OCENA EFEKTYWNOŚCI INWESTYCYJNEJ PRACOWNICZYCH I INDYWIDUALNYCH
5.4. Ocena efektywności badanych programów emerytalnych w latach 2012–2014w latach 2012–2014
Efektywność to z definicji stosunek efektu do nakładu. W przypadku inwestycji kapi-tałowych mierzy się ją stopą zwrotu, czyli procentowym przyrostem wartości kapitału.
Stopę zwrotu rt sektora programów emerytalnych w danym kraju w okresie t-tym można
wyliczyć na podstawie danych o stanie aktywów netto na koniec okresu t-tego i na koniec okresu poprzedniego t-1 oraz wysokości składki netto wpłaconej w okresie t-tym ze wzoru:
Składka rozumiana jest tu w sensie netto, czyli po potrąceniu prowizji od wpłat. Fun-dusze w badanych krajach w latach 2012-2014 były w fazie akumulacji kapitału i nie wypła-cały świadczeń. Aktywa netto to rynkowa wartość inwestycji funduszy wyrażona w walucie krajowej. Z podanego wzoru wynika także dekompozycja wskaźnika dynamiki aktywów:
Średnią geometryczną (złożoną) roczną stopę zwrotu w okresie trzyletnim wyli-czono ze wzoru:
Natomiast średnią stopę zwrotu przy założeniu kapitalizacji ciągłej wyliczono w badanym okresie trzyletnim ze wzoru:
Zestawienie danych o aktywach netto i składce, potrzebnych do wyznaczenia stóp zwrotu, zaprezentowano w tabeli 5.4. Wysokość aktywów celowo jest podana w walutach krajowych dla badanych programów. Gdyby przeliczono je na euro, to stopa zwrotu zależałyby też od zmian kursu waluty krajowej na międzynarodowym rynku
walutowym. Dla uczestnika programu, który pozostanie na emeryturze w swoim kraju zamieszkania, ważna jest rynkowa wartość bieżąca składek w walucie krajowej.
Tabela 5.4. Dane o sektorach badanych programów emerytalnych w: Czechach, Polsce, Słowacji
i na Węgrzech w latach 2011–2014
Zmienna Czechy SPFS Polska PPE Polska OFE Słowacja SPMC Słowacja PFMC Węgry EAR/ IORP Aktywa netto‘11 247 605 6 597 700 224 720 127 1 213 939 5 216 000 835 885 Aktywa netto‘12 273 200 8 350 900 269 596 467 1 301 100 5 478 460 846 137 Aktywa netto’13 297 400 9 407 300 299 272 473 1 416 988 5 738 000 925 618 Aktywa netto‘14 339 200 10 259 500 149 054 602 1 468 000 6 402 350 1 006 288 Składka‘12 31 400 1 113 700 8 410 296 b/d 823 000 74 914 Składka‘13 39 800 1 154 300 11 054 379 b/d 414 000 76 145 Składka‘14 38 200 1 209 000 8 325 309 b/d 438 000 83 680 L. uczestników‘12 5 134 862 358 100 15 942 282 731 578 1 475 746 1 226 629 L. uczestników‘13 4 886 675 375 000 16 377 714 730 334 1 455 874 1 185 022 L. uczestników‘14 4 585 149 381 000 16 621 686 727 618 1 464 833 1 169 625
Jednostki walutowe: Czechy – mln. koron, Polska – tys. zł, Słowacja – tys. euro, Węgry – mln forintów
Źródło: Opracowanie własne na podstawie Komisja Nadzoru Finansowego, http://www.knf. gov.pl/opracowania/rynek_emerytalny/index.html [dostęp: 21.05.2016], Narodna Banka Slovenska, http://www.nbs.sk/en/financial-market-supervision/pension-saving-supervision [dostęp: 18.05.2016]; The Association of Pension Funds Management Companies, www.adss.sk [dostęp: 29.05.2016]; Magyar Nemzeti Bank, https://www.mnb.hu/ [dostęp: 20.04.2016].
Średnie roczne stopy zwrotu sektora programów emerytalnych wyliczono na podstawie zaprezentowanych wyżej wzorów i zamieszczonych w tabeli 5.4. danych o aktywach netto i składkach. Wyniki zaprezentowano w tabeli 5.5. Uszeregowanie programów według malejącej średniej rocznej stopy zwrotu ich sektora jest następujące:
• indywidualne programy polskie (OFE), • pracownicze programy polskie (PPE), • pracownicze programy słowackie (SPMC),
• indywidualne programy czeskie (SPFS),
• pracownicze programy węgierskie (EAR/IORP), • indywidualne programy słowackie (PFMC).
W przypadku inwestycji kapitałowej nie poprzestaje się na ocenie efektywno-ści przez pryzmat wysokoefektywno-ści średniej rocznej stopy zwrotu, ponieważ wiadomy jest jej wzrost wraz z poziomem podejmowanego ryzyka. Nie inaczej jest w przypadku fun-duszy emerytalnych, choć mają one swoją specyfikę. Barr i Diamonds stwierdzają, że ryzyko inwestycji funduszy jest znaczne, a jego poziom ma wpływ na wysokość
śred-niej stopy zwrotu.9 Ryzyko inwestycji kapitałowych funduszu emerytalnego wynika
z fluktuacji wartości rynkowej aktywów finansowych zgromadzonych w funduszu, jak i z błędnych decyzji osób zarządzających funduszem emerytalnym odnośnie podej-mowanego poziomu ryzyka. Banks i Emmerson dowodzą przydatności regulacji limitu-jących ryzyko inwestycyjne, na które naraża się kapitał emerytalny uczestników
zbliżają-cych się wiekiem do emerytury.10 To szczególnie ważny środek ostrożności w przypadku
możliwości wyboru poziomu ryzyka przez ubezpieczonego.
Tabela 5.5. Ocena efektywności i ryzyka kapitałowego badanych sektorów programów
emerytalnych w latach 2012–2014 Parametr
efektywności Czechy SPFS Polska PPE Polska OFE Słowacja SPMC1 Słowacja PFMC Węgry EAR/ IORP Stopa zwrotu’12(%) -2,2 8,6 14,8 4,4 -10,5 -7,7 Stopa zwrotu’13(%) -5,5 -1,1 6,5 -2,5 -2,7 0,4 Stopa zwrotu’14(%) 1,1 -3,6 -3,7 -1,1 3,7 -0,3 Śr. roczna geometryczna stopa (%) -2,2 1,1 5,6 0,2 -3,3 -2,6
Śr. roczna ciągła stopa
zwrotu (%) -2,3 1,1 5,5 0,2 -3,4 -2,6
9 N. Barr, P. Diamond, op. cit., s. 57–58. 10 J. Banks, C. Emmerson, op. cit.
Parametr
efektywności Czechy SPFS Polska PPE Polska OFE Słowacja SPMC1 Słowacja PFMC Węgry EAR/ IORP Odchylenie standardowe roczne (%) 2,7 5,3 7,5 3,0 5,8 3,7 Współczynnik β 0,02 0,48 0,66 0,62 -1,06 -0,34 Wskaźnik Jensena (%) -4,30 -6,56 -3,44 -0,35 -11,22 -11,09 Śr. stopa uczestnictwa osób w wieku produkcyjnym (%) 68,03 1,46 63,99 18,87 37,89 17,97 Śr. roczny przyrost stopy uczestnictwa (punkty proc.) -3,14 0,06 1,86 0,02 -0,002 -0,28
1 Stopy zwrotu systemu słowackiego wyliczono jako średnią ważoną aktywami netto stóp zwro-tu SPMC (dane za organizacją zrzeszającą), ponieważ nie zebrano danych o wysokości składki (patrz: tabela 5.4.).
Źródło: Jak w tabeli 5.4.
W tabeli 5.5. wysokość ryzyka inwestycyjnego sektora poszczególnych progra-mów podaje poziom odchylenia standardowego rocznej stopy zwrotu. Miarą ryzyka rynkowego jest współczynnik β (patrz: tabela 5.5.). Dla polskich programów i słowac-kiego programu pracowniczego współczynnik jest dodatni i wynosi co najwyżej 0,66. Oznacza to, że fundusze te inwestowały na rynkach akcji, ale defensywnie, bo ich ryzyko było mniejsze od ryzyka całego rynku. Programy czeskie mają współczynnik β bliski zeru, czyli niewiele inwestowały one na szerokim rynku giełdowym. Natomiast indywidualne programy słowackie osiągały wyniki przeciwne do wyników czeskiego rynku kapitałowego. W tym przypadku duży wpływ mógł mieć kurs euro do czeskiej korony. Programy węgierskie też zanotowały ujemy współczynnik β, więc zapewne inwestowały jedynie w obligacje, przede wszystkim rządowe.
Okazało się, że poziom średniej stopy zwrotu nie dla każdego sektora jest pro-porcjonalny do poziomu podjętego ryzyka, mierzonego odchyleniem standardowym stopy zwrotu. Okazało się, że najwyższą stopę zwrotu ma sektor o najwyższym pozio-mie ryzyka (polskie OFE), ale drugi najwyższy poziom ryzyka ma sektor o najniższej średniej stopie zwrotu (słowackie PFMC).
Dlatego do oceny efektywności przez pryzmat proporcji stopy zwrotu i ryzyka stosuje się wskaźnik wysokości średniej stopy zwrotu inwestycji na: jednostkę ryzyka tej inwestycji (wskaźnik Sharpe’a) albo na jednostkę ryzyka rynku kapitałowego (wskaźnik
Treynora)11. Niestety wskaźniki Sharpe’a i Treynora prowadzą do mylnych wniosków,
gdy stopa zwrotu badanych aktywów jest ujemna lub niższa od stopy wolnej od ryzyka, a tak było w niektórych badanych przypadkach.
Alternatywnym wskaźnikiem zysku do ryzyka jest premia względem rynko-wej stopy zwrotu i rynkowego ryzyka (wskaźnik Jensena). Natomiast wskaźnik Jen-sena wymaga, aby stopa zwrotu rynku przekroczyła stopę wolną od ryzyka. Warunek
został spełniony (patrz: tabela 5.1.) i dlatego wyliczono wskaźnik Jensena αi dla i-tego
programu ze wzoru:
gdzie:
i
r – średnia geometryczna stopa zwrotu i-tego badanego programu
emerytal-nego,
βi – współczynnik ryzyka rynkowego stopy zwrotu i-tego badanego programu
emerytalnego, który wyliczono na podstawie korelacji ze stopą zwrotu indeksu giełdowego w kraju, w którym działał i-ty program (wykaz indek-sów zobacz w tabeli 1.),
mi
r – średnia rynkowa stopa zwrotu indeksu giełdowego kraju, w którym
dzia-łał i-ty program (wykaz indeksów zobacz w tabeli 1.),
fi
r – stopa procentowa wolna od ryzyka w kraju i-tego programu na
podsta-wie średniej rocznej rentowności rządowych obligacji długoterminowych
według kryterium z Maastricht12.
5.5. Wnioski szczegółowe
W niniejszym rozdziale zaprezentowano wyliczenia efektywności sektora programów emerytalnych w latach 2012–2014 w Czechach, w Polsce, na Słowacji i na Węgrzech.
11 Por. F. Chybalski F. (red.), op. cit.
Przeprowadzono analizę wyników inwestycyjnych sektora pracowniczych (PPE) i sek-tora indywidualnych programów emerytalnych (IPE). Porównania przeprowadzono w obrębie danego kraju (dla Polski i dla Słowacji), a następnie wykonano międzyna-rodowe porównanie efektywności. Porównanie międzynamiędzyna-rodowe efektywności sektora programów emerytalnych wykonano za pomocą miar efektywności danego sektora w relacji do wyników jego rodzimego rynku kapitałowego. Wyniki międzynarodowe okazały się niejednoznaczne. Natomiast porównanie na Słowacji wykazało, że sektor programów indywidualnych jest nieefektywny, bo miał niższą stopę zwrotu i wyższe ryzyko niż sektor programów pracowniczych. W Polsce obydwa sektory okazały się efektywne. Sektor indywidualny miał wyższą stopę zwrotu i wyższe ryzyko.
Analiza wyników otrzymanych w tabeli 5.5. doprowadziła do następujących wniosków:
1. Efektywność inwestycyjna badanych systemów, oceniona na podstawie wskaź-nika Jensena, jest znacznie poniżej efektywności rynku giełdowego. Oznacza to, że nawet programy, których średnia stopa zwrotu była dodatnia, przyniosły za podjęte ryzyko wynagrodzenie niższe niż rynek giełdowy.
2. W Polsce wyższy poziom wskaźnika efektywności Jensena miał sektor indy-widualnych programów, a niższy poziom miał sektor pracowniczych progra-mów. Możliwe, że lepszy wynik sektora indywidualnego był spowodowany jego znacznie większą skalą działania. Natomiast sektora pracowniczego nie można uznać ze nieefektywny, ponieważ przyniósł on niższą, ale dodatnią stopę zwrotu i ponosił niższe ryzyko niż sektor OFE.
3. Na Słowacji wyższy poziom wskaźnika efektywności Jensena miał sektor pracow- niczych programów, a niższy poziom sektor indywidualnych programów, a więc odwrotnie niż w Polsce. Przy czym sektor indywidualny przyniósł niższą stopę zwrotu i ponosił wyższe ryzyko. Okazał się więc nieefektywny względem sek-tora pracowniczego.
4. Międzynarodowe porównanie poziomu wskaźnika Jensena nie pozwala zwe-ryfikować pozytywnie postawionej hipotezy o wyższej efektywności progra-mów pracowniczych.
W badaniach zrealizowanych w ramach projektu badawczego dokonano porównania pracowniczych programów emerytalnych 27 krajów Europy w zakresie determinant działalności programów emerytalnych. Wśród nich zbadano 24 kraje UE, pomijając jedynie najmniejsze trzy: Cypr, Luksemburg i Maltę, a spoza UE wybrano do bada-nia Islandię, Norwegię i Szwajcarię. Przedmiotem porównabada-nia były wybrane krajowe determinanty działalności programów emerytalnych w roku 2011, do których pomiaru wybrano zestaw wskaźników demograficznych (współczynnik dzietności, odsetek ludności w wieku produkcyjnym i poprodukcyjnym), makroekonomicznych (PKB per capita, stopa bezrobocia) oraz wskaźników powszechności i charakteru uczestnic-twa w programach zakładowego zabezpieczenia emerytalnego (stopa obowiązkowego uczestnictwa w kapitałowym systemie emerytalnym ludności w wieku produkcyjnym, stopa dobrowolnego uczestnictwa w kapitałowym systemie emerytalnym ludności w wieku produkcyjnym, liczba funduszy emerytalnych na milion mieszkańców), a także wskaźniki opodatkowania systemu emerytalnego w badanych krajach (wielkość ulg podatkowych otrzymanych przez prywatny system emerytalny w wybranych kra-jach liczona w % PKB, zestaw trzech wskaźników występowania zwolnienia z podatku dochodowego odpowiednio: składki, dochodu kapitałowego i świadczenia kapitało-wego system emerytalnego).
Przeprowadzony przegląd determinant w poszczególnych obszarach otoczenia pracowniczych programów emerytalnych: demograficznego, ekonomicznego, insty-tucjonalnego i fiskalnego, wykazał ich różnice albo podobieństwa tylko w danym obszarze. Porównanie łączne krajów wymagało uwzględnienia różnic lub podobieństw wszystkich ośmiu determinant otoczenia kapitałowych programów emerytalnych. Ze względu na zróżnicowanie systemów emerytalnych (w tym: stanowiących ich część składową zakładowych systemów emerytalnych) nie dało się znaleźć pary krajów o identycznym układzie wysokości determinant. Możliwy był jednak dobór najmniej różnych na podstawie oceny wszystkich 27 krajów. W tym celu zastosowano metody
statystyczne1.
Wyliczona macierz odległości krajów w wymiarze determinant pozwoliła na wyróżnienie na zasadzie najbliższego sąsiada grupy najbliższych krajów, a następnie najbliższych kolejno sobie grup:
1. Dania, Finlandia, Holandia, Belgia i Szwecja, wymienione w kolejności według odległości od poprzednich krajów grupy (para Dania i Finlandia jest najbliższa sobie), 2. Grecja, Portugalia, Łotwa, Włochy, Litwa, Bułgaria,
3. Polska, Rumunia, Słowacja, Węgry, 4. Austria i Francja,
5. Czechy, Słowenia, Niemcy,
6. Irlandia, Wielka Brytania, Hiszpania, 7. Norwegia,
8. Islandia, Szwajcaria.
Do dalszych szczegółowych badań porównawczych wybrano grupę krajów naj-bardziej porównywalnych z Polską. Są to państwa Europy Środkowej: Czechy, Słowacja i Węgry. Dalsze szczegółowe analizy porównawcze ekonomiczno-fiskalnych, instytucjo-nalnych oraz demograficznych determinant funkcjonowania pracowniczych programów emerytalnych, ze szczególnym uwzględnieniem zarządzania ryzykiem i efektywności, dotyczyły zakładowych systemów emerytalnych w tej grupie państw.
Na podstawie przeprowadzonych badań komparatystycznych zweryfikowano hipotezy badawcze:
H1: Istnieje silna zależność między charakterem uczestnictwa (dobrowolność, obliga-toryjność, quasi-obligatoryjność) w pracowniczych programach emerytalnych a stop-niem uczestnictwa w programach zakładowych w danym kraju.
H2: Im bardziej dotowany ze środków publicznych jest w danym kraju pracowniczy program emerytalny, tym wyższą ma stopę uczestnictwa, ale tym niższa jest jego efek-tywność inwestycyjna.
H3: Zarządzanie ryzykiem w pracowniczych programach emerytalnych w krajach Europy Środkowo-Wschodniej realizowane jest w odmiennych warunkach instytucjo-nalnych i ekonomicznych niż w krajach tzw. „starej” Unii Europejskiej, w zbliżonych uwarunkowaniach demograficznych. Wymaga to wypracowania własnych, oryginal-nych rozwiązań w tej dziedzinie.
Hipoteza H1 została zweryfikowana pozytywnie. O ile w przypadku obowiąz-kowego charakteru uczestnictwa powszechność udziału osób pracujących w pracowni-czych programach emerytalnych jest zapewniona zawsze, o tyle już quasi-obowiązkowy charakter uczestnictwa (włączanie nowozatrudnianych pracowników do zakładowego systemu emerytalnego z możliwością odstąpienia przez pracownika od udziału w pro-gramie po pewnym czasie) nie musi gwarantować upowszechniania zakładowego zabez-pieczenia emerytalnego. Doświadczenia krajów, które takie rozwiązanie wprowadziły (np. automatic enrolment Wielkiej Brytanii), wskazują jednak, że większość pracow-ników automatycznie włączonych do pracowniczego programu emerytalnego nadal
w nim pozostaje i nie korzysta z opcji wyjścia2.
Również hipoteza H2 na podstawie badań porównawczych wybranej grupy państw postsocjalistycznych o zbliżonych warunkach instytucjonalnych, demogra-ficznych i makroekonomicznych została zweryfikowana pozytywnie. Oznacza to, że w państwach, w których uczestnictwo w pracowniczych programach emerytalnych jest dobrowolne, istnieje silna pozytywna zależność między stopniem uczestnictwa a wysokością zachęt ekonomiczno-fiskalnych (głównie: ulg podatkowych), ale jed-nocześnie poziom efektywności inwestycyjnej jest niższy. Okazuje się zatem, że nad-mierne subsydiowanie zakładowych systemów nie zmusza instytucji finansowych
2 Por. Automatic enrolment. Compliance and enforcement, Quartely Bulletin, “The Pensions Regulator”, 1 April-30 June 2016, http://www.thepensionsregulator.gov.uk/docs/automatic- enrolment-use-of-powers-june-2016.pdf [dostęp: 2.08.2016].
obsługujących pracownicze programy emerytalne do konkurowania pod względem real-nej stopy zwrotu z inwestycji (nominalne stopy zwrotu z uwzględnieniem wszystkich kosztów).
Potwierdziła się również hipoteza H3 o zasadniczo odmiennych uwarunkowa-niach zarządzania ryzykiem w pracowniczych programach emerytalnych państw post-socjalistycznych należących do Unii Europejskiej oraz w państwach tzw. starej Unii (EU-15). Wszystkie państwa Unii Europejskiej stoją wobec wspólnych wyzwań zwią-zanych z demograficznym starzeniem się społeczeństwa, przeobrażeniami na rynku pracy i zmniejszaniem poziomu zabezpieczenia finansowego osób starszych, jaki będą w przyszłości mogły zapewnić publiczne systemy emerytalne. Dotyczy to zarówno sys-temów o charakterze ubezpieczeniowym, w których świadczenia emerytalne powiązane są ze składkami na ubezpieczenia emerytalne opłacanymi w okresie aktywności zawo-dowej, jak i systemów zaopatrzeniowych opłacanych z ogólnych podatków, zapew-niających określone minimum dochodu na starość wszystkim obywatelom czy nawet rezydentom danego kraju.
Tym niemniej, stosowane strategie i instrumenty zarządzania ryzykiem w pra-cowniczych programach emerytalnych są odmienne w obu tych grupach państw ze względu na różnice w konstrukcji zakładowych systemów emerytalnych (w pań-stwach starej Unii nadal sporą część stanowią programy ze zdefiniowanym świadcze-niem, występują też programy o charakterze hybrydowym) i związany z tym podział ryzyka między pracodawcami (będącymi z reguły sponsorami programu zakładowego) a pracownikami-uczestnikami programu, występują również istotne różnice warun-ków makroekonomicznych czy poziomu rozwoju rynwarun-ków finansowych w tych krajach. Podejmowane w ramach metody otwartej koordynacji działania zmierzające do koor-dynacji systemów zabezpieczenia społecznego w krajach UE odnoszą się głównie do systemów publicznych. Dyrektywy unijne odnoszące się bezpośrednio do pracowni-czych programów emerytalnych (normy ostrożnościowe, zasady tworzenia programów transgranicznych, przenoszenie uprawnień przy zmianie pracodawcy i kraju w ramach UE) mają, jak do tej pory, ograniczony wpływ na funkcjonowanie zakładowych sys-temów emerytalnych, w tym – na zarządzanie ryzykiem w PPE. W szczególności nie przyczyniły się one do rozwoju pracowniczych programów emerytalnych o charakterze transgranicznym w państwach tzw. nowej UE (kraje postsocjalistyczne).
Na podstawie przeprowadzonych badań komparatystycznych pracowniczych programów emerytalnych w krajach UE sformułowanych zostało także szereg wnio-sków szczegółowych na temat efektywności sektora programów emerytalnych w latach
2012–2014 w Czechach, w Polsce, na Słowacji i na Węgrzech3. Jeden z wniosków
szczegółowych jest szczególnie intrygujący. Okazało się, że efektywność inwestycyjna badanych systemów, oceniona na podstawie wybranych wskaźników, była w bada-nym okresie znacznie poniżej efektywności rynku giełdowego. Oznacza to, że nawet programy, których średnia stopa zwrotu była dodatnia, przyniosły za podjęte ryzyko wynagrodzenie niższe niż rynek giełdowy. Wskazuje to na potrzebę zwiększenia realnej stopy zwrotu realizowanych przez pracownicze programy emerytalne w tych krajach, co będzie zadaniem trudnym, biorąc pod uwagę konieczność przestrzegania procedur ostrożnościowych zawartych w regulacjach prawa polskiego oraz dyrektywach Unii Europejskiej dotyczących strategii inwestycyjnych oraz działania w najlepszym intere-sie uczestników i beneficjentów programu emerytalnego.
W tym kontekście rozważyć należy możliwość międzynarodowej dywersyfikacji inwestycji realizowanych przez pracownicze programy emerytalne, a także wykorzysta-nia ekonomii skali, jaką stwarza obowiązkowe lub quasi-obowiązkowe uczestnictwo w systemach zakładowego zabezpieczenia emerytalnego. Należałoby również rozwa-żyć możliwość wprowadzenia pracowniczych programów emerytalnych zarządzanych pasywnie (fundusze indeksowe), których koszty obsługi są znacznie niższe niż progra-mów zarządzanych aktywnie ze względu na niższe koszty transakcyjne, a długotermi-nowa stopa zwrotu zbliżona jest do stopy rynkowej.
Metodyka badań wypracowana podczas realizacji tego projektu może w przy-szłości mieć zastosowanie do badań porównawczych zakładowych systemów emery-talnych innych państw i w innych okresach. Obszarem do dalszych, pogłębionych badań porównawczych pracowniczych programów emerytalnych może być posze-rzenie możliwości inwestycyjnych, jakimi dysponują zakładowe systemy emerytalne w krajach Europy Środkowej, o nowe instrumenty finansowe, a także bezpośrednie lub za pośrednictwem obligacji komunalnych czy infrastrukturalnych inwestowanie na rynku nieruchomości.
The studies carried out within the framework of the research project involved a compa-rison of occupational pension schemes in 27 European countries regarding the deter-minants of pension schemes’ activity. The group included 24 EU countries, omitting only Cyprus, Luxembourg and Malta due to their small size. And the non-EU group included Iceland, Norway and Switzerland. The subject of comparison covered selected domestic determinants of pension schemes’ activity in 2011. They were measured with a set of demographic (fertility rate, the percentage of working-age and post working-age population) and macro-economic (GDP per capita, unemployment rate) indicators. Another group also included indicators of prevalence and the nature of participation in occupational pension schemes (the rate of compulsory participation in private pen-sion schemes of the working age population, the rate of voluntary participation in such schemes regarding the working age population, the number of pension funds per one million inhabitants). The indicators further included the taxation of pension schemes in the surveyed countries (the size of tax breaks received by private pension schemes in selected countries calculated as % of GDP, a set of the following three indicators of income tax exemptions: contributions, capital income and entitlements).
The review of determinants conducted for demographic, economic, institu-tional and fiscal areas of pension schemes showed their differences or similarities only in particular areas. The overall comparison required to take into account the differences
or similarities of all eight environmental determinants of private pension schemes. Due to the diversity of pension schemes (including being part of occupational pension schemes) it turned out to be impossible to find a pair of countries with identical layout of determinants. It was possible, however, to select the least different ones on the basis
of an assessment of all 27 countries. Statistical methods were used for this purpose.1
The calculated distance matrix of countries in the dimension of determinants allowed differentiating the closest countries on the basis of the next nearest neighbor, and then the closest groups:
1. Denmark, Finland, The Netherlands, Belgium and Sweden, listed in order of dis-tance from the previous countries in the group (the pair Denmark and Finland is clos-est to one another),
2. Greece, Portugal, Latvia, Italy, Lithuania, Bulgaria, 3. Poland, Romania, Slovakia, Hungary,
4. Austria and France,
5. The Czech Republic, Slovenia, Germany, 6. Ireland, United Kingdom, Spain, 7. Norway,
8. Iceland, Switzerland.
Further detailed comparative studies involved a group of countries most com-parable to Poland. The group included the following countries of Central Europe: The Czech Republic, Slovakia and Hungary. Further detailed comparative analyses of fiscal-economic, institutional, and demographic determinants of occupational pen-sion schemes’ activities, with particular emphasis on risk management and efficiency, all regarded occupational pension schemes in that group of countries.
Based on the conducted comparative studies the following hypotheses have been verified:
H1: There is a strong correlation between the nature of participation (voluntary, oblig-atory, quasi-obligatory) in employee pension plans and the degree of participation