarswom domowym nie reagowa³a ani na wysokoœæ realnej sopy procenowej, ani na wielkoœæ realnego PKB. Isonym czynnikiem deerminuj¹cym wzros wielkoœci kredyów okaza³ siê rozwój sysemu bankowego i (zwi¹zana z ym) ³awiejsza dosêpnoœæ do kredyu. Wyniki e mog³yby œwiadczyæ, i boom kredyowy z la doycz¹cy g³ównie gospodarsw domowych, mia³ w wiêkszym sopniu pod³o e spo³eczno-psychologiczne ni ekonomiczne. Kredyy zaci¹gano mimo wzrosu realnych sóp procenowych i niezale nie od ich poziomu. Dzia³a³y zapewne efeky demonsracji i od³o onego popyu. Wp³yw poziomu PKB zarówno na wzros depozyów, jak i kredyów okaza³ siê niezgodny z oczekiwanym. Analiza wykaza³a, e czynnik en by³ isony ylko w przypadku depozyów gospodarsw domowych. Byæ mo e, na decyzje podmioów silniej oddzia³ywa³ wzros PKB, a nie jego poziom, a w przypadku gospodarsw domowych wzros ich dochodów do dyspozycji (w empie œrednio 5% rocznie w laach ). Brak isonego wp³ywu wielkoœci PKB, mierzonego kwaralnie, na procesy oszczêdzania i zad³u ania siê mo e wynikaæ równie z relaywnej krókoœci szeregu czasowego obserwacji (5 la 20 kwara³ów). Dalsze badania powy szych zale noœci w oparciu o d³u sze szeregi czasowe mog¹ przynieœæ inne wyniki. Nasêpne opracowanie poœwiêcone jes deerminanom oszczêdzania gospodarsw domowych w Polsce w laach 90. Auorka (B. Liberda) przedsawia analizê przekrojow¹ Rapory CASE Nr 28 oszczêdnoœci gospodarsw domowych w oparciu o dane bud eów gospodarsw domowych. Auorka szacuje nasêpuj¹ce czynniki okreœlaj¹ce oszczêdnoœci gospodarsw domowych: dochód do dyspozycji, czynniki demograficzne (wiek, p³eæ), wyksza³cenie, rodzaj dzia³alnoœci ekonomicznej gospodarswa domowego, posiadany maj¹ek, miejsce zamieszkania. Analiza saysyczna oszczêdnoœci gospodarsw domowych w Polsce w laach wykaza³a, e oszczêdnoœci gospodarsw domowych s¹ bardzo silnie zwi¹zane z wielkoœci¹ dochodu do dyspozycji gospodarswa domowego. Funkcja oszczêdnoœci wzglêdem dochodu nie jes jednak œciœle liniowa, ale przybiera ksza³ paraboliczny, gdy oszczêdnoœci rosn¹ szybciej ni dochody. Poniewa wyraÿny wzros oszczêdnoœci wzglêdem dochodu wysêpuje powy ej 1,5 wielokronoœci œredniego dochodu, krzyw¹ oszczêdzania oszacowano jako krzyw¹ za³aman¹ odcinkowo. Badanie wykaza³o, e rozk³ad oszczêdnoœci jes bardziej nierównomierny od rozk³adu dochodów. Œrednie sopy oszczêdzania podwajaj¹ siê w Polsce szybciej ni dochód. Wed³ug bud eów gospodarsw domowych w laach sopy oszczêdzania gospodarsw domowych wzros³y o ponad po³owê. Naomias nierównoœci w podziale oszczêdnoœci prawie siê nie zmieni³y. Profile oszczêdzania gospodarsw domowych w Polsce wzglêdem cech demograficznych s¹ ylko czêœciowo zgodne ze œcie k¹ oszczêdzania, kóra wynika³aby z eorii cyklu ycia. Analiza saysyczna wykaza³a brak wyraÿnego efeku maj¹kowego w dziedzinie oszczêdzania. Wraz ze wzrosem dochodów i wzrosem inwesycji mieszkaniowych oraz rozwojem rynku finansowego nale y spodziewaæ siê pog³êbienia siê ujemnego efeku maj¹kowego w dziedzinie oszczêdnoœci (w przypadku braku domu oznacza o wzros oszczêdnoœci). Osanie opracowanie doyczy wp³ywu reformy emeryalnej na wielkoœæ oszczêdnoœci w Polsce. Analizuje siê w nim zarówno zmienne makroekonomiczne, kóre warunkuj¹ reformê (srukura demograficzna ludnoœci, sposób finansowania reformy), jak równie czynniki, kóre okreœlaj¹ wybór miêdzyokresowy jednosek w dziedzinie oszczêdzania na emeryurê. Auorka (B. Liberda) wskazuje, e relacja liczby emeryów i rencisów w odniesieniu do liczby osób p³ac¹cych sk³adki jes w Polsce ponad 2,5 razy wy sza od relacji populacji w wieku emeryalnym do ludnoœci akywnej zawodowo i ponad 1,5 razy wy sza od sosunku œredniego okresu emeryury do œredniego czasu pracy. Rodzi o bardzo wysokie koszy doychczasowego sysemu redysrybucyjnego w porównaniu z sysemami kapia³owymi. Auorka porównuje modelowe koszy obu sysemów w perspekywie najbli szych la prognozuj¹c wyrównanie powy szych relacji oko³o roku

9 Praca zbiorowa pod redakcj¹ Barbary Liberdy Szereg badañ empirycznych wskazuje, e kraje w kórych dominuje redysrybucyjny sysem ubezpieczeñ spo³ecznych charakeryzuj¹ siê ni sz¹ sop¹ oszczêdzania od gospodarek posiadaj¹cych sysemy kapia³owe. Przejœcie od sysemu reparycyjnego do kapia³owego sysemu ubezpieczeñ emeryalnych mo e przynieœæ korzyœci w posaci podniesienia sopy oszczêdnoœci prywanych i ogólnej sopy oszczêdzania w gospodarce oraz zwiêkszyæ poziom dobrobyu spo³eczeñswa. To czy spodziewane korzyœci wys¹pi¹, w porównaniu z doychczasowym redysrybucyjnym sysemem ubezpieczeñ, zale eæ bêdzie w du ym sopniu od czynników makroekonomicznych (np. wysokoœci sopy procenowej, empa wzrosu dochodów i p³ac, wielkoœci zad³u enia rz¹du, rozwoju rynku finansowego), jak równie od sposobu finansowania koszów przejœcia od jednego sysemu do drugiego, np. czy drog¹ wzrosu d³ugu publicznego czy podaków. Z modelu równoœci Ricardo-Barro i doœwiadczeñ miêdzynarodowych wynika, e finansowanie koszów reformy emeryalnej drog¹ wzrosu d³ugu publicznego mo e nie wp³yn¹æ w krókim okresie czasu na sopê oszczêdzania ogó³em, gdy oznacza o zamianê ukryego (implicie), przysz³ego d³ugu publicznego na d³ug jawny (explicie). Finansowanie koszów przejœciowych reformy drog¹ wzrosu podaków oznacza wiêkszy ransfer od dzisiejszego pracuj¹cego pokolenia na rzecz pokoleñ sarszych. Dobroby dzisiejszych pokoleñ, finansuj¹cych oba sysemy jednoczeœnie spada, gdy s¹ one zmuszone p³aciæ wiêcej w posaci podaków i wp³a do sysemu kapia³owego ni przed reform¹. Aby oszczêdnoœci prywane nie spad³y, powinny wys¹piæ przeciwleg³e dobrowolne ransfery ze srony sarszych pokoleñ na rzecz m³odych. Bardzo wiele zale eæ bêdzie ak e od czynników behawioralnych, a g³ównie od œwiadomoœci warunków i ryzyka wyboru miêdzyokresowego oraz goowoœci podejmowania go. W d³ugim okresie czasu oszczêdnoœci prywane mog¹ rosn¹æ, gdy reforma usuwa szereg dysproporcji na rynku si³y roboczej, podnosz¹c efekywnoœæ gospodarki i wzros. Sprzyja ona ak e rozwojowi rynku finansowego. Reforma w Polsce nie zapobiegnie jednak wzrosowi koszów sysemów emeryalnych (sk³adek) jeœli nie zmieni siê efekywnego wieku przechodzenia na emeryurê i d³ugoœci okresu emeryury. Poliyka gospodarcza powinna symulowaæ wzros oszczêdnoœci na cele emeryalne nie yle drog¹ ulg podakowych, lecz przez zachêcanie do wyd³u ania okresu pracy i zniechêcanie do wczeœniejszego rozpoczynania emeryury. Mimo szerokiego zakresu badania nie mo na w nim by³o uwzglêdniæ wszyskich aspeków procesów oszczêdzania. Pewien niedosy budzi problemayka oszczêdnoœci firm, choæ wysêpuj¹ one jako sk³adnik oszczêdnoœci sekora prywanego, a ak e w badaniu rynków finansowych uwzglêdnia siê oszczêdnoœci firm sekora niefinansowego. Oszczêdnoœci firm nie zosa³y szerzej zbadane w relacji do oszczêdnoœci gospodarsw domowych. Srukura oszczêdnoœci prywanych (firm i gospodarsw domowych) ma wp³yw na wielkoœæ oszczêdnoœci prywanych, gdy gospodarswa domowe z regu³y nie reaguj¹ w pe³ni elasycznie na zmiany oszczêdnoœci firm. Dososowania oszczêdnoœci firm i przedsiêbiorsw s¹ czêso ylko czêœciowe poprzez mechanizmy sóp procenowych i inflacji, a korelacja miêdzy nimi jes z regu³y ujemna. Proponowane kierunki dalszych badañ: Niezwykle ineresuj¹ce by³oby zbadanie oszczêdnoœci nie jako sk³adnika dochodu, ale meod¹ przyrosu maj¹ku. Takie badanie mia³oby kolosalne znaczenie dla wiedzy o zmianach w³asnoœci i si³y ekonomicznej w okresie ransformacji. Poznanie zmian maj¹ku wymaga przeprowadzenia ca³kiem nowych badañ ankieowych (najlepiej panelowych), zbli onych do badañ bud eów gospodarsw domowych, choæ próba mo e byæ mniejsza. Wykonanie ych badañ ju eraz umo liwi³oby w przysz³oœci analizê efeku maj¹kowego w dziedzinie oszczêdzania. Wiedza na en ema jes w gospodarce polskiej prakycznie zerowa. Wskazane by³yby ak e szersze porównania miêdzynarodowe procesów oszczêdzania, zarówno z krajami najszybciej rozwijaj¹cymi siê, jak i z gospodarkami Europy Œrodkowej i Wschodniej. W skali mikroekonomicznej, wraz z wyd³u aniem siê horyzonu badañ i coraz wy sz¹ jakoœci¹ danych, mo liwa bêdzie ju nied³ugo próba esymacji poziomu dochodu yciowego (permanennego) polskiej rodziny. Dok³adne poznanie czynników okreœlaj¹cych en dochód, w ym czynników rudno mierzalnych (akich jak: sopieñ ryzyka wyboru miêdzyokresowego, niepewnoœci i racjonalnoœci wyboru) pozwoli lepiej okreœliæ przysz³e oszczêdnoœci. Mo e o mieæ równie znaczenie dla poliyki gospodarczej. 10 Rapory CASE Nr 28

10 Deerminany oszczêdzania w Polsce Barbara Liberda Tomasz Tokarski Rozdzia³ 2. Deerminany oszczêdzania i wzrosu gospodarczego w Polsce w odniesieniu do krajów OECD 2.1. Zale noœci eoreyczne Celem niniejszego opracowania jes próba zbadania g³ównych czynników okreœlaj¹cych sopê oszczêdnoœci i sopê wzrosu dochodu w Polsce w laach 90. i symulacja ych wielkoœci w okresie przysz³ym. Ineresuj¹ nas przede wszyskim wzajemne zale noœci miêdzy sop¹ oszczêdzania i sop¹ wzrosu dochodu w okresie œrednim i d³ugim. Te zale noœci, a szczególnie wp³yw empa wzrosu dochodu na sopê oszczêdzania, sa³y siê ponownie przedmioem badañ eoreycznych i empirycznych ze srony przedsawicieli nowoczesnych eorii konsumpcji (F. Modigliani, M. Friedman, Ch. Carroll i D. Weil) oraz zw. nowej eorii wzrosu (P. Romer, R. Lucas, G. Mankiw, D. Romer i D. Weil). We wspó³czesnych eoriach konsumpcji: eorii cyklu ycia (F. Modigliani) i eorii permanennego dochodu (M. Friedman) sopa oszczêdzania jes deerminowana przez czynniki demograficzne (srukurê ludnoœci wed³ug wieku) oraz chêæ wyg³adzenia konsumpcji w ci¹gu ca³ego ycia, a wiêc okreœlenia swojego yciowego lub permanennego dochodu. Ró nica miêdzy ymi osanimi polega na ym, czy podchodzimy do ycia jako do okresu skoñczonego, czy e zachowujemy siê ak jakbyœmy mieli yæ wiecznie. Oszczêdnoœci sanowi¹ wiêc ê czêœæ dochodu, kóra jes racjonalnie gromadzona w d³u szej perspekywie czasowej i w ym sensie nie zale y od wielkoœci bie ¹cego dochodu. Naomias zale y ona pozyywnie od empa wzrosu dochodu, gdy w gospodarce sacjonarnej oszczêdnoœci mog¹ wynosiæ zero (oszczêdnoœci m³odszych pokoleñ odpowiadaj¹ ujemnym oszczêdnoœciom sarszych, jeœli nie zak³ada siê pozosawienia spadku). Wyg³adzanie konsumpcji w perspekywie ca³ego ycia przy zmiennoœci dochodów w czasie powoduje, e sk³onnoœæ do oszczêdzania jednosek zmienia siê w ci¹gu cyklu ycia. Tak wiêc sopa oszczêdzania w skali ca³ej gospodarki zale y od srukury ludnoœci wed³ug wieku. Wzros ludnoœci zwiêksza udzia³ oszczêdzaj¹cych (akywnych zawodowo) w sosunku do pokoleñ sarszych, a Rapory CASE Nr 28 wiêc podnosi agregaow¹ sopê oszczêdzania. Podobnie, wzros produkywnoœci powoduje, e m³odsze pokolenia s¹ bogasze od swoich rodziców i oszczêdzaj¹ wiêcej ni wynosi konsumpcja z oszczêdnoœci sarszych pokoleñ, ym samym podnosz¹c ogóln¹ sopê oszczêdzania. Zgodnie z eori¹ cyklu ycia wzros dochodu, wynikaj¹cy z ró nic poziomów yciowego dochodu kolejnych pokoleñ, jes przyczyn¹ ró nicowania sóp oszczêdzania miêdzy krajami. Sopa oszczêdzania roœnie wraz z empem wzrosu gospodarki [B. Liberda,1997, 658]. Tendencja a jes najbardziej widoczna na poziomie gospodarsw domowych, ale zaznacza siê ak e w odniesieniu do ca³ego sekora prywanego i ca³ej gospodarki. W skali makro wymaga o uwzglêdnienia wp³ywu bilansu p³aniczego oraz zachowania rz¹du (deficyu bud eowego) na sopê oszczêdzania gospodarsw domowych oraz przedsiêbiorsw. Problemem ylko jes, na ile oszczêdnoœci sekora prywanego niweluj¹ deficy bud eowy oraz w jakim sopniu gospodarswa domowe kieruj¹ siê w swoich wyborach konsumpcji i oszczêdzania wielkoœci¹ oszczêdnoœci firm. Oszczêdnoœci zagraniczne sanowi¹ deerminanê krajowej sopy oszczêdzania poprzez wp³yw na decyzje sekora prywanego odnoœnie inwesycji i konsumpcji. Z jednej srony, mog¹ sanowiæ dodakowe Ÿród³o inwesycji pokrywaj¹ce lukê krajowych zasobów. Mog¹ ak e przyci¹gaæ komplemenarne inwesycje krajowe. Z drugiej srony, mog¹ wypieraæ oszczêdnoœci krajowe wówczas, gdy prowadz¹ do spadku zysków inwesorów krajowych. Skala wp³ywu oszczêdnoœci zagranicznych na inwesycje krajowe jes przedmioem szerokiej dyskusji od czasu sformu³owania przez M. Feldseina i Ch. Horiokê (1980) hipoezy bardzo silnej zale noœci inwesycji krajowych od oszczêdnoœci krajowych, mimo wzglêdnej mobilnoœci kapia³u w skali œwiaowej. W prezenowanym badaniu nie analizujemy innych wa nych deerminan sopy oszczêdzania i sopy wzrosu, akich jak wysokoœæ sopy procenowej, wielkoœæ inflacji i bezrobocia (z wyj¹kiem badania dla Hiszpanii) ze wzglêdu na o, e w próbach czasowo-przekrojowych, na kórych 11

11 Praca zbiorowa pod redakcj¹ Barbary Liberdy siê opieramy, zmienne e s¹ skorelowane z innymi zmiennymi objaœniaj¹cymi, kóre badamy (empo wzrosu dochodu i poziom dochodu). Wp³yw innych czynników na sopê oszczêdnoœci jes przedmioem owarzysz¹cych opracowañ [Liberda, 1999]. Te czynniki o: nierównoœæ w podziale dochodów; srukura gospodarsw domowych wed³ug W nawiasach podano saysyki -Sudena wieku, wyksza³cenia, p³ci, miejsca zamieszkania i charakeru posiadanych czynników produkcji; niepewnoœæ i ryzyko wyboru miêdzyokresowego konsumpcji; ograniczenia kredyowe i wzorce konsumpcji. W ym badaniu koncenrujemy siê wy³¹cznie na wzajemnych zale noœciach sopy wzrosu i sopy oszczêdzania. Modigliani (1970, 1983, 1993) oraz osanio Carroll i 12 Tabela 1. Wyniki badañ empirycznych zale noœci sopy wzrosu gospodarczego i sopy oszczêdzania Rok Auor Zakres badania Zmienna objaœniana 1970 Modigliani Œwia 36 krajów s (prywana sopa oszczêdzania) 1970 Modigliani Œwia 24 kraje s (prywana sopa oszczêdzania) 1970 Modigliani Œwia 24 kraje s (prywana sopa oszczêdzania) 1970 Modigliani Œwia 24 kraje s (prywana sopa oszczêdzania) 1993 Modigliani OECD 21 krajów Sopa oszczêdnoœci (narodowa) 1993 Modigliani Kraje s³abo rozwiniêe Sopa oszczêdnoœci 85 krajów (narodowa) Carroll, Weil OECD 22 kraje Carroll, Weil Œwia 64 kraje Carroll, Weil OECD 22 kraje Carroll, Weil Œwia 64 kraje Edwards 36 krajów (cross secion) 1996 Edwards 36 krajów (cross secion) 1995 Masson, Bayoumi, OECD 21 krajów Samiei Masson, Bayoumi, Kraje s³abo rozwiniêe - Samiei 40 krajów 1995 Masson, Bayoumi, Samiei 1992 Schmid-Hebbel, Webb, Corsei 1993 Kessler, Perelman, Pesieau 1993 Kessler, Perelman, Pesieau Zmienna Wynik objaœniaj¹ca g (empo wzrosu 1,34 (0,20) dochodu per capia) g (empo wzrosu 1,24 (0,25) dochodu per capia) Tempo wzrosu 1,98 (0,29) produku na jednego zarudnionego Tempo wzrosu -0,60 (0,81) zarudnienia g (-1) 1,81 (6,1) g (-1) 1,32 (5,2) Sopa oszczêdnoœci (œrednio ) g 1,84 (1,11) sopa oszczêdnoœci g 1,19 (0,59) (œrednio ) Granger s () g (-1) 0,257 (0,109) Granger s () g (-1) 0,318 (0,080) Oszczêdnoœci prywane g (per capia) 0,456 (3,259) Oszczêdnoœci rz¹du g (per capia) 1,801 (3,285) Sopa oszczêdnoœci prywanych g 2,77 (3,9) Sopa oszczêdnoœci g 1,73 (3,1) prywanych Œwia 61 krajów Sopa oszczêdnoœci g 1,25 (3,2) prywanych Kraje s³abo rozwiniêe - Oszczêdnoœci gosp. Sopa wzrosu 0,54 (4,2) 10 krajów dom. z dochodu do dochodu do dyspozycji dyspozycji OECD 17 krajów Sopa oszczêdnoœci g 24,5 (2,2) gosp. dom. (cross secion) OECD 17 krajów g -6,0 (1,5) Sopa oszczêdnoœci gosp. dom. (ime series) Rapory CASE Nr 28

12 Deerminany oszczêdzania w Polsce Weil (1993) przeprowadzili najszersz¹ próbê empirycznego pokazania dodaniej zale noœci miêdzy sop¹ wzrosu dochodu (i produkywnoœci) a sop¹ oszczêdzania gospodarsw domowych, sekora prywanego i w œlad za ym ogóln¹ sop¹ oszczêdzania. Inne badania empiryczne (S. Edwards, 1996; P. Masson, T. Bayoumi, H. Samiei, 1995; K. Schmid-Hebbel, S. Webb, G. Corsei, 1992; D. Kessler, S. Perelman, P. Pesieau, 1993) doycz¹ce g³ównie oszczêdnoœci prywanych, ak e wykaza³y dodani¹ korelacjê empa wzrosu dochodu i sopy oszczêdzania (wyniki w abeli 1). Wyda³o siê nam wa ne przeprowadzenie podobnego badania dla Polski w laach 90. Sopa oszczêdnoœci krajowych jes bowiem w Polsce sosunkowo niska (17 18% PKB), a empo wzrosu dochodu uksza³owa³o siê na poziomie 5 6% rocznie. Chcieliœmy odpowiedzieæ na pyanie o si³ê wp³ywu empa wzrosu dochodu na sopê oszczêdnoœci i z drugiej srony sopy oszczêdzania na œrednio i d³ugofalowy wzros gospodarki polskiej. Ze wzglêdu jednak na o, e okres obserwacji dla Polski jes bardzo króki (pe³ne dane dla la , niepe³ne dla ) nie mo na by³o esymowaæ funkcji oszczêdzania i wzrosu w oparciu o roczne dane dla Polski. Uznaliœmy wiêc, e przeprowadzimy badanie symulacji mo liwych scenariuszy zale noœci miêdzy empem wzrosu dochodu i sop¹ oszczêdzania w Polsce przy przyjêciu za³o enia, e deerminany sóp oszczêdnoœci i wzrosu produku w Polsce ksza³owaæ siê bêd¹ podobnie, jak w grupie krajów OECD w okresie osanich 25 la. Przy bardzo du ym uproszczeniu, pozwoli³o o nam odpowiedzieæ na pyanie, jakie wielkoœci sóp oszczêdnoœci i sóp wzrosu okreœlaj¹ œcie kê rozwojow¹ gospodarki polskiej, wynikaj¹c¹ z konwergencji w sosunku do gospodarek OECD. Inaczej, jakie paramery w dziedzinie deficyu bud eowego, deficyu obroów bie ¹cych, inflacji i bezrobocia powinny byæ spe³nione, aby Polska osi¹gnê³a empo wzrosu dochodu i sopê oszczêdzania zbli one do krajów OECD. Dla osi¹gniêcia ego celu oszacowano funkcje oszczêdnoœci dla ca³ej gospodarki i oddzielnie dla gospodarsw domowych, a ak e funkcjê wzrosu dla wybranych krajów OECD w okresie (próba czasowo-przekrojowa) oraz oddzielnie dla Hiszpanii (próba czasowa). Dla analizy deerminan wzrosu gospodarczego wykorzysuje siê g³ównie neoklasyczny model R. Solowa (1956) z egzogenicznym posêpem echnicznym w sensie R. Harroda [por. e opracowania R. Barro, X. Sala-i-Marina, 1995 D. Romera, 1996], rozszerzony w modelu akumulacji kapia³u ludzkiego Mankiwa, D. Romera, Weila (1992), a ak e modele wzrosu endogenicznego P. Romera (1986, 1990) i Lucasa (1988) [por. e Liberda, 1996 i T. Tokarski, 1998]. Wspomniane modele wzrosu gospodarczego charakeryzuj¹ siê nasêpuj¹cymi cechami: W modelu Solowa czyni siê m.in. za³o enia, e funkcja produkcji charakeryzuje siê sa³ymi korzyœciami skali i ograniczon¹ subsyucyjnoœci¹ nak³adów klasycznych czynników produkcji (kapia³u rzeczowego i pracy), sopa Rapory CASE Nr 28 posêpu echnicznego jes zmienn¹ egzogeniczn¹ oraz o, i oszczêdnoœci deerminuj¹ inwesycje. Z za³o eñ ych wynika, e sopy wzrosu kluczowych zmiennych makroekonomicznych (srumienia produku i zasobu kapia³u per capia) s¹ sopami wzrosu równomiernego (seady sae) lub d¹ ¹ do owych sóp. Wniosek en jes prawdziwy dla dowolnych danych egzogenicznie sóp oszczêdnoœci, deprecjacji kapia³u i sopy wzrosu zasobu pracy. Sopy wzrosu produku na zarudnionego i kapia³u per capia w warunkach wzrosu równomiernego (przy harrodowskiej neuralnoœci posêpu echnicznego) s¹ równe sopie posêpu echnicznego. Zmiana sopy oszczêdnoœci (inwesycji) w modelu Solowa oddzia³uje na analizowan¹ sopê wzrosu, przesuwaj¹c gospodarkê na wy ej lub ni ej po³o one œcie ki wzrosu, nie podnosz¹c d³ugofalowej sopy wzrosu, a ylko sopê przejœcia do nowego sanu usalonego. Ponado z modelu Solowa mo na równie wyci¹gn¹æ wniosek, i przy malej¹cych produkcyjnoœciach krañcowych ka dego z czynników produkcji sopa wzrosu gospodarczego powinna podlegaæ zw. efekowi konwergencji (zwanym czasami równie efekem doganiania caching up effec). Efek ów polega na ym, i wraz ze wzrosem produku per capia roœnie równie zasób kapia³u na g³owê. To zaœ (zgodnie z prawem malej¹cej produkcyjnoœci krañcowej) powoduje obni enie sopy wzrosu zasobu kapia³u na zarudnionego i obni enie sopy wzrosu produku per capia. Mankiw, D. Romer i Weil zgadzaj¹ siê z kierunkiem oddzia³ywania sopy oszczêdnoœci/inwesycji i sopy wzrosu poda y pracy (sopy wzrosu liczby ludnoœci) na podnoszenie srumienia produku per capia w modelu Solowa. Niemniej jednak ekonomiœci ci uwa aj¹, i model Solowa nie jes w sanie prawid³owo opisaæ ró nicy w dynamikach i po³o eniu œcie ek wzrosu gospodarczego w poszczególnych krajach z ego wzglêdu, i nie uwzglêdnia on ró nicy w dynamice akumulacji kapia³u ludzkiego. Model Mankiwa-D. Romera-Weila jes de faco rozszerzeniem modelu Solowa. W modelu ym nie ylko zasób kapia³u ludzkiego jes argumenem funkcji produkcji, lecz równie przyros owego zasobu jes wynikiem celowych inwesycji w kapia³ ludzki. Gospodarka w modelu Mankiwa-D. Romera-Weila ma nauralne endencje do d¹ enia do pewnej œcie ki wzrosu równomiernego o sopie wzrosu równej sopie posêpu echnicznego. Po³o enie ej œcie ki (w du ej mierze) wynika z poziomu i srukury inwesycji w kapia³ rzeczowy i ludzki, sóp deprecjacji obu zasobów kapia³u oraz ze sopy wzrosu poda y pracy. Im wiêcej inwesuje siê w kapia³ rzeczowy i ludzki, ym wy ej po³o ona jes d³ugookresowa œcie ka wzrosu gospodarczego. Im wy sze s¹ sopy deprecjacji zasobów kapia³u rzeczowego i ludzkiego lub sopa wzrosu poda y pracy, ym ni ej po³o ona jes ww. œcie ka wzrosu. W modelach wzrosu endogenicznego P. Romera i 13

13 Praca zbiorowa pod redakcj¹ Barbary Liberdy Lucasa odrzuca siê za³o enie o egzogenicznym charakerze posêpu echnicznego w sosunku do gospodarki. W modelach ych posêp echniczny uo samiany jes ze wzrosem indywidualnych kwalifikacji pracowników, wynikaj¹cym z celowych inwesycji w sferze akumulacji kapia³u ludzkiego. Saje siê on zmienn¹ endogeniczn¹ modelu. Paul Romer (1986) wierdzi, e produk krañcowy z zasosowania wiedzy, jako kapia³u w produkcji dóbr konsumpcyjnych jes rosn¹cy. Funkcja produkcji saje siê wiêc wypuk³a, a nie wklês³a. Inwesycje w wiedzê prowadz¹ e do powsania korzyœci zewnêrznych u innych producenów. Równowaga w modelu P. Romera jes zachowana dziêki za³o eniu malej¹cych przychodów w produkcji samej wiedzy. Tak wiêc monoonicznie rosn¹ca sopa wzrosu produku w czasie nie mo e przekroczyæ maksymalnej sopy wzrosu "wywarzanej" wiedzy. Za³o eniem modelu Lucasa, kóre zasadniczo ró ni go od modelu Solowa oraz modelu Mankiwa-D. Romera- Weila, jes uchylenie egzogenicznego charakeru sopy oszczêdnoœci. Sopa oszczêdnoœci w modelu Lucasa implicie ksza³uje siê na akim poziomie, by maksymalizowaæ sumê zdyskonowanej u yecznoœci ypowego, zachowuj¹cego siê racjonalnie podmiou. Przyjêcie ych za³o eñ oznacza, charakerysyczne dla nowej ekonomii klasycznej, przesuniêcie punku ciê koœci prowadzonych analiz makroekonomicznych z du ych agregaów makroekonomicznych w kierunku analiz silnie osadzonych na gruncie mikroekonomii. Z analizy opymalnej œcie ki wzrosu w modelu Lucasa p³ynie wniosek, e sopy wzrosu podsawowych zmiennych makroekonomicznych (srumienia produku i zasobu kapia³u rzeczowego per capia oraz indywidualnych kwalifikacji pracowników) s¹, w g³ównej mierze, zale ne od preferencji doycz¹cych alokacji konsumpcji w czasie. Co wiêcej, im bardziej podmioy w gospodarce Lucasa przedk³adaj¹ konsumpcjê bie ¹c¹ nad przysz³¹, ym ni sz¹ sopê wzrosu uzyskuje gospodarka, w kórej funkcjonuj¹. Naomias wiêksze oszczêdnoœci oznaczaj¹ wy sze empo wzrosu dochodu na g³owê, gdy przychody z nak³adów kapia³u ludzkiego s¹ rosn¹ce, a z nak³adów ca³ego kapia³u niemalej¹ce. Oznacza o ak e, e zmiana owych preferencji mo e oddzia³ywaæ na d³ugookresowe sopy wzrosu gospodarczego w sposób skueczny i rwa³y, co jes niemo liwe zarówno w modelu Solowa, jak i Mankiwa- D. Romera-Weila. Deerminany sopy oszczêdnoœci opisane zosa³y przez funkcjê wynikaj¹c¹ z eorii cyklu ycia Modiglianiego, rozszerzon¹ o deficy bud eowy i nadwy kê w bilansie p³aniczym [1]: + + s = s g -1,pop 65,db,ca gdzie: g -1 = sopa wzrosu produku w okresie poprzednim (przesuniêa w czasie o 5 la), pop 65 = odseek osób w wieku powy ej 65 la w ca³oœci populacji, db= deficy bud eowy w % PKB, ca= saldo bilansu obroów bie ¹cych w % PKB. Sopa oszczêdzania w skali makroekonomicznej jes ym wy sza im wy sze by³o œredniookresowe empo wzrosu w poprzednim okresie. Wielkoœæ populacji w wieku powy ej 65 la wp³ywa negaywnie na sopê oszczêdnoœci, gdy populacja a eoreycznie konsumuje swój yciowy maj¹ek. Skala wp³ywu ego czynnika jes zmniejszona przez chêæ pozosawienia spadku nasêpnemu pokoleniu. Deficy bud eowy wp³ywa na obni enie ogólnej sopy oszczêdzania wówczas, gdy oszczêdnoœci sekora prywanego (g³ównie gospodarsw domowych) nie rekompensuj¹ w pe³ni deficyu rz¹du, zgodnie z zasad¹ ekwiwalennoœci ricardowskiej. Saldo rachunku obroów bie ¹cych jes pozyywnie skorelowane z krajow¹ sop¹ oszczêdzania w en sposób, e nadwy ka w bilansie bie ¹cym oznacza wy sz¹ krajow¹ sopê oszczêdzania i ekspor oszczêdnoœci za granicê, naomias deficy bilansu bie ¹cego oznacza ni sze krajowe oszczêdnoœci i nap³yw kapia³u zagranicznego do danej gospodarki. W prezenowanych dalej szacunkach deerminan sopy wzrosu gospodarczego pos³u ono siê modelem wzrosu Solowa. Przyjêo, i sopa wzrosu produku na g³owê opisana jes przez nasêpuj¹c¹ funkcjê: g = g + s, λ, y gdzie: y g sopa wzrosu produku per capia g ; y s sopa oszczêdnoœci (udzia³ oszczêdnoœci w PKB); λ sopa wzrosu liczby ludnoœci; y produk per capia. Wp³yw ww. zmiennych makroekonomicznych na sopê wzrosu gospodarczego jes nasêpuj¹cy. Im wy sza sopa oszczêdnoœci, ym wy sza jes œcie ka wzrosu, prowadz¹ca do wy szego dochodu na g³owê, a ym samym wy sza jes œredniookresowa sopa wzrosu gospodarczego. Wy sza sopa wzrosu liczby ludnoœci prowadzi (przy warunku ceeris paribus) do obni enia kapia³u per capia i obni enia produku na g³owê. Ujemna zale noœæ pomiêdzy g i y opisuje zaœ wspomniany wczeœniej efek konwergencji. Ni szy wyjœciowy poziom dochodu per capia umo liwia wy sze empo wzrosu produku w okresie przejœciowym, ze wzglêdu na wy sz¹ krañcow¹ produkywnoœæ kapia³u w okresie saru. 14 [1] Zapis ypu y = y + x x oznacza³ bêdzie dalej, i zmienna y jes œciœle rosn¹c¹ (malej¹c¹) funkcj¹ zmiennej x 1 (x 2 ). 1, 2,... Rapory CASE Nr 28

14 Deerminany oszczêdzania w Polsce 2.2. Wyniki analiz saysycznych Szacunki deerminan sopy oszczêdnoœci i sopy wzrosu gospodarczego oparo na próbie czasowo-przekrojowej z³o onej z nasêpuj¹cych krajów: Ausria, Belgia, Dania, Francja, Grecja, Holandia, Niemcy, Porugalia, Szwecja, Wielka Bryania, W³ochy, Kanada, Sany Zjednoczone i Japonia w laach Ze wzglêdu na fak, i auorzy poszukiwali czynników okreœlaj¹cych œrednio- i d³ugookresowe sopy oszczêdzania i sopy wzrosu gospodarczego przedzia³ czasu podzielony zosa³ na 5 podokresów: , , , i Szacowano nasêpuj¹c¹ funkcjê oszczêdnoœci: s ij = α 0 + α 1g ij-1 + α 2pop65ij + α 3bd ij + α 4 ca ij + α 5Jap*pop 65ij + ε ij (1) gdzie: s ij o sopa oszczêdnoœci w kraju i (i=1,2,...,15) w okresie j (j=1,2,...,5). Przez sopê oszczêdnoœci w prezenowanych dalej szacunkach rozumie siê œredni¹ geomeryczn¹ z rocznych sóp oszczêdnoœci w danym kraju w analizowanych podokresach; g ij-1 sopa wzrosu PKB per capia w kraju i w okresie j (œrednia arymeyczna z rocznych sóp wzrosu); pop. 65ij odseek osób w wieku 65 la i wiêcej w kraju i w okresie j (san z la 1963, 1968, 1973, 1978, 1983, 1988, 1993); bd ij udzia³ deficyu bud eowego w PKB (œrednia arymeyczna z rocznych udzia³ów deficyu bud eowego w PKB); ca ij udzia³ bilansu obroów bie ¹cych w PKB w kraju i w okresie j (œrednia arymeyczna z rocznych udzia³ów bilansu obroów bie ¹cych w PKB); Jap zmienna zero-jedynkowa przyjmuj¹ca waroœæ 1 w przypadku Japonii, 0 w pozosa³ych przypadkach; ε ij sk³adnik losowy; α 0, α 1,..., α 5 szacowane paramery srukuralne równania (1). Wyra enie Jap*pop. 65 w równaniu (1) pe³ni rolê zw. zmiennej inerakcyjnej, modyfikuj¹cej wp³yw odseka osób powy ej 65 la na sopê oszczêdnoœci w Japonii w sosunku do pozosa³ych krajów w próbie. Ze specyfikacji równania (1) wynika bowiem, e przy g ij-1, bd ij, ca ij =cons. zachodzi: s, (la) ij = α 2 pop. 65ij + α 5 Jap*pop. 65ij + ε ij co oznacza, i o ile wzros odseka osób w wieku 65 la i wiêcej o usalone pop. 65 w ka dym z analizowanych krajów (poza Japoni¹) przek³ada³ siê na wzros sopy oszczêdnoœci o α 2 pop. 65, o yle w Japonii powodowa³ wzros ww. zmiennej endogenicznej w równaniu (1) o (α 2 +α 5 ) pop. 65. Tabela 2. Szacowane paramery deerminan sopy oszczêdnoœci i sopy wzrosu [2] Równanie sopy oszczêdnoœci s Zmienna objaœniaj¹ca Szacowany paramer Sandardowy b³¹d szacunku Saysyka -Sudena sa³a ** 0,238 0,0291 8,183 g ** 1,126 0,245 4,606 ** pop. 65-0,389 0,186-2,088 ** Jap*pop. 65 0,834 0,175 4,770 db * -0,172 0,0994-1,734 ca ** 0,738 0,178 4,152 R 2 =0,653 skor. R 2 =0,625 DW=1,535 liczba obs.=68 Równanie sopy wzrosu g Zmienna objaœniaj¹ca Szacowany paramer Sandardowy b³¹d szacunku Saysyka -Sudena Sa³a 0,0106 0, ,539 s ** 0,129 0,0238 5,432 λ ** -0,900 0,129-6,962 y ** -7,47*10-7 2,20* ,398 R 2 =0,579 skor. R 2 =0,560 DW=1,488 liczba obs.=70 [2] W równaniu sopy wzrosu PKB per capia próbowano równie szacowaæ równanie zgodne z modelem Mankiwa-D. Romera-Weila posaci: g = g + + s s H y gdzie S H jes sop¹ inwesycji w kapia³ ludzki (rozumian¹ jako odseek sudenów w populacji) i uzyskano nasêpuj¹ce rezulay (w nawiasach pod esymaorami podano odpowiednie saysyki -Sudena):,, λ, g = s s λ. * y ij ij Hij ij ij ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) R 2 =0,583 skor. R 2 =0,558 DW= 1,452 liczba obs.=70 Brak isonego saysycznie wp³ywu odseka sudiuj¹cych na sopê wzrosu PKB per capia mo na (jak siê wydaje) ³umaczyæ ym, i w analizowanych krajach Unii Europejskiej, Sanach Zjednoczonych, Kanadzie i Japonii jednoczeœnie roœnie odseek sudiuj¹cych i spada sopa wzrosu gospodarczego. Rapory CASE Nr 28 15

15 Praca zbiorowa pod redakcj¹ Barbary Liberdy Równania sopy wzrosu PKB per capia esymowano w nasêpuj¹cy sposób: g ij = β 0 + β 1s ij + β 2 λ ij + β 3y ij + η ij (2) gdzie: λ ij sopa wzrosu liczby ludnoœci w kraju i w okresie j (œrednia arymeyczna z rocznych sóp wzrosu); y ij PKB per capia w USD w cenach sa³ych z 1990 roku (œrednia geomeryczna z rocznych PKB per capia); s ij sopa oszczêdnoœci w kraju i (i=1,2,...,15) w okresie j (j=1,2,...,5) jak w równaniu (1); g ij sopa wzrosu PKB per capia w kraju i w okresie j (œrednia arymeyczna z rocznych sóp wzrosu); η ij sk³adnik losowy; β 0, β 1, β 2 i β 3 szacowane paramery srukuralne równania (2). Szacunki równañ (1 2) sopy oszczêdnoœci i sopy wzrosu PKB per capia dokonano wa on¹ meod¹ najmniejszych kwadraów (dalej WMNK). Szacunki WMNK ww. równañ przedsawione s¹ w abeli 2. Z przedsawionych w abeli 2 szacunków funkcji sopy oszczêdnoœci i sopy wzrosu gospodarczego p³yn¹ nasêpuj¹ce wnioski naury sensu srico saysycznej: Wyspecyfikowane w równaniach (1 2) zmienne objaœniaj¹ce objaœniaj¹ sopê oszczêdnoœci w ok. 63%, zaœ sopê wzrosu gospodarczego w ok. 56% (por. skorygowane wspó³czynniki deerminacji). Wszyskie wyspecyfikowane w ww. równaniach zmienne objaœniaj¹ce isonie objaœniaj¹ odpowiednie zmienne objaœniane na 5% poziomie isonoœci (wyj¹kiem w ym wzglêdzie jes wp³yw db na s, kóry jes isony saysycznie jedynie na ok. 8,5% poziomie isonoœci). Podniesienie sopy wzrosu PKB per capia (w poprzedniej piêciolace) o 1 punk procenowy przek³ada³o siê (w analizowanej próbie) na wzros sopy oszczêdnoœci o ok. 1,13 punku procenowego [3]. Wzros odseka osób w wieku 65 la i wiêcej o ww. wielkoœæ powodowa³ obni enie sopy oszczêdnoœci o ok. 0,39 punku procenowego we wszyskich analizowanych krajach poza Japoni¹, oraz wzros sopy oszczêdzania o ok. 0,83 0,39=0,44 punku procenowego w Japonii. Wzros udzia³u deficyu bud eowego w PKB o 1 punk procenowy by³ przyczyn¹ obni enia udzia³u oszczêdnoœci w PKB o ok. 0,17 punku procenowego. Ka dy kolejny punk procenowy udzia³u bilansu obroów bie ¹cych w PKB przek³ada³ siê na podniesienie sopy oszczêdnoœci o ok. 0,74 punku procenowego. Analizuj¹c deerminany wzrosu gospodarczego nale y swierdziæ, e wzros sopy oszczêdnoœci o 1 punk procenowy by³ przyczyn¹ podniesienia sopy wzrosu PKB per capia o ok. 0,13 punku procenowego. Ka dy kolejny punk procenowy wzrosu liczby ludnoœci powodowa³ obni enie sopy wzrosu gospodarczego o ok. 0,90 punku procenowego. Ka de kolejne 1000 USD PKB per capia (w cenach sa³ych z 1990 roku) obni a³o sopê wzrosu gospodarczego o ok. 0,07 punku procenowego. Ponado oszacowano deerminany sopy oszczêdnoœci gospodarsw domowych (udzia³u oszczêdnoœci gospodarsw domowych w ich dochodzie do dyspozycji s ij h) posaci: h. h sij = γ 0 + γ 1 ( pop65ij+ ponizej19ij) + γ 2g ij + γ 3τ ij + γ 4 bd ij + ε ij (3) gdzie: g h ij jes sop¹ wzrosu dochodu do dyspozycji gospodarsw domowych w kraju i w okresie j (œrednia arymeyczna z rocznych sóp wzrosu); pop. 65ij, poni ej 19ij odseek osób w wieku (odpowiednio) 65 la i wiêcej oraz poni ej 19 la w ca³oœci populacji w kraju i w okresie j (san z la 1963, 1968, 1973, 1978, 1983, 1988, 1993); τ ij sopa opodakowania dochodów osobisych ludnoœci w kraju i w okresie j; bd ij udzia³ deficyu bud eowego w PKB (œrednia arymeyczna z rocznych udzia³ów deficyu bud eowego w PKB); γ 0, γ 1, γ 2, γ 3 i γ 4 paramery srukuralne równania (3); ε ij sk³adnik losowy. Szacunki równania (3) (ze wzglêdu na dosêpnoœæ danych saysycznych) opare s¹ na próbie z³o onej z Ausrii, Belgii, Francji, Grecji, Niemiec, Wielkiej Bryanii, Sanów Zjednoczonych, Kanady i Japonii w laach [ww. przedzia³ czasu podzielono na podokresy piêciolenie jak w równaniach (1 2)]. Szacunki równania sopy oszczêdnoœci gospodarsw domowych dokonano meod¹ najmniejszych kwadraów (MNK). Wyniki esymacji równania (3) przedsawione s¹ w abeli 3. Wyra enia Bel*τ, Ger*τ i UK*τ (gdzie Bel, Ger i UK s¹ zmiennymi zerojedynkowymi przyjmuj¹cymi waroœæ 1 w przypadku Belgii, Niemiec i Wielkiej Bryanii, 0 w pozosa³ych przypadkach, podobnie jak wyra enie Jap*pop. 65 w równaniu (1), w przedsawionych w abeli 2 szacunkach pe³ni¹ rolê zmiennych inerakcyjnych. Zmienne e modyfikuj¹ wp³yw sopy opodakowania dochodów osobisych ludnoœci w Belgii, Niemczech i Wielkiej Bryanii na sopê oszczêdnoœci gospodarsw domowych w sosunku do pozosa³ych krajów w analizowanej próbie [4]. [3] Ta i wszyskie nasêpne inerpreacje paramerów równañ modelu wymagaj¹ za³o enia ceeris paribus. [4] Szacunki równania (3) bez zmiennych inerakcyjnych Bel*τ, Ger*τ i UK*τ przedsawiaj¹ siê nasêpuj¹co: h h s = g ( old + under ) τ. bd ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) R 2 =0,425 skor. R 2 =0,365 DW=1, Rapory CASE Nr 28

16 Deerminany oszczêdzania w Polsce Tabela 3. Szacowane paramery sopy oszczêdnoœci gospodarsw domowych Zmienna objaœniaj¹ca Szacowany paramer Sandardowy b³¹d Saysyka -Sudena szacunku sa³a * 0,333 0,0981 3,397 g h* 0,462 0,202 2,294 (pop 65 +poni ej 19 ) * -0,474 0,216-2,193 τ * -0,323 0,120-2,703 Bel* τ* 0,245 0,107 2,294 Ger* τ* -0,824 0,342-2,407 UK* τ* -0,340 0,106-3,210 Bd 0,233 0,210 1,110 R 2 =0,646 skor. R 2 =0,575 DW=1,855 liczba obs.=43 * zmienne isone saysycznie na 5% poziomie isonoœci; R 2, skor. R 2, DW jak w abeli 2 Z przedsawionych szacunków s h ij mo na wyci¹gn¹æ nasêpuj¹ce wnioski: Wyspecyfikowane w równaniu (3) zmienne objaœniaj¹ce objaœnia³y sopê oszczêdnoœci gospodarsw domowych w ok. 58%. Wœród wyspecyfikowanych w ww. równaniu zmiennych objaœniaj¹cych udzia³ deficyu bud eowego w PKB okaza³ siê zmienn¹ nieison¹ saysycznie. Pozosa³e zmienne objaœniaj¹ce s h s¹ isone saysycznie na 5% poziomie isonoœci. Ka dy kolejny punk procenowy sopy wzrosu dochodów osobisych gospodarsw domowych przek³ada³ siê na podniesienie sopy oszczêdnoœci owych gospodarsw o 0,46 punku procenowego. Wzros odseka osób w wieku 65 la i wiêcej lub odseka osób poni ej 19 la o 1 punk procenowy powodowa³ spadek sopy oszczêdnoœci gospodarsw domowych o ok. 0,47 punku procenowego. Ka dy kolejny wzros sopy opodakowania dochodów osobisych gospodarsw domowych o 1 punk procenowy powodowa³ spadek ww. sopy oszczêdnoœci o ok. 0,32 punku procenowego (poza Belgi¹, Niemcami i Wielk¹ Bryani¹). Ponado wzros sopy opodakowania ww. dochodów o 1 punk procenowy powodowa³ spadek s h o ok. 0,08 punku procenowego w Belgii (-0,32+0,25=0,07), 1,14 punku procenowego w Niemczech (-0,32-0,82=-1,14) oraz o ok. 0,66 punku procenowego w Wielkiej Bryanii (-0,32-0,34=-0,66). Poza przedsawionymi wczeœniej szacunkami sopy oszczêdnoœci i sopy wzrosu dla analizowanych krajów OECD dokonano równie szacunków ww. zmiennych makroekonomicznych dla Hiszpanii w oparciu o dane roczne dla la Oszacowano paramery srukuralne nasêpuj¹cych funkcji [5]: s g = α + α bd + α ca + α u + α y + ε = β + β s gdzie: s sopa oszczêdnoœci w czasie ; bd udzia³ deficyu bud eowego w PKB w czasie ; ca bilans obroów bie ¹cych do PKB w czasie ; u sopa bezrobocia w czasie ; y PKB per capia w czasie ; g sopa wzrosu PKB per capia w czasie ; π sopa inflacji w czasie (sopa wzrosu wskaÿnika CPI); λ sopa wzrosu liczby ludnoœci w czasie ; α i, β i (i=0; 1; 2; 3; 4) paramery srukuralne w ww. równaniach; ξ, ζ sk³adniki losowe. Szacowane paramery 2MNK ww. równañ przedsawiaj¹ siê nasêpuj¹co (pod esymaorami podano saysyki -Sudena; ponado w równaniu sopy oszczêdnoœci uwzglêdniono proces auoregresyjny pierwszego rodzaju AR(1), likwiduj¹cy auokorelacjê sk³adnika losowego): R 2 =0,802 skor. R 2 =0,761 DW=1,633 g = s 0.198π 1.416λ 4.94*10 R 2 =0,612 skor. R 2 =0,550 DW=1,799 + β π + α λ + α y + ζ 3 6 s = bd ca u *10 y AR(1) (14.804) ( 1.721) ( 0.291) (2.237) (4.850) 3 ( 2.867) ( 2.585) 4 4 (1.690) ( 0.861) (1.934) ( 2.077) 6 y [5] Próbowano równie szacowaæ równanie posaci: s = α 0 + α1bd + α 2ca + α3u + α 4g + ε gdzie g jes sop¹ wzrosu PKB per capia w czasie, lecz nie uzyskano zadowalaj¹cych saysycznie rezulaów. Rapory CASE Nr 28 17

17 Praca zbiorowa pod redakcj¹ Barbary Liberdy 18 Z ww. szacunków deerminanów sóp oszczêdnoœci i sóp wzrosu dla Hiszpanii p³yn¹ nasêpuj¹ce wnioski naury saysycznej: Wyspecyfikowane w powy szych równaniach zmienne objaœniaj¹ce objaœniaj¹ zmienn¹ objaœnian¹ w ok. 76% (równanie sopy oszczêdnoœci) i 55% (równanie sopy wzrosu). Wszyskie wyspecyfikowane w powy szych równaniach (poza sop¹ wzrosu liczby ludnoœci w równaniu sopy wzrosu PKB per capia) zmienne objaœniaj¹ce isonie saysycznie (na 10% poziomie isonoœci) wp³ywa³y na zmienne objaœniane. Wzros udzia³u deficyu bud eowego w PKB o 1 punk procenowy przek³ada³ siê (ceeris paribus) na obni enie sopy oszczêdnoœci o ok. 0,21 punku procenowego, analogiczna zmiana bilansu obroów bie ¹cych w PKB powodowa³a podniesienie sopy oszczêdnoœci a o ok. 0,50 punku procenowego. Wzros sopy bezrobocia o ww. wielkoœæ (przy pozosa³ych warunkach niezmiennych) by³ przyczyn¹ obni enia sopy oszczêdnoœci o ok. 0,19 punku, zaœ wzros PKB per capia o 1000 USD (w cenach sa³ych z 1990 roku) powodowa³ podniesienie sopy oszczêdnoœci o ok. 0,33 punku procenowego. Ka dy kolejny punk procenowy sopy oszczêdnoœci (ceeris paribus) podnosi³ sopê wzrosu PKB per capia o ok. 0,57 punku procenowego, zaœ ka dy kolejny punk procenowy inflacji obni a³ ow¹ wielkoœæ o ok. 0,20 punku. Ponado ka dy kolejny 1000 USD PKB per capia (na skuek dzia³ania efeku konwergencji) obni a³ sopê wzrosu owego agregau makroekonomicznego o ok. 0,49 punku Analiza symulacyjna Korzysaj¹c z uzyskanych w poprzednim punkcie opracowania esymaorów funkcji (1 3) mo na pokusiæ siê o próbê okreœlenia relacji pomiêdzy poszczególnymi zmiennymi egzogenicznymi w ww. równaniach, a sopami oszczêdnoœci i sop¹ wzrosu PKB per capia w Polsce. Analiza aka wymaga jednak doœæ mocnego za³o enia, i deerminany sóp oszczêdnoœci i sopy wzrosu produku na g³owê w Polsce ksza³owaæ siê bêd¹ w œrednim i d³ugim okresie wed³ug relacji zbli onych do ych, kóre uzyskano w oparciu o analizowan¹ w poprzednim punkcie próbê i (si³¹ rzeczy) jes analiz¹ jedynie przybli on¹. Przeksza³caj¹c uk³ad równañ (1 2) nierudno pokazaæ, i po pominiêciu sk³adników losowych, zmiennych zerojedynkowych i oznaczeniu przez α i, β i esymaorów (odpowiednio) α i, β i (dla i=0,1,...) mo na go zapisaæ nasêpuj¹co: s = α 0 + α 1 g -1 + α 1 old 65 + α 3 bd + α 4 ca g = β 0 + β 1 s + β 2 λ + β 3 y (4) (5) gdzie w równaniach (4 5) oznacza subskryp czasu, zaœ z równania (3) (po pominiêciu zmiennych zero-jedynkowych, zmiennych nieisonych saysycznie i sk³adnika losowego oraz podsawieniu za γ i (i=0,1,...) esymaorów γ i równania (3)) orzymuje siê: s h. = γ 0 + γ 1 (pop 65 + ponizej 19 ) + γ 2 g h + γ 3 τ. (6) Podsawiaj¹c w równaniach (4 6) uzyskane uprzednio esymaory αi, β i oraz γ i (dla i=0,1,...), zaœ za zmienne egzogeniczne przeciêne waroœci owych zmiennych w Polsce w laach oraz waroœci projekowane, uzyskano ró ne d³ugookresowe sopy oszczêdnoœci i wzrosu PKB per capia. Symulacjê mo liwych scenariuszy rozwojowych dla Polski przeprowadzono zak³adaj¹c dosyæ wysokie empo wzrosu gospodarki w okresie najbli szych kilku la, w granicach 5 7% rocznie, oraz spadek deficyu bud eowego i deficyu obroów bie ¹cych w PKB. Za³o ono równie, e odseek osób powy ej 65 roku ycia w ca³ej populacji nie zmieni siê do 2010 roku, co jes zgodne z prognoz¹ demograficzn¹, wykorzysywan¹ przy planowaniu reformy emeryalnej. Wyniki pierwszej symulacji przedsawiono w abeli 4. W pierwszej kolumnie wprowadzono wielkoœci empa wzrosu, deficyu bud eowego, deficyu obroów bie ¹cych oraz paramery demograficzne odpowiadaj¹ce doychczasowej syuacji Polski. Model pokazuje, e gdyby czynniki okreœlaj¹ce sopê oszczêdnoœci w Polsce by³y akie, jak w krajach OECD w ci¹gu osanich 25 la, o sopa oszczêdzania powinna wynosiæ ponad 22%, a nie 17% 18%, jak by³o w Polsce w laach Obni enie empa wzrosu dochodu do 4% rocznie, mimo jednoczesnego obni ania obu deficyów wp³ynê³oby na spadek sopy oszczêdzania o prawie 2 punky procenowe. Dopiero jednoczesne obni enie obu deficyów (lub uzyskanie nadwy ki) przy urzymaniu wysokiego œredniookresowego empa wzrosu (6 7%) umo liwi³oby podniesienie sopy oszczêdzania do 25 27% PKB. Dolna czêœæ abeli pokazuje, jaka by³aby d³ugookresowa sopa wzrosu odpowiadaj¹ca uzyskanym wielkoœciom sopy oszczêdzania. Sopa a jes zdecydowanie ni sza od œredniookresowej sopy za³o onej w funkcji oszczêdzania. Waha siê ona od 3,4% rocznie w wariancie najni szym do 4,2% œredniorocznie przy najkorzysniejszych za³o eniach (kolumna osania). Sosunkowo niska wielkoœæ sopy wzrosu wynikaj¹ca z funkcji wzrosu Solowa obrazuje wygasanie empa wzrosu produku w d³ugim okresie oraz brak zasadniczego wp³ywu sopy oszczêdzania na wielkoœæ sopy wzrosu w sanie usalonym, co jes zgodne z zasosowanym modelem Solowa. Trendy w abeli 4 odpowiadaj¹ wzrosowi krajów OECD w laach , a wiêc w okresie w kórym wys¹pi³y dwa kryzysy w gospodarce œwiaowej. Mo na wiêc zak³adaæ, e d³ugofalowe empo wzrosu dla Polski mo e byæ wy sze ni wynosi badany rend rozwojowy krajów OECD. Ponado, d³ugofalowy rozwój nie musi byæ okreœlony przez model Rapory CASE Nr 28

18 Deerminany oszczêdzania w Polsce Tabela 4. Symulacja sopy oszczêdzania i sopy wzrosu dla Polski wed³ug paramerów funkcji dla krajów OECD w laach Równanie sopy oszczêdnoœci g -1 7,0% 6,0% 4,0% 5,0% 6,0% 7,0% pop65 11,3% 11,3% 11,3% 11,3% 11,3% 11,3% db 2,6% 2,2% 1,5% 0,0% -1,0% -2,0% ca -6,0% -5,0% -4,0% -2,0% -2,0% 0,0% s= 22,4% 22,1% 20,7% 23,6% 24,8% 27,6% Równanie sopy wzrosu s 22,4% 22,1% 20,7% 23,6% 24,8% 27,6% λ 0,1% 0,1% 0,1% 0,1% 0,1% 0,1% y g= 3,6% 3,6% 3,4% 3,7% 3,9% 4,2% Solowa, zn. empo wzrosu nie musi wygasaæ, jeœli gospodarka polska porafi wykorzysaæ i urzymaæ korzyœci zewnêrzne i rosn¹ce przychody wynikaj¹ce z wy szych nak³adów w kapia³ ludzki, jak i w posêp echnologiczny w laach Niesey, brak jes jeszcze wysarczaj¹cej liczby obserwacji, aby wnioskowaæ czy endogenizacja posêpu echnicznego (zgodnie z now¹ eori¹ wzrosu) ju w Polsce zachodzi. Podsawiaj¹c polskie" paramery do symulacji (kolumny pierwsza i druga) uzyskano wyniki zbli one do rzeczywisych dla Polski w laach Wskazywa³oby o na podobieñswo œcie ek rozwoju Polski i Hiszpanii. Sopy oszczêdzania w granicach 17% 18% implikowa³yby d³ugofalowy wzros w empie oko³o 4% 5%. Dopiero obni enie obu deficyów i sóp inflacji i bezrobocia zwiêkszy³oby znacznie sopê oszczêdzania (do poziomu krajów Tabela 5. Symulacja sopy oszczêdzania i sopy wzrosu dla Polski wed³ug paramerów funkcji dla Hiszpanii w laach Równanie sopy oszczêdnoœci g -1 7,0% 6,0% 4,0% 5,0% 6,0% 7,0% pop65 11,3% 11,3% 11,3% 11,3% 11,3% 11,3% db 2,6% 2,2% 1,5% 0,0% -1,0% -2,0% ca -6,0% -5,0% -4,0% -2,0% -2,0% 0,0% s= 22,4% 22,1% 20,7% 23,6% 24,8% 27,6% Równanie sopy wzrosu s 22,4% 22,1% 20,7% 23,6% 24,8% 27,6% λ 0,1% 0,1% 0,1% 0,1% 0,1% 0,1% y g= 3,6% 3,6% 3,4% 3,7% 3,9% 4,2% Dla celów projekcji porównano Polskê równie z jednym z szybko rozwijaj¹cych siê krajów Europy Hiszpani¹. Wyniki symulacji w oparciu o esymaory uzyskane z funkcji oszczêdnoœci i wzrosu dla Hiszpanii przedsawia abela 5. W abeli sopa oszczêdzania i sopa wzrosu okreœlane s¹ (poza innymi czynnikami, jak: deficy bud eowy i deficy bilansu obroów bie ¹cych, sopa bezrobocia i sopa inflacji) przez wielkoœæ dochodu na g³owê w dolarach USA. Poziom dochodu wp³ywa pozyywnie na sopê oszczêdzania i ujemnie na sopê wzrosu. OECD, czyli 20% 23%) i sopê d³ugofalowego wzrosu do 6% 8% rocznie. G³ównym sekorem worz¹cym oszczêdnoœci w gospodarce s¹ gospodarswa domowe. W ym badaniu wyodrêbniliœmy ylko g³ówne deerminany sopy oszczêdzania gospodarsw domowych wynikaj¹ce z eorii cyklu ycia, w ym ak e wp³yw empa wzrosu dochodów do dyspozycji na sk³onnoœæ do oszczêdzania. Symulacja sopy oszczêdzania gospodarsw domowych przy u yciu esymaorów funkcji oszczêdzania dla krajów OECD jes przedsawiona w abeli 6. Tabela 6. Symulacja sopy oszczêdzania gospodarsw domowych w Polsce wed³ug paramerów funkcji dla krajów OECD w laach Równanie sopy oszczêdnoœci gospodarsw domowych g h 4,0% 5,0% 6,0% 7,0% 8,0% pop65+poni ej19 41,9% 41,9% 41,9% 41,9% 41,9% τ 16,0% 17,0% 18,0% 18,0% 15,0% s h = 10,16% 10,30% 10,43% 10,90% 12,33% Rapory CASE Nr 28 19

19 Praca zbiorowa pod redakcj¹ Barbary Liberdy Kolumna pierwsza obrazuje akualne wielkoœci empa wzrosu dochodu do dyspozycji, sopy podakowej i udzia³u grup nieakywnych zawodowo w ca³ej populacji w Polsce. Widaæ du ¹ zbie noœæ paramerów funkcji oszczêdzania gospodarsw domowych w Polsce w porównaniu z krajami OECD, gdy symulowana dla nich sopa oszczêdzania odpowiada rzeczywisej sopie oszczêdzania wyliczonej na podsawie bud eów gospodarsw domowych za rok Wzros sopy oszczêdzania gospodarsw domowych w Polsce mo na uzyskaæ obni aj¹c sopê podakow¹ (lub nie zwiêkszaj¹c jej) oraz dziêki przyspieszeniu wzrosu dochodów do dyspozycji. Ten osani wskaÿnik bêdzie rós³ wraz z szybszym wzrosem gospodarczym. Z przeprowadzonej analizy symulacyjnej wynikaj¹ nasêpuj¹ce uwarunkowania wzrosu gospodarki polskiej w ci¹gu najbli szych la. Œredniookresowa sopa wzrosu w granicach 5% 7% rocznie umo liwi³aby podniesienie ogólnej sopy oszczêdzania do oko³o 23% 27%, przy spe³nieniu nasêpuj¹cych warunków: wyrównaniu deficyu obroów bie ¹cych i wyrównaniu lub nadwy ce (2%) w bilansie bud eu pañswa, obni eniu sopy inflacji do oko³o 5% rocznie i sopy bezrobocia do 6%, a wiêc do poziomu bezrobocia nauralnego. Jeœli za³o ymy ak e wzros dochodów do dyspozycji gospodarsw domowych rochê ni szy od empa wzrosu PKB i niezwiêkszanie sopy opodakowania dochodów osobisych, sopa oszczêdnoœci gospodarsw domowych wzros³aby o 2 3 punky procenowe, do oko³o 12%. Symulacje przeprowadzono przy za³o eniu niezmiennoœci (do 2010 roku) paramerów demograficznych, a wiêc udzia³u roczników powy ej 65 la i poni ej 19 la w ca³oœci populacji. Z ca³oœci analizy wynikaj¹ dwie mo liwe œcie ki d³ugofalowego empa wzrosu: wygasaj¹cy do oko³o 4% rocznie wzros zgodnie z modelem Solowa, albo osi¹gniêcie wysokiego empa wzrosu w granicach 6% 8% zgodnie z now¹ eori¹ wzrosu. Za³o one zadanie badawcze wykaza³o du y margines rozbie noœci mo liwych œcie ek rozwojowych gospodarki polskiej. Wyniki symulacji rzeba jednak odczyywaæ z du ¹ osro noœci¹ pamiêaj¹c, i s¹ one funkcj¹ przyjêych za³o eñ. Szczególnie doyczy o wniosków odnoœnie d³ugofalowego empa wzrosu. Wyniki symulacji w ej dziedzinie mog¹ byæ dla Polski zby ma³o ambine, szczególnie gdyby empo wzrosu wygasa³o w d³ugim okresie. Z ego wzglêdu, odniesienie projekcji gospodarki polskiej do bardzo szybko rozwijaj¹cych siê krajów (np. Azji Po³udniowo-Wschodniej) da³oby zapewne wy sze wskaÿniki wzrosu. Jednak e, zak³adanie uzyskania w Polsce sóp oszczêdzania w wysokoœci oko³o 30% PKB, odpowiadaj¹cych ym gospodarkom, by³oby nierealisyczne w perspekywie la. Wydaje siê, e porównanie z krajami OECD bardziej odpowiada hisorycznym i kulurowym rendom rozwoju gospodarki polskiej. W isocie badanie wykaza³o, e podsawowe deerminany sopy oszczêdzania gospodarsw domowych w Polsce s¹ akie, jak w analizowanych krajach OECD. Na ile zmieni¹ siê one w ci¹gu najbli szej dekady mo na wnioskowaæ na podsawie analiz mikroekonomicznych odnoœnie wyboru miêdzyokresowego konsumpcji i oszczêdzania jednosek w ich cyklu ycia. Wiek jednoski, przewidywania odnoœnie wzrosu dochodu, ograniczenia kredyowe, ryzyko i moyw przezornoœci okreœlaj¹ e decyzje. Ponado, koniecznoœæ przewidywania dochodów na saroœæ w zwi¹zku z reformami ubezpieczeñ emeryalnych i zdrowonych mo e i powinna wp³yn¹æ na decyzje jednosek o oszczêdzaniu. Zapewne, dzisiejsze m³ode pokolenia bêd¹ mia³y inne funkcje oszczêdzania (co wp³ynie ak e na wzros) ni wiêkszoœæ spo³eczeñswa polskiego obecnie. Wiêkszoœæ a wyznacza jednak dziœ œcie kê wzrosu na kolejn¹ dekadê. Przedmioem sa³ych badañ winny byæ naomias zmiany srukury spo³eczeñswa i preferencji jednosek co do konsumpcji dziœ lub od³o enia jej na przysz³oœæ. 20 Rapory CASE Nr 28

20 Deerminany oszczêdzania w Polsce Bibliografia Barro, R.J., X. Sala-i-Marin [1995]. "Economic Growh." McGraw-Hill Inc., New York Carroll, Ch.D., D.N. Weil [1993]. "Saving and Growh. A Reinerpreaion." NBER Working Paper Series, no. 4470, Edwards, S. [1996]. "Why are Lain America s saving raes so low? An Inernaional Comparaive Analysis." Journal of Developmen Economics, vol. 51, Feldsein, M., Ch. Horioka [1980]. "Domesic Saving and Inernaional Capial Flows." Economic Journal, No.90 (358), Kessler, D., S. Perelman, P. Pesieau [1993]. "Saving Behaviour in 17 OECD Counries." Review of Income and Wealh, vol. 39, no. 1, s Liberda, B. [1996]. "Oszczêdnoœci w eoriach konsumpcji i wzrosu." Ekonomisa nr 3/1996, s Liberda, B. [1997]. "Oszczêdzanie w gospodarce polskiej wed³ug eorii cyklu ycia." Ekonomisa nr 5 6/1997, s Liberda, B. [1999]. "Sopy oszczêdzania gospodarsw domowych w Polsce." CASE, Warszawa Lucas, R.E. [1988]. "On he Mechanics of Economic Developmen." Journal of Moneary Economics, July 1988, s Masson, P,. T. Bayoumi, H. Samiei, [1995]. "Inernaional Evidence on he Deerminans of Privae Saving." IMF Working Paper, 95/51. Modigliani, F. [1970]. "The Life Cycle Hypohesis of Saving and Inercounry Differences in he Saving Raio." [w:] W. Elis (ed.) Inducion, Trade, Growh: Essays in Honour of Sir Roy Harrod, 1970, Clarendon Press, Oxford. Modigliani, F. [1993]. "Recen Declines in he Saving Rae: a Life Cycle Perspecive." [w:] M. Baldassari, L. Paganeo, E.S. Phelps (eds.) World Saving, Prosperiy and Growh, 1993, S. Marins Press, New York. Modigliani, F., A. Serling [1983]. "Deerminans of Privae Saving wih Special Reference o he Role of Social Securiy - Cross-counry Tess [w:] F. Modigliani, R. Heminning (eds.) The Deerminans of Naional Saving and Wealh, 1983, Macmillan, London. Mankiw, N.G., D. Romer, D.N. Weil [1992]. "A Conribuion o he Empirics of Economic Growh." Quarerly Journal of Economics, May 1992, s Pasinei, L.L., R.M. Solow (eds.) [1994]. "Economic Growh and he Srucure of Long Term Developmen." IEA, MacMillan, London, S. Marin s Press, New York Romer, D. [1996]. "Advanced Macroeconomics." McGraw-Hill Inc., New York ec. Romer, P.M. [1986]. "Increasing Reurns and Long-Run Growh." Journal of Polical Economy, 1986, vol. 94, no. 5, s Romer, P.M. [1990]. "Endogenous Technical Change." Journal of Polical Economy, 1990, vol. 98, no. 5., s Schmid-Hebbel, K., S. B. Webb, G. Corsei [1992]. "Household Saving in Developing Counries: Firs Cross- Counry Evidence." The World Bank Economic Review, vol. 6, no. 3, s Solow, R.M. [1956]. "A Conribuion o he Theory of Economic Growh." Quarerly Journal of Economics, February 1956, s Tokarski, T. [1998]. "Posêp echniczny a wzros gospodarczy w modelach Solowa i Lucasa." Ekonomisa nr 2 3/1998, s Rapory CASE Nr 28 21