WSPÓŁZALEŻNOŚCI MIĘDZY OSZCZĘDNOŚCIAMI I WZROSTEM GOSPODARCZYM W KRAJACH O RÓŻNYM POZIOMIE ROZWOJU GOSPODARCZEGO

WSPÓŁZALEŻNOŚCI MIĘDZY OSZCZĘDNOŚCIAMI I WZROSTEM GOSPODARCZYM W KRAJACH O RÓŻNYM POZIOMIE ROZWOJU GOSPODARCZEGO Piotr Misztal 1 Streszczenie Celem niniejszego opracowania jest analiza związku przyczynowo-skutkowego między wzrostem gospodarczym i oszczędnościami w krajach rozwiniętych gospodarczo oraz rozwijających się i transformujących 2. W pracy wykorzystano metodę badawczą opartą na studiach literaturowych z zakresu makroekonomii i finansów międzynarodowych oraz metody ekonometryczne (modele kointegracji oraz test przyczynowości Grangera). Wszystkie dane statystyczne wykorzystane w pracy pochodziły z baz statystycznych Międzynarodowego Funduszu Walutowego (World Economic Outlook database). Wyniki badań potwierdziły występowanie jednokierunkowej zależności przyczynowo-skutkowej między oszczędnościami krajowymi brutto i produktem krajowym brutto w przypadku krajów wysoko rozwiniętych gospodarczo, jak również w krajach rozwijających się i transformujących. Jednocześnie ujawniono brak występowania zależności przyczynowo-skutkowej między wzrostem gospodarczym i oszczędnościami w krajach wysoko rozwiniętych gospodarczo oraz w przypadku krajów rozwijających się i transformujących. Klasyfikacja JEL: D91, E21 Słowa kluczowe: oszczędności, wzrost gospodarczy, kointegracja Nadesłany: 20.12.2010 Zaakceptowany: 13.06.2011 Wprowadzenie Przegląd literatury dotyczącej współzależności między oszczędnościami i wzrostem gospodarczym pokazuje, że istnieje pozytywny związek między oszczędnościami krajowymi i wzrostem gospodarczym. Ten pozytywny związek można wytłumaczyć jedną z następujących hipotez. Zgodnie z pierwszą hipotezą wzrost oszczędności może stymulować wzrost gospodarczy poprzez wzrost inwestycji (Bebczuk, 2000). To podejście jest wspierane przez modele wzrostu Harroda (1939), Domara (1946) i Solowa (1956). Również wyniki badań empirycznych przeprowadzonych m.in. przez Alguacil, Cuadros i Orts (2004) oraz przez Singh (2009) zapewniają wsparcie stawianej hipotezy, że wzrost oszczędności promuje 1 Dr Piotr Misztal, Politechnika Radomska, Wydział Ekonomiczny, Katedra Międzynarodowych Stosunków Gospodarczych i Integracji Gospodarczej, ul. Chrobrego 31, 26-600 Radom, e-mail: p.misztal@pr.radom.pl. 2 W opracowaniach BŚ i MFW grupa krajów rozwiniętych gospodarczo określana jest mianem advanced economies, natomiast grupa krajów rozwijających się nazywana jest developing economies, przy czym od roku 2004 określa się je jako emerging markets and developing countries. Do pierwszej grupy krajów (advanced economies) zalicza się 34 gospodarki, zaś do drugiej grupy (emerging markets and developing countries) zalicza się 150 krajów. Ze względu na ograniczoną dostępność danych statystycznych dotyczących poszczególnych krajów w pracy wykorzystano dostępne statystyki dotyczące średnich stóp oszczędności i wzrostu gospodarczego w krajach rozwiniętych gospodarczo oraz rozwijających się i transformujących. 19

wzrost gospodarczy. Zgodnie z teoriami wzrostu gospodarczego dynamika wzrostu gospodarczego kraju wzrasta, jeśli rosną rozmiary inwestycji w kapitał ludzki, fizyczny (rzeczowy) lub w badania naukowe i rozwój (R&D), jednak jeśli kraj ma dostęp do międzynarodowych rynków kapitałowych, to może nie rozwijać się szybciej w wyniku wzrostu oszczędności krajowych, ponieważ inwestycje mogą być finansowane przez oszczędności zagraniczne (Gutiérrez i Solimano, 2007). Natomiast zgodnie z drugą hipotezą wzrost gospodarczy stymuluje wzrost oszczędności. To podejście jest wspierane przez model Keyensa (1936). Ponadto, rezultaty analiz empirycznych przeprowadzonych przez Sinha i Sinha (1998), Saltz (1999), Agrawal (2001), Anoruo i Ahmad (2001), Narayan i Narayan (2006) oraz Abu (2010) potwierdzają tę hipotezę. Wzrost gospodarczy a oszczędności krajowe w świetle wyników analiz empirycznych W literaturze ekonomicznej najczęściej bada się związek między wzrostem gospodarczym i oszczędnościami za pomocą współczynnika korelacji i dynamicznych modeli ekonometrycznych. Bacha (1990), Otani i Villanueva (1990), DeGregorio (1992), Jappelli i Pagano (1994) w celu analizy zależności między oszczędnościami i wzrostem gospodarczym wykorzystali zwykłą metodę najmniejszych kwadratów (Ordinary Least Squares OLS). Ich badania dowiodły, że im wyższa stopa oszczędności krajowych (udział oszczędności krajowych w PKB), tym wyższe tempo wzrostu gospodarczego. Również badania przeprowadzone przez Krieckhaus (2002) w 32 krajach wskazują, że wyższy poziom krajowych oszczędności prowadził do wyższych inwestycji i w związku z tym przyczyniał się do wyższego tempa wzrostu gospodarczego w analizowanych krajach. W wielu ostatnich badaniach dotyczących współzależności między oszczędnościami i wzrostem gospodarczym wykorzystuje się koncepcję związku przyczynowego Grangera. Caroll i Weil (1994), bazując na pięcioletnich średnich danych dotyczących tempa wzrostu gospodarczego i rozmiarów oszczędności w krajach członkowskich OECD oraz wykorzystując test przyczynowości Grangera, doszli do wniosku, że tempo wzrostu gospodarczego było przyczyną oszczędności w sensie Grangera. Jednakże Attanasio, Picci i Scorcu (2000) zakwestionowali wiarygodność wyników uzyskanych przez Caroll i Weil (1994), jednocześnie sugerując, że wykorzystanie rocznych danych zamiast średnich danych z pięciu lat prowadzi do wzrostu precyzji i istotności statystycznej szacunków oraz powoduje zmianę struktury związku przyczynowego między zmiennymi. Z kolei Mohan (2006) przy pomocy testu przyczynowości Grangera badał związek między wzrostem gospodarczym i oszczędnościami w czterech grupach krajów o różnym poziomie rozwoju gospodarczego w okresie 1960-2001. Wyniki badań okazały się niejednoznaczne i ujawniły, że w 13 z analizowanych krajów wzrost gospodarczy był przyczyną wzrostu oszczędności w sensie Grangera. Przeciwne wyniki, wskazujące na oszczędności jako przyczynę wzrostu gospodarczego, uzyskano w kolejnych dwóch krajach. Również w innych dwóch analizowanych krajach nie stwierdzono jakiegokolwiek związku przyczynowego między wzrostem gospodarczym i oszczędnościami, natomiast w pięciu krajach potwierdzono występowanie dwukierunkowego związku między wzrostem gospodarczym i oszczędnościami. 20

Coraz większego znaczenia nabierają również badania zależności między oszczędnościami i wzrostem gospodarczym przy wykorzystaniu technik kointegracyjnych. Katircioglu i Naraliyeva (2006) analizowali współzależności między oszczędnościami krajowymi, bezpośrednimi inwestycjami zagranicznymi i wzrostem gospodarczym w Kazachstanie w okresie 1993-2002 przy pomocy testu przyczynowości Grangera oraz metody kointegracji. Wyniki ich badań wskazywały na występowanie jednokierunkowej, dodatniej zależności między oszczędnościami krajowymi i wzrostem gospodarczym w Kazachstanie w długim okresie czasu. Saltz (1999) przy pomocy modelu wektorowej korekty błędem (Vector Error Correction VEC) oraz modelu wektorowej autoregresji (Vector Auto Regressive VAR) zbadał zależność między oszczędnościami i wzrostem gospodarczym w siedemnastu krajach świata. Wyniki analizy wskazywały, że w przypadku dziewięciu z analizowanych krajów wzrost gospodarczy był przyczyną wzrostu oszczędności krajowych. Z kolei w przypadku dwóch krajów stwierdzono występowanie przeciwnej zależności w stosunku do opisanej powyżej, natomiast w trzech krajach nie zidentyfikowano związku przyczynowego między wzrostem gospodarczym i krajowymi oszczędnościami. Wreszcie, w przypadku dwóch krajów potwierdzono występowanie dwukierunkowego związku przyczynowego między analizowanymi zmiennymi. Również Baharumshah, Thanoon i Rashid (2003) badali zależności między wzrostem gospodarczym i oszczędnościami w pięciu krajach azjatyckich (Singapur, Korea Południowa, Malezja, Tajlandia i Filipiny). Na podstawie danych statystycznych z okresu 1960-1997 oraz przy pomocy modelu VECM autorzy doszli do wniosku, że stopa wzrostu oszczędności nie była przyczyną ekonomiczną wzrostu gospodarczego w sensie Grangera we wszystkich analizowanych krajach z wyjątkiem Singapuru. Wzrost gospodarczy i oszczędności w krajach rozwiniętych gospodarczo oraz rozwijających się i transformujących W celu analizy związku przyczynowo-skutkowego między rozmiarem oszczędności i tempem wzrostu gospodarczego wykorzystano metody kointegracyjne oraz test przyczynowości Grangera będące najczęściej wykorzystywanymi metodami analizy współzależności między oszczędnościami i wzrostem gospodarczym w światowej literaturze ekonomicznej. Wykorzystany w artykule model ekonometryczny opiera się na modelu Keynesa (1936) i hipotezie Solowa (1956). Zgodnie z modelem Keynesa oszczędności (S) są funkcją wzrostu gospodarczego (Y), co można zapisać w poniższej postaci: S 0 1Y U1 (1) gdzie: S = oszczędności, Y = wzrost gospodarczy, α 0 = wyraz wolny równania, α 1 = współczynnik wrażliwości oszczędności na wzrost gospodarczy, U 1 = składnik losowy. 21

Z drugiej strony, zgodnie z hipotezą Solowa oszczędności są determinantą wzrostu gospodarczego. W ten sposób wzrost gospodarczy jest funkcją oszczędności, co można zapisać w następującej postaci: Y 0 1S U 2 (2) gdzie: S = oszczędności, Y = wzrost gospodarczy, β 0 = wyraz wolny równania, β 1 = współczynnik wrażliwości wzrostu gospodarczego na oszczędności, U 2 = składnik losowy. Aby oszacować związek między wzrostem gospodarczym i oszczędnościami w krajach rozwiniętych gospodarczo oraz rozwijających się i transformujących, wykorzystano dwa modele ekonometryczne skonturowane na podstawie modeli (1) i (2): n n GDS t 1 GDSt i 2GDPt i U1, t (3) i 1 i 1 n n GDP t 1 GDPt i 2GDSt i U 2, t (4) i 1 i 1 gdzie: GDS = (Gross National Savings) oszczędności krajowe brutto w stosunku do PKB (w procentach), GDP = (Gross Domestic Product) produkt krajowy brutto (zmiany procentowe w cenach stałych), α, β = współczynniki wrażliwości, U = składnik resztowy, t = okres analizy, i = liczba opóźnień zmiennych. Wszystkie wymienione powyżej szeregi czasowe miały częstotliwość roczną i obejmowały okres od 1980 r. do 2010 r. W analizie przyjęto jeden okres opóźnień między zmiennymi objaśniającymi a zmienną objaśnianą (jeden rok). Wyboru rzędu opóźnień dokonano zgodnie z wynikami kryteriów informacyjnych modelu Akaike, Schwartza-Bayesiana oraz Hannana- Quinna. Według tych kryteriów największą pojemność informacyjną miał model z jednym opóźnieniem. Ostatecznie zmiany wskaźników wykorzystanych w modelu przedstawiały się zgodnie z tym, jak przedstawiono je na rysunkach 1 i 2. 22

25 Rysunek 1: Średnia stopa oszczędności gospodarstw domowych i średnia dynamika PKB w krajach wysoko rozwiniętych gospodarczo w okresie 1980-2010 GDP GDS 20 15 10 5 0-5 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010 Źródło: World Economic Outlook (2010) 23

35 Rysunek 2: Średnia stopa oszczędności gospodarstw domowych i średnia dynamika PKB w krajach rozwijających się i transformujących w okresie 1980-2010 GDP GDS 30 25 20 15 10 5 0 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010 Źródło: World Economic Outlook (2010) Z teoretycznego punktu widzenia powinien występować pozytywny związek między oszczędnościami krajowymi i wzrostem gospodarczym, gdyż z jednej strony, wzrost oszczędności może stymulować wzrost gospodarczy, zaś z drugiej strony, to wzrost gospodarczy może stymulować wzrost krajowych oszczędności. Zgodnie z ujęciem teoretycznym zależność między oszczędnościami i wzrostem gospodarczym w analizowanych grupach krajów była dodatnia, na co wskazywał kształt wyznaczonej linii dopasowania do wartości empirycznych (rys. 3 i 4). 24

Rysunek 3: Zależność między stopą oszczędności gospodarstw domowych i dynamiką PKB w krajach wysoko rozwiniętych gospodarczo w okresie 1980-2010 23 Y = 19,6 + 0,508X 22 21 GDS 20 19 18 17 16-3 -2-1 0 1 2 3 4 5 GDP Źródło: World Economic Outlook (2010) Obliczony na podstawie powyższych danych współczynnik korelacji między dynamiką wzrostu PKB i stopą oszczędności w krajach rozwiniętych gospodarczo w okresie 1980-2010 wyniósł 0,55, co świadczy o występowaniu istotnej i dodatniej zależności liniowej między tymi zmiennymi. Natomiast obliczony współczynnik korelacji między dynamiką wzrostu PKB i stopą oszczędności w krajach rozwijających i transformujących się w okresie 1980-2010 wyniósł 0,68, co świadczy o występowaniu stosunkowo wysokiej dodatniej zależności liniowej między oszczędnościami krajowymi i wzrostem gospodarczym. 25

Rysunek 4: Średnia stopa oszczędności gospodarstw domowych i średnia dynamika PKB w krajach rozwijających się i transformujących w okresie 1980-2010 34 Y = 18,0 + 1,62X 32 30 28 GDS 26 24 22 20 18 16 2 3 4 5 6 7 8 GDP Źródło: World Economic Outlook (2010) Przed dokonaniem estymacji modelu niezbędne było określenie stacjonarności analizowanych szeregów czasowych. W tym celu wykorzystano rozszerzony test Dickeya-Fullera ADF (Augmented Dickey-Fuller). Wyniki rozszerzonego testu wskazywały na brak stacjonarności analizowanych zmiennych (GDP i GDS), natomiast gdyby zastąpić poziomy analizowanych zmiennych przez ich pierwsze różnice, modyfikacja ta prowadziłaby do stacjonarności obydwu szeregów czasowych. Sytuacja ta była podobna w krajach wysoko rozwiniętych gospodarczo oraz rozwijających się i transformujących [tab. 1]. Tabela 1: Wyniki testu ADF H 0 : występuje pierwiastek jednostkowy H 1 : nie występuje pierwiastek jednostkowy Kraje wysoko rozwinięte gospodarczo Zmienna ADF Istotność GDP -1,192 d_gdp GDS d_gds -5,247 *** -0,9596-4,292 *** 26

Kraje rozwijające się i transformujące Zmienna ADF Istotność GDP d_gdp -0,3286-6,570 *** GDS d_gds 0,4389-4,434 *** * d_gdp i d_gds oznaczają pierwsze różnice odpowiednio GDP i GDS Źródło: Obliczenia własne Ze względu na występowanie pierwiastka jednostkowego I(1) w przypadku wszystkich analizowanych zmiennych przeprowadzono test kointegracji Engle a-grangera, który potwierdził występowanie zależności kointegracyjnej między tymi zmiennymi (por. załącznik 1 i 2). Zatem zgodnie z twierdzeniem Grangera o reprezentacji, jeśli zmienne y i x są zintegrowane stopnia pierwszego I(1) oraz są skointegrowane, to zależność między nimi może być przedstawiona jako model korekty błędem (Maddala, 2008). Z powyższego względu w celu analizy współzależności między wzrostem gospodarczym i oszczędnościami w krajach rozwiniętych gospodarczo oraz rozwijających się i transformujących w okresie 1980-2010 wykorzystano metody kointegracji wskazujące na długookresowe zależności przyczyno-skutkowe między analizowanymi zmiennymi. W celu określenia kierunku związku przyczynowo-skutkowego między analizowanymi zmiennymi w krajach wysoko rozwiniętych gospodarczo oraz w krajach rozwijających się i transformujących wykorzystano statystyki przyczynowości Grangera. Zgodnie z tym podejściem zmienna x jest przyczyną w sensie Grangera (x y), jeżeli bieżące wartości y można prognozować z większą dokładnością przy użyciu przeszłych wartości x niż bez ich wykorzystania, przy niezmienionej pozostałej informacji. Wyniki wspominanego testu przedstawiono w tabeli 2. Tabela 2: Wyniki testu przyczynowości Grangera Hipoteza Statystyka F Prawdopodobieństwo Kraje wysoko rozwinięte gospodarczo GDP jest przyczyną GDS w sensie Grangera 0,1206 0,7310 GDS jest przyczyną GDP w sensie Grangera 10,1960 0,0035 Kraje rozwijające się i transformujące GDP jest przyczyną GDS w sensie Grangera 0,9240 0,3446 GDS jest przyczyną GDP w sensie Grangera 9,0351 0,0055 Źródło: Obliczenia własne Zgodnie z wynikami wspomnianego testu zmiany produktu krajowego brutto nie były przyczyną oszczędności krajowych brutto w sensie Grangera, zaś oszczędności krajowe brutto były przyczyną zmian produktu krajowego brutto w sensie Grangera w krajach wysoko 27

rozwiniętych gospodarczo. Podobnie, w przypadku krajów rozwijających się i transformujących zmiany produktu krajowego brutto nie były przyczyną oszczędności krajowych brutto w sensie Grangera i jednocześnie oszczędności krajowe brutto były przyczyną zmian produktu krajowego brutto w sensie Grangera. Zatem jednokierunkowa, długookresowa zależność przyczynowo skutkowa między analizowanymi zmiennymi występowała zarówno w przypadku krajów wysoko rozwiniętych gospodarczo, jak również w przypadku krajów rozwijających się i transformujących. Zatem o ile wyniki przeprowadzonych badań są w dużym stopniu zbieżne z wynikami badań uzyskanymi m.in. przez Alguacil, Cuadros i Orts (2004) oraz przez Singh (2009), to wciąż związek między oszczędnościami i wzrostem gospodarczym w praktyce pozostaje niejednoznaczny pomimo oczywistych zależności teoretycznych między tymi zmiennymi. Konkluzje Wyniki przeprowadzonych badań dotyczących współzależności między oszczędnościami i wzrostem gospodarczym w krajach rozwiniętych gospodarczo oraz rozwijających się i transformujących są w sumie zgodne z teoriami wzrostu gospodarczego. Z punktu widzenia standardowej teorii wzrostu gospodarczego dodatnia zależność przyczynowo-skutkowa między krajowymi oszczędnościami i wzrostem gospodarczym może występować w krajach wysoko rozwiniętych gospodarczo, w których stosunkowo wysokie oszczędności krajowe mogą być istotnym źródłem finansowania krajowych inwestycji i czynnikiem wzrostu gospodarczego bez konieczności korzystania z oszczędności zagranicznych. Z tego samego powodu w krajach najbiedniejszych nie powinna istnieć istotna zależność między krajowymi oszczędnościami i wzrostem gospodarczym, gdyż kraje te w celu sfinansowania inwestycji korzystają przede wszystkim z oszczędności zagranicznych ze względu na stosunkowo niskie rozmiary oszczędności krajowych. Wyniki badań potwierdziły występowanie jednokierunkowych zależności przyczynowoskutkowej między wzrostem gospodarczym i oszczędnościami. Mianowicie, wzrost oszczędności krajowych był przyczyną wzrostu gospodarczego w krajach rozwiniętych oraz rozwijających się i transformujących. Z drugiej strony, wzrost produktu krajowego brutto nie był przyczyną wzrostu oszczędności krajowych brutto w krajach wysoko rozwiniętych oraz rozwijających się i transformujących. Zatem uzyskane wyniki badań okazały się zgodne z hipotezą Solowa. Powyższą sytuację można tłumaczyć rosnącą w stosunkowo szybszym tempie krańcową skłonnością do oszczędzania w porównaniu do krańcowej skłonności do konsumpcji w miarę rozwoju gospodarczego kraju. Główny wniosek wynikający z niniejszej analizy wskazuje na to, że o występowaniu zależności przyczynowo-skutkowych między oszczędnościami i wzrostem gospodarczym nie decyduje w istotnym stopniu poziom rozwoju gospodarczego kraju. Co więcej, jeśli oszczędności krajowe są efektywnie inwestowane i stanowią w konsekwencji istotny czynnik wzrostu gospodarczego kraju, wówczas głównym celem krajowej polityki ekonomicznej powinno być zachęcanie społeczeństwa do oszczędzania. Ponadto, krajowe władze gospodarcze powinny stworzyć odpowiednie warunki w celu realokacji krajowych zasobów finansowych z tradycyjnych sektorów (tzw. schyłkowych) do tzw. nowoczesnych sektorów gospodarki, stymulujących wzrost gospodarczy (Patrick, 1966). 28

Literatura Abu, N. (2010). Saving-Economic Growth Nexus in Nigeria, 1970-2007: Granger Causality and Co-Integration Analyses, Review of Economic and Business Studies, Vol. 3, Issue 1. Agrawal, P. (2001). The Relation between Savings and Growth: Cointegration and Causality Evidence from Asia, Applied Economics, Nr 33. Alguacil, M., Cuadros, A., Orts, V. (2004). Does Saving Really Matter for Growth? Mexico (1970-2000), Journal of International Development, 16, Issue 2. Anoruo, E., Ahmad, Y. (2001). Causal Relationship between Domestic Savings and Economic Growth: Evidence from Seven African Countries, African Development Bank, Nr 13, Issue 2. Attanasio, O. P., Picci, L., Scorcu, A. E. (2000). Saving, Growth, and Investment: A Macroeconomic Analysis Using a Panel of Countries, The Review of Economics and Statistics, Vol. 82, Nr 2. Bacha, E. L. (1990). A Three-Gap Model of Foreign Transfers and the GDP Growth Rate in Developing Countries, Journal of Development Economics, Vol. 32. Baharumshah, A. Z., Thanoon, M. A., Rashid, S. (2003). Savings Dynamic in Asian Countries, Journal of Asian Economics, Nr 13. Bebczuk, R. N. (2000). Productivity and Saving Channels of Economic Growth as Latent Variables: An Application of Confirmatory Factor Analysis, Estudios de Economia, Vol. 27, Nr 2. Caroll, C. D., Weil, D. N. (1994). Saving and Growth: A Reinterpretation, Carnegie- Rochester Conference Series on Public Policy, Nr 40. DeGregorio, J. (1992). Economic Growth in Latin America, Journal of Development Economics, Vol. 39. Domar, E. D. (1946). Capital Expansion, Rate of Growth, and Employment, Econometrica, Nr 14. Gutiérrez, M., Solimano, A. (2007). Savings, Investment and Growth in the Global Age: Analytical and Policy Issues, The AUP Visiting Scholar Working Paper Series, Nr 43. Harrod, R. (1939). An Essay in Dynamic Theory, Economic Journal, Nr 49. Japelli, T., Pagano, M. (1994). Savings, Growth and Liquidity Constraints, Quarterly Journal of Economics, Nr 109. Katircioglu, S. T., Naraliyeva, A. (2006). Foreign Direct Investment, Domestic Savings and Economic Growth in Kazakhstan: Evidence from Co-Integration and Causality Tests, Investment Management and Financial Innovations, Vol. 3, Issue 2. Keynes, J. M. (1936). The General Theory of Employment, Interest and Money, Macmillan Cambridge University Press, Cambridge. Krieckhaus, J. (2002). Reconceptualizing the Developmental State: Public Savings and Economic Growth, World Development, Vol. 30, Nr 10. Maddala, G. S. (2008). Ekonometria, Warszawa: PWN. Mohan, R. (2006). Causal Relationship between Savings and Economic Growth in Countries with Different Income Levels, Economics Bulletin, Vol. 5, Nr 3. Narayan, P. K., Narayan, S. (2006). Savings Behaviour in Fiji: An Empirical Assessment Using the ARDL Approach to Co-Integration, International Journal of Social Economics, Vol. 33, Nr 7. 29

Otani, I., Villannueva, D. (1990). Long Term Growth in Developing Countries and Its Determinants: An Empirical Analysis, World Development, Vol. 18. Patrick, H. T. (1966). Financial Development and Economic Growth in Undeveloped Countries. Economic Development and Cultural Change, Vol. 14, Nr 2. Saltz, I. S. (1999). An Examination of the Causal Relationship between Savings and Growth in the Third World, Journal of Economics and Finance, Nr 23. Singh, T. (2009). Does Domestic Saving Cause Economic Growth? A Time-Series Evidence from India, Journal of Policy Modeling, Volume 32, Issue 2. Sinha, D., Sinha, T. (1998). Cart before the Horse? The Saving-Growth Nexus in Mexico, Economics Letters, Nr 61. Solow, R. M. (1956). A Contribution to the Theory of Economic Growth, Quarterly Journal of Economics, Nr 70. Abstract The Relationship between Savings and Economic Growth in Countries with Different Level of Economic Development The aim of this paper is to analyze the cause and effect relationship between economic growth and savings in advanced economies and in emerging and developing countries 3. In this work we used the method based on studies in macroeconomics and international finance as well as econometric methods (co-integration models and Granger s causality test). All statistical data used in this paper came from the International Monetary Fund database (World Economic Outlook database). The results confirmed the existence of one-way casual relationship between gross domestic savings and gross domestic product in the case of developed countries as well as in developing and transition countries. At the same time it was revealed the absence of causal relationship between gross domestic product and gross domestic savings both in developed economies and developing and transition countries. JEL classification: D91, E21 Keywords: savings, economic growth, cointegration Załącznik 1: Test kointegracji Engle a-grangera. Kraje wysoko rozwinięte gospodarczo Krok 1: test na pierwiastek jednostkowy dla zmiennej GDP Rozszerzony test Dickeya-Fullera dla procesu GDP dla opóźnienia pierwszego rzędu procesu (1-L)GDP liczebność próby 29 Hipoteza zerowa: występuje pierwiastek jednostkowy a = 1; proces I(1) test bez wyrazu wolnego (const) model: (1-L)y = (a-1)*y(-1) +... + e Autokorelacja reszt rzędu pierwszego: -0,056 3 In World Bank and International Monetary Fund papers, the group of economically developed countries is called advanced economies. The group of developing countries, on the other hand, is known as developing economies, while since 2004 they have been defined as emerging markets and developing countries. The first group of countries includes 34 economies, while the second group includes 150 countries. Due to the limited availability of statistics on various countries, the study was based on available statistical data on average rates of saving and economic growth in developed countries, as well as in emerging and developing countries. 30

estymowana wartość (a-1) wynosi: -0,131309 Statystyka testu: tau_nc(1) = -1,19225 asymptotyczna wartość p = 0,2139 Krok 2: test na pierwiastek jednostkowy dla zmiennej GDS Rozszerzony test Dickeya-Fullera dla procesu GDS dla opóźnienia pierwszego rzędu procesu (1-L)GDS liczebność próby 29 Hipoteza zerowa: występuje pierwiastek jednostkowy a = 1; proces I(1) test bez wyrazu wolnego (const) model: (1-L)y = (a-1)*y(-1) +... + e Autokorelacja reszt rzędu pierwszego: 0,032 estymowana wartość (a-1) wynosi: -0,00754851 Statystyka testu: tau_nc(1) = -0,959585 asymptotyczna wartość p = 0,3016 Krok 3: równanie kointegrujące Równanie kointegrujące - Estymacja KMNK, wykorzystane obserwacje 1980-2010 (N = 31) Zmienna zależna: GDP współczynnik błąd standardowy t-studenta wartość p --------------------------------------------------------------- GDS 0,123701 0,0127837 9,676 9,79e-011 *** Średn.aryt.zm.zależnej 2,533065 Odch.stand.zm.zależnej 1,580547 Suma kwadratów reszt 66,45113 Błąd standardowy reszt 1,488300 Wsp. determ. R-kwadrat 0,757347 Skorygowany R-kwadrat 0,757347 Logarytm wiarygodności -55,80553 Kryt. inform. Akaike'a 113,6111 Kryt. bayes. Schwarza 115,0450 Kryt. Hannana-Quinna 114,0785 Autokorel.reszt - rho1 0,120978 Stat. Durbina-Watsona 1,306727 Krok 4: test na pierwiastek jednostkowy dla zmiennej uhat Rozszerzony test Dickeya-Fullera dla procesu uhat dla opóźnienia pierwszego rzędu procesu (1-L)uhat liczebność próby 29 Hipoteza zerowa: występuje pierwiastek jednostkowy a = 1; proces I(1) model: (1-L)y = (a-1)*y(-1) +... + e Autokorelacja reszt rzędu pierwszego: -0,026 estymowana wartość (a-1) wynosi: -0,830555 31

Statystyka testu: tau_nc(2) = -3,41375 asymptotyczna wartość p = 0,008078 Kointegracja występuje, jeżeli każdy wykorzystywany proces jest I(1), tzn. hipoteza zerowa o pierwiastku jednostkowym, nie jest odrzucana oraz proces resztowy(uhat) z równania kointegrującego nie jest zintegrowany I(0), tzn. hipoteza zerowa o pierwiastku jednostkowym jest odrzucana. Źródło: Obliczenia własne. Załącznik 2: Test kointegracji Engle a-grangera. Kraje rozwijające się i transformujące Krok 1: test na pierwiastek jednostkowy dla zmiennej GDP Rozszerzony test Dickeya-Fullera dla procesu GDP dla opóźnienia pierwszego rzędu procesu (1-L)GDP liczebność próby 29 Hipoteza zerowa: występuje pierwiastek jednostkowy a = 1; proces I(1) test bez wyrazu wolnego (const) model: (1-L)y = (a-1)*y(-1) +... + e Autokorelacja reszt rzędu pierwszego: -0,124 estymowana wartość (a-1) wynosi: -0,0221679 Statystyka testu: tau_nc(1) = -0,328561 asymptotyczna wartość p = 0,5673 Krok 2: test na pierwiastek jednostkowy dla zmiennej GDS Rozszerzony test Dickeya-Fullera dla procesu GDS dla opóźnienia pierwszego rzędu procesu (1-L)GDS liczebność próby 29 Hipoteza zerowa: występuje pierwiastek jednostkowy a = 1; proces I(1) test bez wyrazu wolnego (const) model: (1-L)y = (a-1)*y(-1) +... + e Autokorelacja reszt rzędu pierwszego: -0,018 estymowana wartość (a-1) wynosi: 0,00588913 Statystyka testu: tau_nc(1) = 0,438919 asymptotyczna wartość p = 0,8087 Krok 3: równanie kointegrujące Równanie kointegrujące - Estymacja KMNK, wykorzystane obserwacje 1980-2010 (N = 31) Zmienna zależna: GDP współczynnik błąd standardowy t-studenta wartość p 32

--------------------------------------------------------------- GDS 0,180602 0,0100821 17,91 1,44e-017 *** Średn.aryt.zm.zależnej 4,481419 Odch.stand.zm.zależnej 1,857051 Suma kwadratów reszt 62,07589 Błąd standardowy reszt 1,438470 Wsp. determ. R-kwadrat 0,914500 Skorygowany R-kwadrat 0,914500 Logarytm wiarygodności -54,74984 Kryt. inform. Akaike'a 111,4997 Kryt. bayes. Schwarza 112,9337 Kryt. Hannana-Quinna 111,9671 Autokorel.reszt - rho1 0,167212 Stat. Durbina-Watsona 1,244111 Krok 4: test na pierwiastek jednostkowy dla zmiennej uhat Rozszerzony test Dickeya-Fullera dla procesu uhat dla opóźnienia pierwszego rzędu procesu (1-L)uhat liczebność próby 29 Hipoteza zerowa: występuje pierwiastek jednostkowy a = 1; proces I(1) model: (1-L)y = (a-1)*y(-1) +... + e Autokorelacja reszt rzędu pierwszego: -0,002 estymowana wartość (a-1) wynosi: -0,771941 Statystyka testu: tau_nc(2) = -3,61991 asymptotyczna wartość p = 0,004128 Kointegracja występuje, jeżeli każdy wykorzystywany proces jest I(1), tzn. hipoteza zerowa o pierwiastku jednostkowym, nie jest odrzucana oraz proces resztowy(uhat) z równania kointegrującego nie jest zintegrowany I(0), tzn. hipoteza zerowa o pierwiastku jednostkowym jest odrzucana. Źródło: Obliczenia własne. 33