Jerzy Czesław Ossowski Katedra Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorstwem Wydział Zarzdzania i Ekonomii Politechnika Gdaska

Transkrypt

1 A.99.3 Jerzy Czesław Ossowski Katedra Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorstwem Wydział Zarzdzania i Ekonomii Politechnika Gdaska IV Seminarium Naukowe Katedry Ekonomii i Zarzdzania Przedsibiorstwem Politechniki Gdaskiej nt.: GOSPODARKA POLSKI W OKRESIE TRANSFORMACJI, Jastrzbia Góra wrzesie 1999 r. ANALIZA PRZYCZYNOWO-SKUTKOWA INFLACJI W POLSCE W LATACH ZMIANY INFLACJI W POLSCE W LATACH Naturaln cech gospodarki rynkowej jest wzajemne dostosowywanie si popytu, poday i cen na rynkach dóbr i usług konsumpcyjnych, produkcyjnych oraz na rynkach kredytowo-pieninych. Wzajemne powizanie rynków, przy jednoczesnych rónych formach ich zorganizowania oraz stopniach konkurencyjnoci, prowadzi do rónicych si w poszczególnych segmentach gospodarki zmian cen. W okrelonych warunkach zmiany te maj charakter inflacyjny. Powszechnie inflacja jest rozumiana jako wzrost przecitnego poziomu cen. Aktualnie w praktyce makroekonomicznej wyrónia si dwa podstawowe mierniki charakteryzujce inflacj. Jednym z nich jest indeks cen dóbr i usług konsumpcyjnych (ICKt). Drugim z mierników jest deflator Produktu Krajowego Brutto (ICYt). Mierniki te róni si technik ich wyznaczania oraz nieco innym sposobem interpretacji (por.: [1]s.44). Indeks cen dóbr i usług konsumpcyjnych niekiedy nazywa si wskanikiem cen dóbr konsumpcyjnych (WCD). Wskanik ten okrelany jest w skali rocznej, kwartalnej lub miesicznej. Za jego pomoc mierzy si zmiany kosztu nabycia ustalonego koszyka dóbr i usług konsumpcyjnych. Zakładajc, e w koszyku dóbr mieci si m dóbr i usług nabywanych w ilociach q przy cenach p indeks zmian cen detalicznych oblicza si według nastpujcej zasady: gdzie: ICK t = WKD t / WKD 0 (1) 1

2 t = 1,2,3,... numer okresu (roku, kwartału, miesica) WKD t = Σp ti q 0i warto ustalonego koszyka dóbr i usług mierzonego w cenach p ti z okresu badanego t, WKD 0 = Σp 0i q 0i warto ustalonego koszyka dóbr i usług mierzonego w cenach p 0i z okresu bazowego, i = 1,2,3,...,m numer dobra Zakładamy, i okresem bazowym moe by dowolny okres t. Jeli ICKt > 1 powiemy, e koszty utrzymania w okresie t w relacji do okresu bazowego wzrosły. W przypadku, gdy ICKt <1 moemy mówi, i koszty utrzymania w okresie t w relacji do okresu bazowego zmalały. Deflator produktu krajowego brutto definiowany jest jako stosunek nominalnego produktu krajowego brutto do jego realnej wartoci. Jeli PKB obejmuje n składników (dóbr i usług finalnych) wytworzonych w roku t w ilociach y ti a których ceny jednostkowe wynosz p ti, wówczas nominalny produkt krajowy (NY t ) zdefiniujemy nastpujco: NY t = Σp ti y ti (2) Z kolei warto realn PKB (Y t ) wyznaczamy poprzez wprowadzenie do równania (2) cen poszczególnych składników odnoszcych si do okresu bazowego. W tej sytuacji warto realna jest równa: Y t = Σp 0i y ti (3) W rezultacie deflator PKB okrelimy nastpujco: ICY t = NY t /Y t (4) W praktyce, celem wyznaczenia deflatora przyjmuje si, i okresem bazowym jest okres poprzedni. W tych warunkach produkcj z danego okresu (t) wyraa si w cenach z okresu poprzedniego (t-1). Tym samym produkcj w cenach ubiegłego okresu uznaje si za warto realn. W rezultacie otrzymuje si zbiór indeksów łacuchowych przypisanych poszczególnym latom. Na ich podstawie okreli mona indeks jednopodstawowy opisujcy przecitne zmiany cen czci składowych PKB w relacji do wyrónionego okresu. W wyniku porównania obu wyrónionych indeksów charakteryzujcych inflacj w skali makroekonomicznej stwierdzamy, i: ICKt jest indeksem typu Laspeyres a, natomiast deflator PKB jest indeksem typu Paasche go, ICKt ujmuje sob zmiany cen dóbr i usług konsumpcyjnych krajowych i importowanych, natomiast deflator PKB obejmuje dobra i usługi finalne (w tym dobra inwestycyjne) wyprodukowanych jedynie w kraju, ICKt okrela zmiany w poziomie kosztów utrzymania, natomiast deflator PKB jest syntetyczn miar zmian w poziomie kosztów wytwarzania i utrzymania w skali całej gospodarki kraju. 2

3 Z powyszego wynika, i pomiar inflacji nie jest jednoznaczny. Z uwagi jednak na fakt, i ostatecznym celem działalnoci gospodarczej jest zaspakajanie potrzeb konsumpcyjnych, powszechnie inflacj ocenia si w oparciu o indeks cen dóbr i usług konsumpcyjnych. W przypadku, gdy wskaniki cen maj posta indeksów jednopodstawowych, na ich podstawie okreli moemy roczne (w okrelonych przypadkach kwartalne lub miesiczne) stopy zmian cen. Jeli dla wikszej wygody indeks cen dóbr i usług konsumpcyjnych lub deflator PKB okrelimy za pomoc symbolu P t, wówczas stop wzrostu cen zdefiniujemy nastpujco: SWC t = [(P t P t-1 )/P t-1 ] 100% = [(P t /P t-1 ) 1] 100% (5) Na podstawie (5) powiemy jaki jest procentowy roczny, kwartalny lub miesiczny wzrost poziomu cen. W tabeli 1 przedstawiono indeksy cen dóbr i usług konsumpcyjnych, deflator PKB oraz obliczone na ich podstawie roczne stopy wzrostu cen. Tabela 1 Podstawowe wskaniki roczne charakteryzujace inflacj w Polsce w latach Roczna stopa Roczna stopa Deflator PKB Indeks cen dóbr Indeks cen dóbr wzrostu wzrostu cen dóbr LATA (1990=1,00) konsumpcyjnych (1990=1,00) konsumpcyjnych (1998=1,00) deflatora PKB w % konsumpcyjnych w % ICYt ICKt ICKt SWCYt SWCKt 1990r. 1,0000 1,0000 0, r. 1,5523 1,7030 0, ,23% 70,30% 1992r. 2,1505 2,4350 0, ,54% 42,98% 1993r. 2,8085 3,2950 0, ,60% 35,32% 1994r. 3,8352 4,3560 0, ,55% 32,20% 1995r. 4,9078 5,5670 0, ,97% 27,80% 1996r. 5,8253 6,6750 0, ,69% 19,90% 1997r. 6,6436 7,6696 0, ,05% 14,90% 1998r. 7,4311 8,5746 1, ,85% 11,80% ródło: Obliczenia własne na podstawie danych GUS Wykorzystujc dane zawarte w tabeli 1 powiemy, e na skutek zmian cen elementów składowych produktu krajowego brutto jego warto mierzona w cenach biecych w 1990 i wynoszca 1 mln złotych jest równowana 7,4311 mln złotych tego produktu w 1998 roku. Oznacza to, e poziom cen produktów finalnych wytwarzanych w gospodarce wzrósł o około 643%. Podstawowym jednak skutkiem inflacji jest spadek siły nabywczej pienidza jego deprecjacja. O skali utraty wartoci 3

4 przez pienidz, a wic o skali utraty jego siły nabywczej mona odczyta informacje bezporednio z indeksów cen dóbr i usług konsumpcyjnych. Na przykład traktujc rok 1990 jako bazowy powiemy, e 8 złotych 57 groszy z 1998 roku maj sił nabywcz jednej złotówki z 1990 roku. Z kolei dokonujc przekształce indeksu i przyjmujc, i 1998 rok jest rokiem bazowym powiemy, e 1 złotówka z tego roku ma sił nabywcz około 11,7 groszy z roku Analiza rocznych stóp wzrostu cen pozwala stwierdzi, i w rozpatrywanych latach inflacja wykazywała tendencj malejc. Tego typu zjawisko nazywa si dezinflacj. Zauwamy, e w miar obniania si tempa wzrostu cen roczne stopy deflatora w coraz wikszym stopniu upodabniaj si do rocznych stóp wzrostu cen dóbr i usług konsumpcyjnych. 2. UWARUNKOWANIA INFLACJI W POLSCE W OKRESIE 1993 KWARTAŁ I 1998 KWARTAŁ IV W literaturze ekonomicznej wyodrbnia si dwie podstawowe grupy przyczyn inflacji. Do pierwszej z nich zalicza si przyczyny o charakterze popytowym. Mówi si wówczas o inflacji cignionej przez popyt. Z kolei w drugiej grupie ujmuje si przyczyny o charakterze kosztowym, co okrela si mianem inflacji pchanej przez koszty (por.: [4]s , [5]s , [11]s ]). W ramach pierwszej grupy przyczyn wymienia si: niewłaciw polityk fiskaln pastwa, niewłaciw polityk monetarn. O niewłaciwej polityce fiskalnej mówi si wtedy, gdy w jej wyniku nastpuje wzrost popytu globalnego przewyszajcy potencjalne moliwoci gospodarki. W rezultacie gospodarka nie mogca sprosta nadmiernemu popytowi generuje wzrost poziomu cen. Z polityk nadmiernych wydatków pastwa generujc inflacj zwykle idzie w parze ustpliwa polityka monetarna banku centralnego. Rezultatem tego jest stosunkowo dua poda pienidza. Dlatego zdaniem monetarystów główn przyczyn inflacji jest wiksza dynamika wzrostu poday pienidza, anieli dynamika wzrostu realnego produktu krajowego. Zauwamy, e na gruncie teoretycznym o inflacji cignionej przez popyt moemy mówi, gdy w warunkach wolnorynkowych gospodarka zblia si do poziomu pełnego wykorzystania czynników, czyli do produktu potencjalnego. Koncepcja inflacji kosztowej nie wymaga przyjcia załoe o pełnym wykorzystaniu czynników. W jej ramach inflacja moe mie miejsce nawet w przypadku duego bezrobocia. Wród przyczyn kosztowych warunkujcych inflacj wyróni naley: polityk prowadzon przez zwizki zawodowe, monopolizacj rynków, w tym głównie rynków produktów strategicznych (czynniki energetyczne), wzrost cen surowców na rynkach wiatowych (czynnik egzogeniczny). 4

5 wzrost podatków porednich, nadmierny udział sektora pastwowego w gospodarce, nadmierny protekcjonizm, szybki postp techniczny prowadzcy do przypieszonych odpisów amortyzacyjnych. O wpływie zwizków zawodowych na inflacj mówimy wtedy, gdy s one wystarczajco silne, aby wymusi wzrost wynagrodze nie majcy odzwierciedlenia w wydajnoci pracy. Rezultatem tego bdzie wzrost kosztów prowadzcy do wzrostu przecitnego poziomu cen. Przyczyn tego typu postpowania zwizków upatrywa mona w nierównomiernym rozwoju bran i gałzi gospodarczych. W czci z tych bran lub gałzi na skutek postpu technicznego nastpuje wzrost wydajnoci, a tym samym wzrost wynagrodze. Prowadzi to do zrónicowa strukturalnych w zakresie wynagrodze w skali kraju. Zwizkowcy z bran w których nie obserwuje si wzrostu wydajnoci, zmierza bd do wzrostu wynagrodze celem zachowania historycznie ukształtowanych struktur płacowych. Jeli skupieni s oni w branach o strategicznym znaczeniu dla gospodarki wymusi mog korzystne dla siebie zmiany płacowe. Przyjrzyjmy si oszacowaniom dynamiki wydajnoci pracy oraz wynagrodze nominalnych w górnictwie, przemyle przetwórczym, dostaw energii, gazu i wody oraz w budownictwie. Dane na ten temat ujmuje Tabela 2. Tabela 2 Przecitna roczna dynamika wzrostu wydajnoci pracy i wynagrodze nominalnych w wybranych sekcjach gospodarczych w Polsce w okresie 1993 kwartał I 1998 kwartał IV GÓRNICTWO I KOPALNICTWO PRZEMYSŁ PRZETWÓRCZY ZAOPATRZENIE W ENERGI ELEKTRYCZN, GAZ I WOD PRODUKCJA BUDOWLANO- MONTAOWA WYDAJNO PRACY 3,71% 7,39% -1,84% 14,02% WYNAGRO- DZENIA NOMINALNE 27,78% 27,18% 25,39% 26,84% ródło: oszacowanie własne na podstawie danych GUS Analizujc Tabel 2 stwierdzamy stosunkowo du rozpito w dynamice wzrostu wydajnoci. W przypadku sekcji zaopatrzenia w energi elektryczn, gaz i wod obserwujemy wrcz spadek wydajnoci. Tymczasem dynamiki wzrostu wynagrodze nominalnych we wszystkich wyrónionych sekcjach gospodarczych wykazywały stosunkowo małe zrónicowanie. Bardzo istotna z punktu widzenia inflacji moe by polityka protekcjonistyczna pastwa prowadzona na rzecz monopoli nie tylko pastwowych, ale równie prywatnych. W warunkach polskich polityce takiej sprzyja bdzie zbyt wolny proces prywatyzacji a w rezultacie nieczysto reguł rzdzcych procesami gospodarczymi. W konsekwencji przedsibiorstwa zdobywajc sobie 5

6 pozycje monopolistyczne (nie tylko w skali globalnej, ale równie lokalnej, np. elektrociepłownie) przerzucaj wszelkiego rodzaju koszty w ceny produktów. Zauwamy, e górnictwo wglowe, energetyka oraz ciepłownictwo w analizowanych latach posiadały siln pozycj monopolistyczn. Skupione były w grupie przedsibiorstw niesprywatyzowanych, co stanowiło doskonałe podłoe do prowadzenia na ich rzecz polityki protekcjonistycznej pastwa. Opanowane były jednoczenie przez silne i rewindykacyjnie nastawione zwizki zawodowe, co potwierdzaj dane dotyczce wydajnoci i wynagrodze przedstawione w tabeli 2. Konsekwencj takiej sytuacji było podnoszenie poziomu wynagrodze. W warunkach ustabilizowanej wydajnoci prowadziło to do wzrostu cen czynników energetycznych (energii elektrycznej, gazu i ciepłej wody). Poniewa czynniki energetyczne s powszechnie zuywanymi w gospodarce produktami porednimi, konsekwencj wzrostu ich cen był wzrost kosztów produkcji w skali całej gospodarki. Nie mniej powszechnymi produktami porednimi wykorzystywanymi w procesach produkcji s paliwa. Na zmian ich cen wpływ maj ceny wiatowe ropy naftowej, kurs złotówki, wiatowe ceny paliw a ponadto wysoko akcyzy oraz stawki celne decydujce o stopniu konkurencyjnoci na rynku paliw. Zmiany tych elementów rzutuj na krajowe koszty produkcji. W tabeli 3 zostały przedstawione indeksy cen paliw i smarów oraz indeksy cen dostaw energii elektrycznej, gazu i wody na w okresie od I kwartału 1993 roku do IV kwartału 1998 roku. Interesujce jest porównanie wyrónionych indeksów z indeksem cen dóbr i usług konsumpcyjnych. Stwierdzamy, i w analizowanym okresie poziom przyrostu cen dostaw energii elektrycznej, gazu i wody w przyblieniu był równy poziomowi cen dóbr konsumpcyjnych. W tym samym okresie dynamika wzrostu cen paliw była wolniejsza. 3. ZAŁOENIA DO KWARTALNEGO MODELU INFLACJI W POLSCE W LATACH Przed sformułowaniem ostatecznych załoe do ekonometrycznego modelu przyczynowoskutkowego opisujcego proces inflacji w Polsce w ostatnich latach przeanalizujmy sytuacj przedstawion na Rysunku 1. Punktem wyjcia jest połoenie krzywych popytu globalnego SAD 1 i poday globalnej SAS 1. Punkt przecicia tych krzywych (A) wyznacza poziom cen P A oraz poziom produktu globalnego zrównowaonego z popytem globalnym (Y A ). Rónica pomidzy produktem potencjalnym Y pot a produktem zrównowaonym okrelonym przez Y A wyznacza poziom bezrobocia. Na skutek zmian czynników kosztowych takich jak: 6

7 nieadekwatny wzgldem wydajnoci wzrost wynagrodze w branach zaopatrzeniowych, wzrost cen czynników energetycznych, wzrost cen surowców na rynku wiatowym nastpuje przesunicie krzywej poday w gór na pozycj SAS 2. Wyznacza to nowy punkt równowagi B, co prowadzi do wyszego poziomu cen P B i jednoczesnego spadku produkcji zrównowaonego z popytem globalnym do poziomu Y B. Sytuacja ta wywoływałaby wzrost bezrobocia i jednoczesne uboenie społeczestwa na skutek wzrostu cen i spadku dochodów. Oznaczałoby to stagflacj. To z kolei groziłoby dekoniunktur gospodarcz i w konsekwencji zahamowaniem nakładów inwestycyjnych. W rezultacie długookresowa funkcja poday reprezentowana tutaj przez lini produktu potencjalnego (Y pot ) nie przesuwałaby si w praw stron. P LAS SAS2 SAS1 Efekt popytowy Efekt kosztowy PC C PB B SAD2 PA A SAD1 YB YA Ypot Y YC Efekt kosztowy Efekt popytowy Rys. 1 Schemat wpływu czynników kosztowych oraz popytowych na poziom cen (P) i poziom zrównowaonego z popytem globalnym produktu krajowego brutto (Y) Zauwamy, e w praktyce wzrost poziomu cen prowadzi bdzie do waloryzacji wynagrodze sfery budetowej, rent i emerytur oraz rónego rodzaju zasiłków. Zwiksz si wic wydatki pastwa. W sensie teoretycznym oznacza to przesunicie krzywej popytu globalnego w kierunku pozycji SAD 2. Nowy punkt równowagi C znajdujcy si na przeciciu krzywych SAS 2 i SAD 2 prowadzi do zmiany poziomu cen oraz umoliwia przywrócenie wczeniejszego poziomu produkcji zrównowaonej. W okrelonych warunkach ceny dodatkowo wzrosn do poziomu P C, natomiast produkcja zrównowaona przesunie si do Y C równej wczeniejszej pozycji Y A. Gdyby natomiast na skutek wzrostu wydatków 7

8 pastwa nastpiło przesunicie krótkookresowej funkcji popytu w ten sposób, i Y C przewyszyłoby Y pot wówczas popyt globalny przewyszyłby potencjalne moliwoci gospodarcze kraju. W takiej sytuacji powstałaby groba niekontrolowanej inflacji majcej ju charakter czysto popytowy. Jej wynikiem byłoby zahamowanie wzrostu gospodarczego. Rozwizaniem najlepszym jest ułoenie si punktu równowagi C w ten sposób, i Y C zajmie pozycje pomidzy Y A i Y pot. Jak si wydaje odpowiada to sytuacji Polski w latach w których obserwowalimy wzrost gospodarczy w warunkach wygasajcej inflacji oraz malejcego bezrobocia. Naley sdzi, i w 1998 roku na skutek tak zwanej polityki schładzania i ograniczania wydatków pastwa punkt równowagi C wyznaczył poziom zrównowaonej produkcji Y C pomidzy wielkociami Y B i Y A. W rezultacie nastpił nieco szybszy ni oczekiwano spadek wzrostu cen. Jednoczenie procesowi temu zaczł towarzyszy wzrost stopy bezrobocia i wolniejszy wzrost produktu krajowego brutto. Przeprowadzona analiza upowania nas do postawienia hipotezy, i inflacja w Polsce w latach miała charakter kosztowo-popytowy. Za pobudzajce j impulsy uzna mona czynniki kosztowe takie jak: poziom cen dostaw energii elektrycznej, gazu, ciepłej wody oraz poziom cen paliw. Wywołany tym czynnikami wzrost kosztów w całej gospodarce prowadził do wzrostu ogólnego poziomu cen. Konsekwencj impulsu kosztowego inflacji staje si potrzeba waloryzacji zasiłków, emerytur oraz wynagrodze w sferze budetowej. Przeprowadza si j w oparciu o oczekiwany poziom inflacji. Zauwamy, e jednoczenie w wielu przedsibiorstwach produkcyjnych dokonuje si indeksacji wynagrodze. Wszystko to prowadzi do wzrostu popytu globalnego i dodatkowego przyrostu cen. Przyrost ten jest tym wikszy im mniejsza jest rónica pomidzy popytem globalnym zrównanym z produktem a produktem potencjalnym gospodarki. Sytuacja ta odpowiada proponowanemu w literaturze ekonomicznej (por.: [1]s.516, [3]s , ) formalnemu zapisowi, który uogólniajc i przystosowujc do moliwoci weryfikacji empirycznej przedstawi moemy w nastpujcej postaci: π t = a π e(t) + b [(Y t Y pot )/Y pot ] + c Z t (6) gdzie: π e(t) - wielko oczekiwanej inflacji w postaci ułamka w okresie t, π t = SWCt/100 - wielko rzeczywistej inflacji w postaci ułamka w okresie t, [(Y t Y pot )/Y pot ] - relacja produktu rzeczywistego zrównanego z popytem globalnym do produktu potencjalnego, Z t - poziom cen czynników kosztowych inflacji. Przed ostatecznym sformułowaniem modelu majcego posłuy opisowi przyczyn inflacji zinterpretujmy wyrónione trzy człony w równaniu (6). Zauwamy, e wyraenie aπ e(t) pozwala wyjani efekty inercyjne inflacji. Jeli oczekiwany na okres t poziom inflacji wzronie, naley si liczy ze wzrostem inflacji w danym okresie. Oznacza to, i parametr a powinien by wikszy od zera 8

9 i mniejszy od jednoci. Przypadek, w którym parametr ten byłby wikszy od jednoci wskazywałby, i pastwo utraciło kontrol nad inflacj. Inflacja miałaby wówczas charakter czysto inercyjny o silnej dynamice. W krótkim okresie nabrałaby ona charakteru hiperinflacji. W tej sytuacji pozostałe czynniki uwzgldnione w równaniu (6) utraciłyby znaczenie. W praktycznych rozwizaniach modelowych oczekiwany poziom inflacji ujmuje si za pomoc jego rzeczywistego poziomu z okresów poprzednich (por: [3]s ). Drugi z członów równania (6) wskazuje na wpływ nadmiernego popytu globalnego na poziom inflacji. Jeli zrównowaona z popytem globalnym produkcja jest mniejsza od produkcji potencjalnej inflacja ma charakter wygasajcy. Jeli jest wiksza od produktu potencjalnego ma charakter narastajcy. W tej sytuacji parametr b powinien by wikszy od zera. Rozwizanie to ma charakter czysto teoriopoznawczy. Przełoenie tego rozwizania na jzyk praktyczny wymagałoby oszacowania z jednej strony produktu potencjalnego a z drugiej strony popytu globalnego zrównowaonego z produktem rzeczywistym. W praktyce badawczej dokona moemy modyfikacji tej czci równania (6). Zauwamy bowiem, e im bardziej gospodarka zblia si ze stanami swojej równowagi do produktu potencjalnego tym drosze i jednoczenie mniej wydajne czynniki zaczynaj by przez ni angaowane. W ujciu modelowym oznacza to, e przybliajc si do produktu potencjalnego zmieniaj si proporcje midzy wydajnoci i wynagrodzeniami. Proporcje te zmieniaj si w ten sposób, i w ujciu modelowym w warunkach stałoci wydajnoci wzrost wynagrodze prowadzi bdzie do wzrostu inflacji. Z drugiej strony w warunkach stałoci wynagrodze wzrost wydajnoci wywoływa bdzie spadek inflacji. Zastpujc w równaniu (6) rónic midzy popytem globalnym a produktem potencjalnym dwiema zmiennymi jakimi s wydajno pracy i wynagrodzenia osigamy pierwotny cel zwizany z uwzgldnieniem wpływu czynników popytowych na inflacj. Trzeci człon równania (6) wskazujcy na wpływ czynników kosztowych na inflacj okrela si czsto mianem szoków cenowych (por.: [3]s ]. W przypadku konstrukcji modelu ekonometrycznego uwzgldnienie tego członu wymaga wyspecyfikowania najistotniejszych dla poziomu inflacji czynników. Dokonana tutaj analiza wskazała na potrzeb uwzgldnienia takich czynników inflacjogennych jak poziom cen dostaw energii elektrycznej, gazu i ciepłej wody oraz cen paliw i smarów. Powysze wnioski zostały uwzgldnione przy konstrukcji kwartalnego modelu ekonometrycznego słucego opisowi inflacji w Polsce w latach Wstpnie postawiono zbiór hipotez roboczych w myl których poziom inflacji mierzony indeksem cen dóbr i usług konsumpcyjnych (ICK) jest: dodatnio uzaleniony od wzrostu poziomu cen dostaw energii, gazu i wody, dodatnio uzaleniony od wzrostu poziomu cen detalicznych paliw i smarów, ujemnie uzaleniony od wzrostu produktywnoci pracy w przemyle, dodatnio uzaleniony od wzrostu wynagrodze w przemyle. 9

10 Z uwagi na inercyjny charakter inflacji rozpatrywanemu modelowi nadano posta dynamiczn. W trakcie prowadzonych bada stwierdzono, i dodatkowym czynnikiem majcym wpływ na inflacj jest skłonno do oszczdzania. Najlepszym miernikiem tego czynnika okazały si depozyty netto gospodarstw domowych. W rezultacie weryfikacji empirycznej poddano nastpujcy model: a b b b b 4 b 5 u ICK t t = A ICK t 1 ICKPt ICPEt EFt WNt DNt+ 1 e (7) gdzie: ICK t - indeks cen dóbr i usług konsumpcyjnych w okresie t, ICKP t - indeks cen paliw i smarów w okresie t, ICPE t -indeks cen dostaw energii elektrycznej, gazu i ciepłej wody w okresie t, EF t - wydajno pracy w gospodarce narodowej w okresie t, WN t - wynagrodzenia nominalne netto w gospodarce narodowej w okresie t, DN t+1 - depozyty nominalne netto gospodarstw domowych ujawnione w okresie t+1, u t - składnik zakłócajcy modelu. Powyszy model charakteryzuje si stałymi elastycznociami poszczególnych czynników, którymi s parametry wystpujce w postaci potg. Z uwagi na dynamiczny charakter modelu na podstawie parametrów definiujemy krótkookresowe oraz długookresowe efekty mnonikowe zmiany indeksu cen dóbr i usług konsumpcyjnych. W rezultacie krótkookresowa elastyczno wpływu czynnika i-tego jest równa: E s i = b i (8) Na podstawie (8) powiemy, e w warunkach stałoci pozostałych zmiennych wzrost czynnika i-tego o 1% w okresie t wywoła zmian ICK w okresie t o b i %. Elastyczno długookresowa definiowana jest nastpujco: E l i = b i /(1-a) (9) Na podstawie (9) powiemy, e w warunkach stałoci pozostałych zmiennych wzrost czynnika i-tego o 1% w okresie t, prowadzi bdzie do ostatecznej (granicznej) zmiany poziomu cen detalicznych o [b i /(1-a)]%. Tak wic elastyczno ta wskazuje na ostateczne efekty mnonikowe zwizane ze zmian czynnika i-tego, jaka nastpiła w okresie t. Jest to wic efekt jaki moemy odnotowa z chwil wyganicia oddziaływania impulsu inflacyjnego. 10

11 4. WYNIKI OSZACOWA I INTERPRETACJA KWARTALNEGO MODELU INFLACJI W POLSCE W LATACH Model (7) po obustronnym zlogarytmowaniu i sprowadzeniu do postaci zlinearyzowanej oszacowano stosujc metod najmniejszych kwadratów. Przy szacowaniu wykorzystano dane statystyczne zawarte w tabeli 3. Naley podkreli, i procedurze weryfikacyjnej poddano kilka jego wersji. Zwizane było to z rónymi sposobami pomiaru wydajnoci pracy w gospodarce. Wydajno t bowiem obliczono dzielc poziom produktu krajowego brutto przez liczb pracujcych ocenion na podstawie sprawozdawczoci rejonowych urzdów pracy (wersja I), bada reprezentacyjnych BAEL (wersja II) oraz bezporednich danych GUS dotyczcych przecitnego zatrudnienia kwartalnego w sektorze przedsibiorstw (wersja III). Kada z oszacowanych wersji modelu potwierdzała wstpnie postawione hipotezy robocze. Jednak wersja III, uwzgldniajca wydajno pracy i wynagrodzenia w sektorze przedsibiorstw, uznana została za najlepiej spełniajca wymogi statystyczne. Wynika to prawdopodobnie z faktu, i przecitne zatrudnienie w sektorze przedsibiorstw obejmuje osoby pracujce w pełnym wymiarze godzin i osoby w niepełnym wymiarze po przeliczeniu ich na pełno zatrudnionych. W dwu pierwszych wersjach podana jest natomiast łczna liczba zatrudnionych bez korekty zwizanej z prac na niepełnym etacie. Wyniki oszacowa wersji III modelu przedstawiaj si nastpujco: ln ICK t = 1,53+ 0,488 ln ICK t 1 + 0,121ln ICKPt + 0,269 ln ICPEt (6.8) (7,19) (3,11) (5,86) (10) 0,309 ln EFt + 0,357 ln WNt 0,148 ln DNt+ 1 + ût (6.98) (8,45) (4,33) R 2 = 0,9998, DW = 2,078, DWh = 0,194(prob.846) σˆ = ± 0,0052 Zauwamy, e znajdujce si pod ocenami parametrów strukturalnych modelu wartoci statystyk t-studenta s na tyle wysokie, i pozwalaj w kadym przypadku odrzuci hipotez o nieistotnym wpływie zmiennych objaniajcych na zmienn objanian z prawdopodobiestwem wikszym od 0,999. Moemy si wic myli w mniej ni 1 przypadku na 1000 oceniajc kierunki wpływu uwzgldnionych czynników na poziom cen. Współczynnik determinacji wskazuje, e zmienno teoretyczna zlinearyzowanej postaci modelu stanowi 99,98% jego zmiennoci empirycznej. Wartoci obu statystyk autokorelacji z duym prawdopodobiestwem wykluczaj moliwo wystpienia silnego skorelowania w czasie czynników losowych. Wskazuje to, e pominite zmienne majce wpływ na poziom cen w okresie próbkowym wykazywały zmienno czysto losow lub nie wykazywały adnej zmiennoci. Odchylenie standardowe wskazuje, e przecitny udział rónic pomidzy wartociami empirycznymi i teoretycznymi w poziomie teoretycznym postaci pierwotnej modelu stanowi około 0,5%. 11

12 Podstawowe indeksy charakteryzujce inflacj w Polsce w okresie 1993 kw I 1998 kw.iv (1993 kw.i = 1,00) Tabela 3 OKRES Indeks cen dóbr konsumpcyjnych Indeks cen paliw i smarów Indeks cen dostaw energii elektrycznej, gazu i wody Indeks wynagrodze nominalnych w sektorze przedsibiorstw indeks wydajnosci pracy w sektorze przedsibiorstw Indeks nominalnych depozytów netto gospodarstw domowych ICK ICKP ICPE IWN IEF IDN 1993Q1 1,0000 1,0000 1,0000 1,0000 1,0000 1, Q2 1,0598 1,0815 1,1220 1,0704 1,0714 1, Q3 1,1149 1,1110 1,2499 1,1161 1,1060 1, Q4 1,2124 1,1790 1,2837 1,2841 1,1210 1, Q1 1,3081 1,2226 1,3709 1,3415 1,0871 1, Q2 1,3957 1,2613 1,4834 1,4645 1,1564 1, Q3 1,4850 1,3657 1,6258 1,5278 1,1997 1, Q4 1,6113 1,4221 1,7575 1,7872 1,2083 1, Q1 1,7401 1,4235 1,8998 1,8072 1,1625 1, Q2 1,8367 1,4258 1,9207 1,9875 1,2200 2, Q3 1,8681 1,5025 2,0321 2,0323 1,2691 2, Q4 1,9658 1,5787 2,0666 2,3106 1,2662 2, Q1 2,0986 1,5787 2,2340 2,3237 1,2134 2, Q2 2,2022 1,7852 2,2809 2,5167 1,3012 2, Q3 2,2436 1,8334 2,2900 2,5881 1,3685 2, Q4 2,3413 1,8803 2,3037 2,8953 1,3687 2, Q1 2,4596 1,9332 2,5138 2,8759 1,2807 3, Q2 2,5347 2,0294 2,5350 3,1011 1,3801 3, Q3 2,5644 2,1171 2,5480 3,1995 1,4429 3, Q4 2,6504 2,1846 2,5456 3,4978 1,4421 3, Q1 2,8015 2,3091 2,7517 3,4683 1,3322 4, Q2 2,8667 2,2741 2,7953 3,6652 1,4204 4, Q3 2,8516 2,2891 2,8029 3,7417 1,4859 4, Q4 2,8942 2,2938 2,8002 4,0341 1,4687 4,7928 ródło: Obliczenia własne na podstawie danych GUS Zastanówmy si obecnie nad krótko i długookresowymi zmianami cen dóbr i usług konsumpcyjnych wynikajcych ze zmiany czynników uwzgldnionych w oszacowanej wersji modelu (10). Tak wic powiemy, e w warunkach stałoci pozostałych zmiennych wzrost poziomu cen paliw i smarów w danym kwartale o 1% prowadził do wzrostu przecitnego poziomu cen dóbr i usług konsumpcyjnych w tym samym kwartale o około 0,121%. Na skutek efektów mnonikowych przyrost ten po dwóch kwartałach wynosił w przyblieniu 1,180%. W rezultacie jednoprocentowego wzrostu cen paliw i smarów graniczny wzrost poziomu cen dóbr i usług konsumpcyjnych wynosił około 0,237%, co wylicza si na podstawie formuły (9). W przyblioeniu do wielkoci tej dochodzi si w cigu roku (czterech kwartałów). 12

13 W przypadku wzrostu poziomu cen dostaw energii elektrycznej, gazu i wody o 1% w danym kwartale przecitny przyrost cen dóbr i usług w tym samym kwartale wynosił około 0,269 %. Prowadziło to do ostatecznego przyrostu cen dóbr i usług o około 0,525% W kontekcie powyszych wyników interesujce wydaj si rezultaty zwizane z członem opisujcym stron popytow inflacji. Zauwamy, e w warunkach stałoci pozostałych zmiennych (w tym w warunkach stałoci wynagrodze) wzrost wydajnoci pracy o 1% w danym kwartale prowadził do spadku poziomu inflacji w tym samym kwartale o około 0,309%. W długim okresie zapewniałoby to przecitny spadek inflacji o koło 0,604%. Z drugiej strony wzrost wynagrodze (w warunkach stałoci pozostałych zmiennych, w tym stałoci wydajnoci pracy) o 1% w danym kwartale prowadził do przecitnego przyrostu przecitnego poziomu cen w tym samym kwartale o około 0,357%. Efekt długookresowy tych zmian wynosił około 0,697%. Analizujc powysze wyniki naley stwierdzi, e aby zneutralizowa wpływ wynagrodze na poziom inflacji jednoprocentowemu przyrostowi wydajnoci w sektorze przedsibiorstw powinien towarzyszy przyrost wynagrodze nie wyszy anieli 0,864%. Zwizane jest to z utrzymaniem si dotychczasowych proporcji pomidzy wynagrodzeniami i wydajnoci w sektorze przedsibiorstw z wydajnoci i wynagrodzeniami w skali całej gospodarki. Interesujca wydaje si interpretacja dotyczca wpływu skłonnoci do oszczdzania na poziom inflacji. Realnym wyrazem tej skłonnoci w modelu była warto netto depozytów gospodarstw domowych. W trakcie procedury weryfikacyjnej stwierdzono, i w sensie statystycznym lepsze rezultaty osigano w warunkach, gdy zmienna ta odnosiła si do okresu nastpnego (t+1) zamiast do okresu danego (t). Wydaje si, e przyczyn tego jest fakt, i rzeczywista skłonno do oszczdzania z danego okresu ujawnia si w postaci oficjalnie odnotowanych oszczdnoci bankowych w okresie nastpnym. Wykorzystujc oszacowan wersj modelu powiemy, e w warunkach stałoci pozostałych zmiennych wzrost oszczdnoci netto gospodarstw domowych o 1% - ujawniony w okresie (t+1) - prowadził do spadku poziomu inflacji w okresie t o około 0,148%. W długim okresie wywoływało to spadek inflacji o około 0,29%. W tym kontekcie warto zauway, e hipotetycznemu jednoprocentowemu wzrostowi wydajnoci i jednoczesnemu jednoprocentowemu wzrostowi oszczdnoci netto mógłby towarzyszy przyrost wynagrodze rzdu 1,23% przy którym inflacja byłaby zneutralizowana. Takie wnioski formułowa mona odnoszc je do warunków polityki fiskalnej i monetarnej prowadzonej w latach UWAGI KOCOWE Z przeprowadzonej analizy wynika, i inflacja w Polsce w latach miała charakter kosztowo-popytowy. Potwierdzona została hipoteza o istotnym dodatnim wpływie na inflacje takich czynników kosztowych jak ceny paliw i smarów oraz ceny dostaw energii elektrycznej, gazu i wody. Stwierdzono ponadto, i wzrost wydajnoci prowadził do spadku inflacji. Natomiast wzrost 13

14 wynagrodze wywoływał wzrost przecitnego poziomu cen w gospodarce. Czynnikiem korygujcym wpływ wydajnoci i wynagrodze na inflacj była skłonno do oszczdzania wyraona przez wielko depozytów netto gospodarstw domowych. Wzrost tych depozytów wpływał ujemnie na ogólny poziom cen. Dynamika zmian oraz wzajemne proporcje wyrónionych czynników w latach sprzyjały spadkowi poziomu inflacji. Aby utrzyma obserwowan w tych latach wygasajca tendencje inflacji pastwo powinno przeciwdziała czynnikom sprzyjajcym wystpowaniu impulsów kosztowych. Wymaga to jednak bdzie przypieszenia procesów prywatyzacji, przeciwdziałania praktykom monopolistycznym oraz ograniczenia protekcjonizmu. Tego typu działania sprzyja bd eliminacji nieczystoci reguł rzdzcych procesami gospodarczymi i tym samym ogranicz podłoe na którym wyrasta siła niektórych centrali zwizków zawodowych działajcych aktualnie głównie w duych, niesprywatyzowanych dotychczas przedsibiorstwach. BIBLIOGRAFIA [1] Dornbusch R., Fischer S., Sparks G.R.: Macroeconomics, Third Canadian Edition, McGraw-Hill Ryerson Limited, Toronto 1989 [2] Goldberger A.S.:Teoria Ekonometrii, PWN, Warszawa 1972 [3] Hall R. E., Taylor J.B.: Makroekonomia - teoria, funkcjonowanie i polityka, PWN, Warszawa 1995 [4] Hardwick P., Khan B.: Langmead J. An Introduction to Modern Economics, Longman, London and New York 1994 [5] Nasiłowski M.: System rynkowy, Podstawy mikro i makroekonomii, Wydawnictwo Key Text, Warszawa 1993 [6] Ossowski J. : Własnoci interpretacyjne składnika zakłócajcego w modelu multyplikatywnym, Przegld Statystyczny, nr 2, 1989, s [7] Ossowski J. Cz.: Dynamika bezrobocia a dynamika produkcji sprzedanej polskiego przemysłu, w Dynamiczne Modele Ekonometryczne, Instytut Wydawniczy Gravis, Toru 1995, s [8] Ossowski J.Cz.: Sezonowo w modelach dynamicznych - problemy interpretacyjne, 14

15 w Dynamiczne modele ekonometryczne, Katedra Ekonometrii i Statystyki, Uniwersytet M.Kopernika, Toru 1997, s [9] Ossowski J.Cz.: Produktywno pracy a wynagrodzenia w polskim przemyle w latach , Gospodarka w praktyce i teorii, Nr , s [10] Stewart M.B., Wallis K.F : Introductory Econometrics, Basil Blackwel Oxford, 1981 [11] Theil H.: Zasady ekonometrii, PWN, Warszawa [12] Biuletyny statystyczne GUS z lat , GUS, Warszawa [13] Poland Quarterly Statistics z lat , GUS, Warszawa. [14] Rocznik statystyczny 1997, GUS, Warszawa