Długookresowy, makroekonometryczny model W8D-2002 gospodarki polskiej

(1)

DŁUGOOKRESOWY,

MAKROEKONOMETRYCZNY MODEL W8D-2002

GOSPODARKI POLSKIEJ

p o d r e d a k c j ą

Władysława Welfe

Utl

(2)

□ d f f l

FOLIA OECONOM ICA

172 DŁUGOOKRESOWY,

MAKROEKONOMETRYCZNY MODEL W8D-2002

GOSPODARKI POLSKIEJ

pod redakcją

Władysława Welfe

u u

(3)

REDAKCJA NAUKOWO-DYDAKTYCZNA „FOLIA OECONOMICA"

Krystyna Piotrowska-Marczak, Bogdan Gregor Anna Krajewska, Jerzy T. Kowaleski, Krystyna Twardowska

RECENZENT

Andrzej Bocian

REDAKTOR WYDAWNICTWA UŁ

Ewa Siwińska

OKŁADKĘ PROJEKTOWAŁA

Barbara Grzejszczak

? o c ^ I г с о } <

© Copyright by Wydawnictwo Uniwersytetu Łódzkiego, Łódź 2004

Wydawnictwo Uniwersytetu Łódzkiego 2004

Wydanie I. Nakład 100-1-45 egz. Ark. druk. 10,375. Papier kl. III, 80g, 7 0 x 1 0 0

Przyjęto do Wydawnictwa UŁ 6.02.2004 r. Zam. 46/3686/2004. Cena zł 18,-Drukarnia Uniwersytetu Łódzkiego

(4)

W PROW ADZENIE

B udow a długookresow ego m odelu W 8D gospodarki polskiej w latach 1999— 2001 doprow adziła do pow stania pierw szego w piśm iennictw ie krajow ym m o delu m akroekonom etrycznego z endogenicznym postępem technicznym . U m oż liwiło to opracow anie pierw szych analiz scenariuszow ych o horyzoncie do 2025 r., w których to explicile pokazano potencjalne efekty, pow stałe ze w zrostu łącz nej produktyw ności czynników produkcji, dające się sprow adzić do następstw absorbcji krajow ego i zagranicznego kapitału w iedzy, w ynikającego z rosnących nakładów na badania i rozwój (B +R ) oraz z następstw w zrostu kapitału ludzkie go. W ym agałoby to oczyw iście odpow iednich zm ian w polityce gospodarczej państw a, a zw łaszcza realokacji w ydatków budżetu w kierunku zw iększenia w ydatków na cele rozw ojow e (por. W. W elfe 2001).

Param etry m odelu W 8D były estym ow ane na próbie, która kończyła się w 1998 r., a więc zaw ierała niew iele inform acji odnoszących się do okresu transform acji, a tym bardziej gospodarki rynkow ej, o której m ożna było przy puszczać, iż m oże stanow ić podstaw ę do w nioskow ania o zachow aniach pod m iotów gospodarczych w pierw szym ćw ierćw ieczu XXI stulecia. N ależało więc w ydłużyć próbę - okazało się to m ożliw e przez uw zględnienie danych za dwa następne lata - do roku 2000 (dane za rok 2001 były w połow ie 2002 r. niekom pletne). Baza danych m odeli W8 została więc odpow iednio zaktualizow ana i częściow o poszerzona, stając się przedm iotem oddzielnego opracow ania (W. Florczak 2002a).

N astępnie pozw oliło to na poddanie badaniu zgrom adzonych w bazie d a nych ponad 300 szeregów czasow ych na okoliczność stopnia ich zintegrow ania. O kazało się, iż zgodnie z w cześniejszym i badaniam i - w iększość zanalizow a nych szeregów jest przyrosto-stacjonam a (por. W. Florczak 2002b). Stanowi to cenną w skazów kę przy korzystaniu z tych szeregów dla konstruow ania równań regresji.

Poszerzenie próby pozw oliło następnie - w w yniku reestym acji poszczegól nych rów nań m odelu - na zbadanie stabilności oszacow ań param etrów tych rów nań, a także na rezygnację z kalibracji param etrów (np. w rów naniach inw e stycji).

U m ożliw iło to także respecyfikację niektórych rów nań w celu uw zględnie nia pom ijanych dotąd zm iennych objaśniających. W szczególności dotyczy to

(5)

funkcji popytu konsum pcyjnego, w której podjęto próbę oszacow ania efektów zm ian w m ajątku osobistym ludności, popytu inw estycyjnego ze względu na znaczącą rolę FDI czy też funkcji produkcji dla uw zględnienie efektów im por towanej technologii.

Z am ierzam y dalej rozbudow yw ać model przez w yodrębnienie subm odcli objaśniających funkcjonow anie sekcji nauka i edukacja, co będzie przedm iotem oddzielnego opracow ania. Bardziej rozbudow ane inform acje o zam ierzonych i dokonanych zm ianach przedstaw iam y w rozdziale 1.

Rozdział 2 zaw iera przegląd założeń, a przede w szystkim otrzym anych w y ników estym acji param etrów podstaw ow ych równań m odelu W 8D -2002. Pełny w ykaz równań stochastycznych zaw iera oddzielne opracow anie (por. W. Flor czak 2002c). Tutaj skoncentrujem y się na analizie specyfikacji głów nych rów nań m odelu, w połączeniu z analizą stabilności otrzym anych oszacow ań para metrów.

W kolejnym rozdziale 3 przedstaw iono strukturę sym ulacyjnej wersji m o delu W 8D -2002, w jeg o dotychczasow ym zakresie. Scharakteryzow ano wyniki otrzym ane przy okazji rozw iązania kontrolnego łącznie z prognozą ex-post oraz analizą m nożnikow ą.

Stanow ić to będzie punkt w yjścia dla opracow ania prognoz ex-ante, zasad niczo o horyzoncie do 2025 r., a następnie analiz scenariuszow ych. B ędą one uw zględniać odpow iednie założenia polityki gospodarczej, a także alternatyw ne prognozy rozw oju gospodarki światowej, zm ierzającej ku społeczeństw u opar tym na w ied z y 1.

B ibliografia

F l o r c z a k W., (2002a), Baza danych modelu gospodarki narodowej Polski W8D-2002, Mate riały 1EÍS UL, nr 15/2002, Discussion Papers, Łódź

F l o r c z a k W., (2002b), Analiza integracyjna zmiennych w modelu gospodarki narodowej

Polski W8 D-2002. Materiały 1EÍS UŁ, nr 16/2002, Discussion Papers, Łódź

F l o r c z a k W., (2002c), Stochastyczne równania modelu W8D-2002, Materiały IEiS UŁ nr 17/2002, Discussion Papers, Łódź

W e l f e W., (red) (2001), Ekonometryczny model wzrostu gospodarczego, Wydawnictwo Uni wersytetu Łódzkiego, Łódź

1 Opracowanie powstało w projekcie KBN: 5H02B 03321, pt. Aplikacje endogenicznych teo

rii wzrostu gospodarczego w scenariuszowych analizach długookresowego rozwoju gospodar czego Polski, pod naukowym kierownictwem prof. dr. hab. W. Welfe.

(6)

Rozdział 1

ZA ŁOŻENIA ROZBUDOW Y I AKTUALIZACJI

DŁUG OO K RESO W EG O MODELU W8D-2002

GOSPODARKI POLSKIEJ

W rozdziale tym przedstaw iam y głów ne założenia, dotyczące zm ian w pierw szej wersji m odelu W8D, m ających na celu udoskonalenie specyfikacji poszczególnych równań modelu w m iarę poszerzania naszej w iedzy, a zw łasz cza w w yniku w ydłużenia próby statystycznej (do 2000 r.). N aszkicujem y także kierunki rozbudow y m odelu, zm ierzające do pełniejszej endogenizacji efektów szeroko rozum ianego postępu technicznego, przez w yodrębnienie subm odeli dla sekcji nauka i edukacja.

1.1. A ktualizacja bazy danych. Badanie w łasności szeregów czasow ych

Baza danych m odelu W 8D -2002 stanowi kontynuację w cześniejszych baz danych m odeli W 8. Szeregi czasow e obejm ują w zasadzie lata 1960-2000. O znacza to dw ie dodatkow e obserw acje w porów naniu z bazą, na której była oparta pierw otna w ersja m odelu W 8D (por. W. Florczak 1999).

Podstaw ow ym źródłem danych służącym tak w ydłużeniu szeregów czaso wych, jak i ich aktualizacji był „Rocznik Statystyczny” 2001. Dane te obejm ują w ielkości w olum inam e (w cenach 1995 r.), wartości w cenach bieżących oraz deflatory (1995 = 1,0). W oddzielnym opracow aniu (W. Florczak 2002a) przed staw iono szczegółow e inform acje o źródłach danych, m etodach pozw alających nad sprow adzenie danych do porów nyw alności, m etodach ekstrapolacji danych w sytuacji, gdy GUS zaniechał kontynuacji badań (np. odnośnie do zm ianow ości i czasu przepracow anego).

Poza estym acyjną, źródłow ą bazą danych została zaktualizow ana sym u la cyjna baza danych. Ma ona specyficzny dla m odelu W 8D -2002 charakter w tym m ianow icie sensie, iż zaw iera obok danych pochodzących z obserw acji, dane

(7)

w ygenerow ane na podstaw ie m odelu W 8D-2000. Jest ona bardziej obszerna, gdyż zawiera:

a) w ielkości bezpośrednio nieobserw ow alne, jak np. rozm iary popytu, obok wartości zrealizow anych, jeśli są one różne;

b) w ielkości potencjalne, generow ane na podstaw ie odpow iednich równań m odelu (np. funkcji w ydajności pracy), które w yrażają hipotetyczne poziom y odpow iednich zm iennych, otrzym ane przy spełnieniu określonych w arunków ;

c) w ielkości, w ynikające z tożsam ości, zapew niających bilansow anie się w ielkości zdezagregow anych, tj. sum ow anie do wartości agregatów lub z tożsa mości m ultiplikatyw nych um ożliw iających np. otrzym yw anie wartości zm ien nych jak o iloczynów w olum enów przez odpow iednie deflatory,.

Załączniki do tego opracow ania zaw ierają pełny w ykaz użytych sym boli dla 251 zm iennych połączony z inform acją o szczególnych źródłach inform acji lub sposobie generow ania zm iennych, a następnie wartości liczbow e dla szeregów czasow ych poszczególnych zm iennych, z podaniem podstaw ow ych syntetycz nych charakterystyk (średnie, średnie odchylenia, rozstęp).

Z asługuje na podkreślenie, iż w szystkie szeregi czasow e zgrom adzone w bazie danych m odelu W 8D -2000 zostały poddane analizie stacjonarności, a dokładniej stopnia zintegrow ania zm iennych. Jest to pow tórzenie na poszerzo nej próbie badania przeprow adzonego przez W. Florczaka (1999). Zostało ono pogłębione przez uw zględnienie w badaniu nie tylko poziom ów i pierw szych, ale także drugich przyrostów poszczególnych zm iennych oraz ich logarytm ów. Ma ono charakter unikalny, gdyż dotychczasow e badania odnosiły się do szere gów kw artalnych lub o w yższej częstotliwości. Ponadto sw ym zakresem obej muje blisko 230 zm iennych, co jest także zjaw iskiem bezprecedensow ym . W y niki tych badań przedstaw iono w oddzielnym opracow aniu W. Florczaka (2002b). Zostały one w ykorzystane w procesie specyfikacji i estym acji poszcze gólnych rów nań m odelu, starając się uw zględnić stopień zintegrow ania zm ien nych.

A nalizę zintegrow ania przeprow adzono przy zastosow aniu zm odyfikow ane go testu D ickey-Fullera. O gólnie m ożna stwierdzić, iż żaden z w ażniejszych szeregów czasow ych nie jest zintegrow any w stopniu zero ~1(0). W iększość szeregów czasow ych okazała się zintegrow ana w stopniu pierw szym , ~1(1), tzn. okazały się one przyrosto-stacjonam e. Dotyczy to zarów no przyrostów sam ych zm iennych, jak przyrostów ich logarytmów. Jednakże nieliczne w ażne zm ienne okazały się zintegrow ane dopiero w stopniu drugim ~I(2). Dopiero ich drugie przyrosty są stacjonarne. Dotyczy to w szczególności PK.B, popytu finalnego ogółem , w ydajności pracy, produktyw ności środków trw ałych, nakładów inw e stycyjnych ogółem oraz m aszyn i urządzeń, m ajątku trw ałego i osobistego, in w estycji w kapitał ludzki, a także zatrudnienia ogółem i w edług poziom u w y kształcenia (liczby uczniów ), jak rów nież niektórych deflatorów (konsum pcji,

(8)

dochodów osobistych, PKB), i stopy procentow ej. O dnosi się to zarów no do drugich przyrostów sam ych zm iennych, jak i ich logarytm ów. W ynik ten jest dość zaskakujący. W szakże ów stopień zintegrow ania je st zbliżony dla zm ien nych, które w stępują w zw iązki kointegracyjne np. w funkcjach wydajności pracy czy produktyw ności środków trwałych.

1.2. R eestym acja równań - próby w zbogacenia ich specyfikacji

W ydłużenie szeregów czasow ych do 2000 r. um ożliw iło reestym ację w szystkich rów nań w wyjściowej specyfikacji. Pozwoliło to na przeprow adzenie analizy stabilności oszacow ań param etrów. Dodanie dw óch obserw acji z ostat niego okresu transform acji m iało znaczenie dla popraw y dokładności oszacow ań param etrów tych rów nań, których param etry bądź były szacow ane dla krótkich prób (w sektorze przepływ ów finansow ych szeregi rozpoczynały się często od lat dziew ięćdziesiątych), bądź były uzm ienniane dla w yodrębnienia okresu transform acji. W przypadku natom iast, gdy liczba zm iennych objaśniających była znacząca ( funkcja inwestycji, funkcja wydajności i produktyw ności), po praw a była niewielka. Oceny param etrów , które były w w yjściow ej wersji staty stycznie nieistotne, często takimi pozostały, charakteryzując się m ałą stabilno ścią. W skazuje to na potrzebę dalszego w ydłużenia próby i aktualizacji oszaco wań. O dnosi się to np. do efektów zm ian stopy oprocentow ania kredytów , gdy chodzi o popyt konsum pcyjny. Ocenę param etru stojącego przy tej zm iennej nadal kalibrow ano. Tym nie mniej w ydłużenie próby um ożliw iło w niektórych przypadkach w zbogacenie specyfikacji przez uw zględnienie dodatkow ych w aż nych zm iennych objaśniających. Pokrótce om ów im y te przypadki.

W analizach popytu konsum pcyjnego, zw łaszcza prow adzonych dla W. Brytanii, zw rócono w latach osiem dziesiątych uw agę na w zrastającą rolę grom adzonego przez gospodarstw a dom ow e m ajątku osobistego. M ajątek ten w ystępuje w dw óch formach - m ajątku rzeczow ego, głów nie nieruchom ości oraz zasobów finansow ych, a więc zasobów pieniężnych (gotów ka i depozyty) - oraz papierów w artościow ych (obligacje oraz akcje). M ajątek rzeczow y ograni czono na ogół do nieruchom ości, których zasób i wartość była rejestrow ana - w odróżnieniu od pozostałych dóbr trw ałego użytkow ania. Stąd rozm iary tak okrojonego m ajątku rzeczow ego w ystępow ały w charakterze dodatkow ej zm iennej objaśniającej. Ich przyrost pobudzał w ydatki zw iązane z w yposaże niem m ieszkań itd., a także dotyczące działalności rem ontow ej. O dnośnie do pozostałych dóbr trw ałego użytkow ania pew ną popularność zyskały m etody pośredniego uw zględniania zm ian ich zasobów , odnoszące się do poszczegól nych rodzajów tych dóbr (por. J. R. N. Stone, D. A. Rowe 1957; L. D. Taylor,

(9)

H. S. H authakker 1970), rzadko jednak używ ane przy konstrukcji m akroekono micznej funkcji popytu konsum pcyjnego (patrz jednak dla b. C zechosłow acji: I. Sujan et al. 1997, ch. 7).

W ysokość zasobów finansow ych rów nież wpływa dodatnio na rozm iary w ydatków konsum pcyjnych - um ożliw ia dokonyw anie zakupu dóbr luksuso w ych, w tym długo trw ałego użytkow ania. Potw ierdzeniem tej hipotezy są otrzym ane dla modeli W. Brytanii oszacow ania długookresow ych elastyczności w ydatków na dobra trw ałego użytkow ania względem zm iennych reprezentują cych całkow ity m ajątek osobisty (ok. 0,3). Natom iast, gdy chodzi o popyt kon sum pcyjny ogółem , otrzym ano niskie elastyczności w zględem m ajątku rzeczo w ego (nieruchom ości), m ianow icie 0,07 (LBS), zaś nieco w yższe względem zasobów finansow ych 0,14 (LBS) oraz 0,19 (NIESR). Dane dotyczą oszacow ań dla w czesnych lat dziew ięćdziesiątych (J. W hitley 1994, s. 84).

Skłoniło to nas do podjęcia próby uw zględnienia w pływ u zm ian m ajątku osobistego gospodarstw dom ow ych na zmiany popytu konsum pcyjnego (C ,). Jednakże nie udało się otrzym ać dostatecznie długich szeregów czasow ych, gdy chodzi o nieruchom ości. O graniczono się przeto do uw zględnienia efektów na grom adzonych zasobów finansow ych liczonych w cenach stałych (SAV,). O bejm ują one zasoby gotów kow e i depozyty bankow e, jednak bez papierów w artościow ych.

Poszerzenie funkcji popytu konsum pcyjnego С, o tę zm ienną - dało rezultat podobny, gdy chodzi o znak, jednakże długookresow y efekt tej zm iennej okazał się w ielokrotnie niższy, niż dla W. Brytanii. Jak to w ynika z opisu przedstaw io nego w rozdz. 2.2, długookresow a elastyczność popytu w zględem realnych za sobów finansow ych jest równa 0,012. N atom iast ocena krótkookresow ego efektu okazała się w ysoka, lecz nieistotna.

W naw iązaniu do tej zm iany należało zendogenizow ać zasoby finansow e

S A V r uzależniając ich zm iany w w yrażeniu realnym od procesu akum ulacji

oszczędności gospodarstw dom ow ych, a więc od przyrostu dochodów realnych, zm ian realnej stopy oprocentow ania depozytów , a także stopy inflacji, której w zrost zniechęca do utrzym yw ania zasobów finansow ych na dotychczasow ym poziom ie. W yniki oszacow ań podajem y w rozdz. 2.2.

D rugim istotnym uzupełnieniem specyfikacji rów nań m odelu było uw zględ nienie efektów zagranicznych inwestycji bezpośrednich (FDI). O kazało się to niełatw ą spraw ą ze w zględu na dwoistość źródeł inform acji. W ielkość FDI otrzym uje się bądź na podstaw ie danych bilansu płatniczego (N B P), bądź na podstaw ie badań ankietow ych (PA IZ), przez porów nanie w ielkości kapitału zagranicznego zainw estow anego w przedsiębiorstw ach krajow ych na koniec i początek roku. W ielkości te są zasadniczo różne, gdy chodzi o skalę, a różnią

(10)

się także dynam iką. Biorąc pod uw agę w iększą porów nyw alność danych z bilan su płatniczego - te ostatnie przyjęto za podstaw ę obliczeń w m odelach W8.

W pierw otnej wersji m odelu W 8D ograniczono się do oszacow ania param e trów rów nania objaśniającego zm iany w wysokości zagranicznych inwestycji bezpośrednich w yrażonych w USD, SJBU SD,, przyjm ując, iż zależą one od spodziew anego w zrostu gospodarczego oraz stopnia stabilizacji gospodarki (określanego stopą inflacji). Zm iany FDI m ają wpływ na saldo kapitałow e w bilansie płatniczym i saldo rezerw dew izow ych. Zrezygnow ano natom iast z ich w prow adzenia do rów nania kursu w alutow ego, uznając, iż bilansująca rolę od gryw ają inw estycje portfelow e.

N atom iast, w wersji tej pom inięto efekty w ystępujące w sektorze produkcji w ynikające z realizacji FDI. Są one rozległe. B ezpośrednie efekty łączą się z tą ich częścią, która zostaje przeznaczona na inw estycje w środki trw ałe - bądź now e (greenfield), bądź o charakterze m odernizacyjnym . Pośrednie efekty łączą się z popraw ą technologii i organizacji zarządzania - np. w przypadku w ykupy w ania istniejących przedsiębiorstw przez zakup ich akcji (dotyczyło to m.in. banków ). Trudności, jakie okazały się nie do pokonania, sprow adzały się do braku danych o alokacji FDI pom iędzy inwestycje w środki trw ałe i pozostałe zastosow ania.

Przyjęto przeto w nowej wersji m odelu, iż odpow iedź na to pytanie m oże zostać uzyskana pośrednio przez dołączenie FDI do listy zm iennych objaśniają cych nakłady inw estycyjne na m aszyny i urządzenia oraz budynki i budowle. N ow e rów nania nakładów inw estycyjnych podajem y w rozdz. 2.2. Ponadto, przyrost FDI będzie pociągać za sobą pośrednio przyrost im portu inw estycyjne go M l , , zależny od JV ,, a poprzez przyrost M l , w relacji do JV, nastąpi przyrost efektów zagranicznych nakładów na B+R - BIRMS,. M ogą być także pośrednio analizow ane zm iany struktury im portu, choć tylko w kontekście w zrostu udziału importu inw estycyjnego M l W ostatniej instancji przyrost inwestycji w m aszyny i urządzenia oraz efektów B+R w pływ a na przyrost PKB, zaś z drugiej strony na przyrost wydajności pracy2, w w yniku czego przyrost nowych m iejsc pracy m oże być częściow o zredukow any w efekcie przyrostu w ydajności pracy.

1 Analizom tym są poświęcone badania bezpośrednio odnoszące się do zmian struktury han dlu zagranicznego (M. Przybyliński 2001).

2 Próbą bezpośredniego wprowadzenia FDI do funkcji wydajności pracy znajdujemy w pracy

M. Przybyliński, 1. Świeczewska (2002), podjętą w kontekście rozbudowy modelu 1MPEC. Doty czy ona poszczególnych sekcji i działów gospodarki. Wyniki nie są porównywalne z otrzymanymi przez nas z racji przyjęcia odmiennych definicji FDI wyrażonych nadto w cenach bieżących USD.

(11)

Być m oże efekty FDI zostaną niedoszacow ane, zw ażyw szy na to, iż dotych czasow a specyfikacja nic uw zględnia poprawy efektyw ności zarządzania, gdy chodzi o sektor przedsiębiorstw i bankowy. W ym agać to będzie zatem dodatko wego uzupełnienia specyfikacji. W perspektyw ie trzeba będzie rów nież uw zględnić inw estycje, pow stające w w yniku uzyskania środków akcesyjnych, w znacznej m ierze w zbogacających inwestycje publiczne (w infrastrukturze).

W pierw otnej wersji modelu dla objaśnienia wahań w kursie w alutow ym dolara USA, PLZ/U SD udało się wprow adzić do rów nania na WZLDt obok rela cji cen krajow ych do św iatow ych, także relację eksportu do im portu w decydującej m ierze „odpow iedzialną” za w ahania w popycie i podaży zagra nicznych walut. O kazało się to jednak nie w ystarczające dla objaśnienia wahań kursu dolara, zw łaszcza w ostatnich latach, kiedy to w decydującej m ierze o w ahaniach kursu decydow ał napływ walut zw iązany z (początkow o) rosnący mi zagranicznym i inw estycjam i (por. J. Brzeszczynski i R. Kelm 2002). D ecy dującą rolę odgryw ają tu wszakże zagraniczne inw estycje portfelow e. W ahań inwestycji portfelow ych nic udało nam się objaśnić rów nież w nowej wersji m odelu. N atom iast podjęto próbę w prow adzenia do rów nania objaśniającego kurs w alutow y - zm iennych m ających istotny w pływ na te wahania, tj. relacji realnych stóp procentow ych krajow ych oraz zagranicznych, reprezentow anych przez stopy RFN. Niestety, próby bezpośredniego oszacow ania param etru stoją cego przy tej zm iennej nic pow iodły się. Stąd dokonano jeg o kalibracji, stosując m etodę prób i błędów. W rezultacie jej zastosow ania otrzym ano ocenę -0 ,2 . Różni się ona od długookresow ej elastyczności przyjętej w m odelu R. Kelma (-0 ,6 ), opartym na danych kw artalnych, w którym to jed nak nie w yróżniono relacji eksportu do importu, natom iast w prow adzono do równań w ysokość re zerw w alutow ych (J. Brzeszczyński, R. Kelm 2002, rozdz. 6).

1.3. Rozbudow a m odelu w kierunku w yodrębnienia subm odcli sekcji nauki i edukacji

N ow a w ersja m odelu W 8D zostanie w zbogacona o dodatkow e bloki równań (subm odele), w których zostanie opisane funkcjonow anie tych sekcji gospodarki narodow ej, które m ają decydujące znaczenie dla rozw oju kraju - nauki oraz edukacji.

W tych subm odelach zostaną w prow adzone równania, generujące zapotrze bow anie na usługi ze strony pow yższych sekcji tak w ujęciu klasycznym , tj. na usługi w yrażone w strum ieniach wartości globalnej, jak też wartości dodanej

(12)

и

pow stających w tych sekcjach. Ich uzupełnieniem byłyby charakterystyki ilo ściowe, odnoszące się głów nie do działalności edukacyjnej, jak strum ienie ab solw entów i uczniów w edług poziom u kształcenia, których to specyfikacje za proponow ano ju ż w m odelu W 8D (por. W. W elfe (red.) 2001 oraz W. W elfe i in. 2002).

W idzim y m ożliw ość bardziej szczegółow ej rozbudow y podażow ych bloków subm odeli przez w zięcie pod uw agę podstaw ow ych czynników produkcji, a więc obok w yposażenia i aparatury, liczby pracow ników , a także, na ile to okaże się m ożliw e - efektów szeroko rozum ianego postępu technicznego, a więc w yższej efektyw ności prac badaw czych i rozw ojow ych, podnoszenia jakości kształcenia itd.

W yniki podjętych w tej dziedzinie badań będą przedm iotem oddzielnego opracow ania.

Bibliografia

B r z e s z c z y ń s k i J., K e i m R., (2002), Ekonomelryczne modele rynków finansowych. Mo

dele kursów giełdowych i kursów walutowych, WIG-Press, Warszawa

F l o r c z a k W., (1999), Baza danych modelu gospodarki narodowej Polski W8-98. Analiza

integracyjna, Materiały IEiS UŁ nr 14/99, Discussion Papers, Łódź

F l o r c z a k W., (2002a), Baza danych modelu gospodarki narodowej Polski W8D-2002, Mate riały IEiS UŁ nr 15/2002, Discussion Papers, Łódź

F l o r c z a k W., (2002b), Analiza integracyjna zmiennych modelu gospodarki narodowej Polski

WD-2002, Materiały IEiS UŁ nr 16/2002, Discussion Papers, Łódź

F l o r c z a k W., (2002c), Stochastyczne równania modelu W8D-2002, Materiały IEiS UŁ nr 17/2002, Discussion Papers, Łódź

P r z y b y l i ń s k i M., (2000), Including FDI into Foreign Trade Equation. The Case o f Poland, Proceedings o f the VI INFORUM World Conference, San Lorenzo de EL Escorial, Madrit, 1998

P r z y b y l i ń s k i M., Ś w i e c z e w s к a 1., (2002), Explaining Technical Progress in the La

bour Productivity Equations fo r IMPEC, [w:] W. Welfe (ed.), MACROMODELS 2001, Pro ceedings o f the Twenty Eight International Conference, December 5-8, 2001, Krąg , Poland,

ACG-M, LODART S.A., Łódź

Š u ja n I., C o n d i k S., H a l u š k a J., 0 1 e x a M., O r s a g o v a J., (1997), An Experimental

Annual Model o f the CSFR Economy with Disaggregated Foreign Trade, [w:] W. Welfe (ed.)

Economies in Transition and the World Economy, Models, Forecasts and Scenarios, ch.7, P. Lang, Frankfurt am Main

S t o n e J. R.N ., R o w e D. A., (1957), The Market Demand fo r Durable Goods, „Econometri- ca”, 25, s. 423-443

T a y l o r L. D., H a u t h a k k e r H. S., (1970), Consumer Demand in the United States. 1929-

70, Analysis and Projections, Harvard University Press, Cambridge

W с 1 fe W., (red.), (2001), Ekonometryczny model wzrostu gospodarczego, Wydawnictwo Uni wersytetu Łódzkiego, Łódź

W e l f e W., F l o r c z a k W., S a b a n t у L., (2002), Kapital ludzki i jego endogenizacja, „Prze gląd Statystyczny”, 50, nr 2, s. 7-36

W h i t l e y J. D., (1994), A Course in Macroeconomic Modelling and Forecasting, Harve- ster/Wheatsheaf, New York

(13)

Rozdział 2

RÓW NANIA STRUKTURALNE MODELU W8D

W WERSJI ZAKTUALIZOW ANEJ

2.1. W prow adzenie

Rów nania strukturalne nowej wersji modelu W8 D w zasadniczej swej w ar stwie zachow ały specyfikacją typow ą dla modeli W 8, a w szczególności dla m odelu W 8D, opisanego w pracy W. W elfe (red.) 2001 (por. też W. W elfe 2000a, 2000b). Dlatego też nie będziem y ponow nie przytaczać uzasadnień po szczególnych, często ju ż standardow ych rozw iązań, odsyłając C zytelnika do naszych w cześniejszych prac. W dalszym ciągu w znacznej m ierze będziem y też korzystać z tekstu zam ieszczonego w rozdziale 2 m onografii. W niniejszym rozdziale skupim y uw agę na dw óch, raczej słabo rozpoznanych kwestiach.

Po pierw sze, pragniem y odpow iedzieć na pytanie, czy i w jak im stopniu są spełnione założenia, dotyczące stochastycznej struktury podstaw ow ych rów nań (w liczbie kilkunastu). O dpow iedź na to pytanie, niezbyt optym istyczną, gdy chodzi zw łaszcza o postulat norm alności składnika losow ego, przedstaw ił W. Florczak w odrębnym opracow aniu pt. Stochastyczne równania modelu

W8D-2002 (2002). Jednakże zastosow any w badaniu tym szeroki w achlarz te

stów pozw olił stw ierdzić, iż zm ienne, dla których w yznaczono rów nania regre sji, są skointegrow ane, co pozw ala mieć zaufanie do w yników opartych na ana lizie regresji.

Po wtóre, liczba obserw acji odnoszących się do okresu transform acji urosła do 10-11 (w nielicznych przypadkach była m niejsza). M ożna stąd m ieć na dzieję, iż efekty m echanizm ów rynkowych ujawniły się w znacznie większej niż dotąd skali, co pozw oliło w pew nej m ierze zrezygnow ać z kalibracji param etrów i zw iększyło dokładność oszacow ań. Tym niem niej, pow inniśm y poddać bada niu stabilność ocen param etrów - to jest odpow iedź na pytanie, czy oceny otrzym ane po dodaniu dw óch obserw acji - pozostały w przybliżeniu takie same, jak otrzym ane na próbie do 1998 r., czy też uległy zm ianom . Będzie też miało istotne znaczenie, czy tow arzyszy temu wysoka, czy niska dokładność oszaco

(14)

wań. Jak zobaczym y dalej , różnice tc nie są na ogół znaczące, a jeśli ju ż w ystę pują, to są aż nadto w yraźne, a sam e oceny są mało dokładne. Przeto na tym etapie badań zrezygnow ano z zastosow ania odpow iednich testów. Nie będziem y natom iast stronić od kom entarzy ekonom icznych tam zw łaszcza, gdzie zm iany occn param etrów m ogą w yrażać zm iany szczególnych czynników , nie uw zględ nionych w rów naniach (zm iany strukturalne).

Specyfikację rów nań stochastycznych om ów im y w kolejności bloków przyjętych w m odelu W8D. Model pozostaje nadal jednosektorow y. M im o to m a dużą liczbę równań stochastycznych. O bjaśniają one popyt finalny z jednej i podaż czynników oraz samej produkcji z drugiej strony. Model zam ykają bloki równań objaśniających ceny i w ynagrodzenia oraz przepływ y finansowe.

2.2. R ów nania popytu finalnego i handlu zagranicznego

Na popyt finalny krajow y składają się: popyt konsum pcyjny gospodarstw dom ow ych, instytucji publicznych oraz popyt inw estycyjny, w tym popyt doty czący przyrostu zapasów.

Funkcja popytu konsum pcyjnego miała w początkow ej wersji m odelu pro stą, statyczną postać: przyjęto, iż popyt, CD,, zależy liniow o od bieżących real nych dochodów osobistych ludności, Y, i otrzym ano ocenę krańcow ej skłonno ści do konsum pcji bliską 0,8. W ydłużenie próby do 1998 r. um ożliw iło jej dynam izację oraz zastąpienie realnych dochodów ogółem przez realne dochody do dyspozycji, YD/S,. Pozwoliło to na uw zględnienie narastającej roli kredytu konsum pcyjnego (netto) jak o dodatkow ego źródła finansow ania popytu, zw łasz cza na dobra trw ałego użytkow ania. Dalsze poszerzenie próby do 2000 r. um oż liwiło uw zględnienie dodatkow ego czynnika, jakim są zasoby pieniężna ludno ści (SA V, ), o czym była mowa w poprzednim rozdziale. W yrazem dynam izacji było w prow adzenie jak o zm iennej objaśniającej opóźnionego popytu konsum p- cyjnego, C,_j, a także opóźnionych - dochodów realnych, K D /S,.,.Tak więc, zastosow ano ECM , co pozw ala interpretow ać wyniki w rozum ieniu hipotezy cyklu życia (life cycle hyphotesis).

U znano także, iż w latach dziew ięćdziesiątych istotnego znaczenia nabrał przyrost oszczędności gospodarstw dom ow ych konkurencyjnych w obec bieżącej konsum pcji. W konsekw encji, jak o kolejną zm ienną objaśniającą, w prow adzono stopę oprocentow ania depozytów , R K F R , , w w yrażeniu realnym . O cenę para metru nadal kalibrow ano, gdyż próby bezpośredniego jej oszacow ania się nie pow iodły. Próba rozciągnięcia w pływ u tej zm iennej na okresy w cześniejsze

(15)

okazała się nieudana: w ysokość oprocentow ania depozytów pozostaw ała przez całe lata stabilna, przy niskiej stopie inflacji.

Dla uw zględnienia występującej w latach poprzedzających rok 1990 nie rów now agi rynkowej (popytu niezaspokojonego) w prow adzono ponadto jak o zm ienną objaśniającą indykator nierów now agi, /1 ,, oparty na relacji głównych w yznaczników popytu (dochody realne) i podaży (por. A. W elfe 1984, gdzie podano zasady budow y tego indykatora). Przyjęto więc, iż dla lat dziew ięćdzie siątych /I , = 0 . Biorąc pod uwagę, że popyt antycypacyjny, w ynikający z ocze kiwanej stopy inflacji, przejaw iał się sporadycznie i raczej na lokalnych ryn kach, z uw zględnienia odpow iedniej zmiennej zrezygnow ano.

W prow adzenie dodatkow ych zm iennych, których zw iązki z popytem kon sum pcyjnym m ają charakter nieliniow y, spow odow ało zastosow anie postaci potęgowej. W yniki podano w tab. 1, zaczerpniętej z cytow anego opracow ania W. Florczaka (2002).

K rótkookresow a elastyczność konsum pcji indywidualnej w zględem docho dów realnych jest rów na 0,4, długookresow a ok. 0,8, natom iast odnośnie do realnych zasobów finansow ych krótkookresow a 0,4 (nieistotna), zaś długookre sowa niew iele w yższa od zera. Przyrost stóp procentow ych o 10% (np. z 20 do 22% ) pociągał za sobą spadek popytu o 0,2%. Popyt nadw yżkow y w ynosił ok. 6 -8 % rozm iarów podaży w najgorszych latach 1981-1982.

Popyt konsum pcyjny został zdefiniow any przyjm ując //, = 0 oraz (78182 = 0 i t/8 3 = 0.

Popyt na dobra konsum pcyjne nabyw ane przez instytucje publiczne, re prezentow any przez spożycie zbiorow e, G, , dotyczy głów nie instytucji finan sow anych z budżetu państwa. Przyjęto zatem , iż zależy on od realnych w ydat ków budżetu na cele bieżące B C C ,, tj. w ydatków nom inalnych, BCCPn po dzielonych przez odpow iedni deflator, P G r U w zględniając, iż po 1990 r. zm ie niła się znacząco struktura w ydatków , a więc zm alał udział dotacji, wzrosło obciążenie z tytułu obsługi długu publicznego oraz dopłat do system u ubezpie czeń, przyjęto, iż elastyczność w ydatków rzeczow ych w zględem realnych bieżą cych w ydatków budżetu uległa p e r saldo zm ianie. K onsekw entnie w prow adzono odpow iednią zm ienną interakcyjną. Z drugiej strony, w yróżniono lata ożyw ienia 1971-1975, w których spożycie zbiorow e, m ając dodatkow e źródła finansow a nia, rosło szybciej.

Spożycie zbiorow e odznacza się dużą inercją, co uw zględniono przez w prow adzenie opóźnionego spożycia zbiorow ego jak o zm iennej objaśniającej.

(16)

Spożycie indywidualne ALOG(C) = A1 + (LOG(C{1})-LOG(YDIS{1})-LOG((SAV{2}+SAV{1})/2))‘(1-U6092)) * A2 + LOG(YDIS{1})* A3 + LOG(YDIS/YDIS{1})* A4 + LOG((SAV{2}+SAV{1}/2)) * (1-Ü6092) * A5 + LOG(((SAV{1}+SAV)/2)/((SAV{2}+SAV{1})/2))*(1-U6092)*A6 + L0G(I1) * A7 + LOG((1+RKFR)/(PC/PC{1})) * (1-U6090) * A8 + U 8182 * A9 + U83 * A10 + U89 * A 11 + U90 * A12

Dane 1 962 -2 0 0 0 D-W 2,0266

Liczba stopni swobody 28 D-W - poziomy 2,1152 Skorygowany R2 0,9051 Mnożnik Lagrange'a 0,0697 Skorygowany R2 - poziomy 0,9979 Test Jarque-Bera 0,0522

MAPE 23,2657 Test Goldfelda-Quandta 0,8377

MAPE - poziomy 1,0104 Test Harveya-Colliera -0 ,6 5 2 4 Suma kwadratów reszt 0,0078 Test DF reszt -6 ,2 0 1 8 Parametr O szacow anie Od. Standard. Statystyka t Poziom istot.

A1 0,380544 0,121601 3,129455 0,004068 A2 -0 ,1 3 2 4 3 6 0,079035 -1 ,6 7 5 6 6 2 0,104938 A3 -0 ,0 2 9 7 3 8 0,010420 -2 ,8 5 3 7 9 5 0,008038 A4 0,401449 0,061990 6,476036 0,000001 A5 -0 ,1 2 9 2 2 9 0,076034 -1 ,6 9 9 6 2 8 0,100286 A6 0,379367 0,312016 1,215859 0,234190 A7 -0 ,0 0 2 1 0 0 0,000841 -2 ,4 9 7 9 8 5 0,018637 A8 -0 ,2 0 0 0 0 0 - - -A9 -0 ,0 7 0 7 5 4 0,017414 -4 ,0 6 3 0 8 8 0,000355 A10 0,049043 0,018917 2,592488 0,014976 A11 -0 ,0 5 5 9 4 8 0,017570 -3 ,1 8 4 2 2 6 0,003544 A12 -0 ,1 3 7 4 0 4 0,021430 -6 ,4 1 1 7 0 6 0,000001 0.1 s 0 .1 0 0.06 0,00 -0.05 -0 ,1 0 -0,1 s -0 ,2 0 1962 1965 1 ЭГО 1975 1080 1985 1990 1905 2000 П П — - a rar ■ _{n u} _U

(17)

Poniew aż w przypadku redukcji dochodów budżetu w pierw szym rządzie w łaśnie spożycie zbiorow e ulega ograniczeniu, w yróżniono lata kryzysu 1980- 1981 oraz rok 1989, w których zm niejszeniu ulegały wydatki rzeczowe budżetu. O kazało się, iż funkcja potęgow a lepiej niż liniowa aproksym uje pow yższą rela cją. W yniki przedstaw iono w tab. 2.2.

K rótkookresow a krańcow a elastyczność spożycia zbiorow ego w zglądem re alnych w ydatków bieżących budżetu była równa 0,11 (w okresie poprzedzają cym lata dziew ięćdziesiąte była o 0,01 wyższa), długookresow a zaś 0,56. Ela styczności te nie różnią sią od otrzym anych na podstaw ie krótszej próby, co w skazuje na stabilność relacji objaśniających zasilanie sfery rządowej.

Popyt na dobra konsum pcyjne ze strony instytucji publicznych w yznaczono, ignorując zakłócenia z okresów kryzysu lat 1980-1981 i roku 1989.

Popyt na dobra inw estycyjne został zdekom ponow any na dw a składniki: popyt na inw estycje w m aszyny i urządzenia podstaw ow e, J V , (głów nie sektor przedsiębiorstw ) oraz w budynki, budow le i inne urządzenia, JJT,. W tym ostatnim przypadku w yróżniono inw estycje przedsiębiorstw , JJTF , , oraz inw e stycje publiczne traktow ane jak o egzogcniczne (dla uproszczenia przyjęto, iż reprezentują je nakłady inw estycyjne z budżetu państw a w w yrażeniu realnym ,

BCJP, / PJTt ). W perspektywie zamierzamy wyodrębnić inwestycje mieszkaniowe.

Specyfikacja równań nakładów inw estycyjnych dotyczy okresów , w których m echanizm y podejm ow ania decyzji inwestycyjnych w ykazują znaczne różnice. Przyjęto jednak, że w całym okresie realizow ała się zasada akceleratora, znaj dująca w yraz w uzależnieniu rozm iarów inwestycji od spodziew anych (plano wanych) przyrostów mocy produkcyjnych. U zasadnia to przyjęcie jak o zm ien nych objaśniających: przyrostu lub poziom u PKB, X , , oraz opóźnionych inwe stycji (por. szeroką argum entację zaw artą w W. W elfe 1992 oraz W. W elfe i A. W elfe 1996). O kazało się, iż w prow adzenie poziom u PKB zapew nia bar dziej stabilne rezultaty, a w szczególności otrzym anie w spółczynników autoregresji niezbyt bliskich jedności, tak jak to miało m iejsce w przypadku użycia przyrostów PKB. U w zględniono również, iż w przypadku w ysokiego stopnia w ykorzystania istniejących mocy produkcyjnych, W K Zn w ystępow ała tenden cja do szybszego inwestowania.

Dla gospodarki transform ow anej w eryfikow ano ponadto hipotezę, iż na de cyzje inw estycyjne w sferze przedsiębiorstw wpływa opłacalność inwestycji. W charakterze podstaw ow ego elem entu realnych kosztów uzyskania przyjęto realną stopę oprocentow ania kredytu długo term inow ego, aproksym ow aną przez stopę refinansow ą, R K F R , , a mianowicie: RKFRR, - (1 + RKFRt /1 0 0 )/

(18)

Spożycie zbiorowe LOG(G) = A1 + LOG(G{1})*A2 + LOG(BCCP/PG) * A3 + LOG(BCCP/PG) * (1-U6090) * A4 + U7175 * A5 + U8081 * A6 + U 8 9 * A7 Dane 1961-2000 D-H 0,3477

MAPE - poziomy 1,0277 Test Harveya-Colliera -0 ,8 6 2 5 Suma kwadratów reszt 0,0091 Test DF reszt -5 ,8 5 3 7 Parametr O szacow anie Od. Standard. Statystyka t Poziom istot.

A1 0,866118 0,137669 6,291296 0,000000 A2 0,803895 0,038256 21,013392 0,000000 A3 0,109301 0,026589 4,110764 0,000245 A4 0,005736 0,001089 5,267462 0,000008 A5 0,026572 0,008336 3,187457 0,003135 A6 -0 ,0 7 4 5 6 3 0,015743 -4 ,7 3 6 1 0 9 0,000040 A7 -0 ,0 4 4 4 5 9 0,017921 -2 ,4 8 0 8 7 3 0,018377

(19)

Modyfikuje ona relację kosztów nabycia dóbr inw estycyjnych do ceny dóbr finalnych, reprezentow aną przez relację odpow iedniego deflatora dóbr inw esty cyjnych do deflatora PKB, P J t l / P X n gdzie i oznacza rodzaj dóbr inw estycyj nych. O statecznie realny koszt uzyskania inw estycji, K U I„ , jest dany wzorem

K U It, = (1 + RKFR, )(PJA, / PJA,_t )(PJ„ / P X , ), gdzie i = V, ITF.

W nowej wersji m odelu uw zględniono ponadto efekty napływ u zagranicz nych inw estycji bezpośrednich, w prow adzając jak o dodatkow ą zm ienną realną w ysokość tych inwestycji SJBUSD, ■ WZLD, / P J j t , gdzie i = V , ITF.

Zw iązki te często byw ają form ułow ane jak o liniowe. W prow adzenie zm ien nych aproksym ujących opłacalność kładzie raczej akcent na nieliniow ość. Stąd zdecydow ano się na w arianty potęgowe. Dodajm y, iż próba przyjęcia jak o zm iennej endogenicznej relacji nakładów inw estycyjnych w zględem środków trw ałych zakończyła się niepow odzeniem . W aktualnej, początkow ej fazie roz w oju rynku kapitałow ego nie podjęto rów nież próby specyfikacji funkcji inw e stycji przy użyciu koncepcji g T o b in a (por. W. W elfe, A. W elfe 1996).

W rów naniu objaśniającym nakłady inw estycyjne na m aszyny i urządze nia, JV n poza wym ienionym i zmiennymi objaśniającym i, uwzględniono zm ien ną w yrażającą efekty substytucji pracy przez aparat produkcyjny, określoną jak o stosunek płac przeciętnych, WBPn do cen dóbr inw estycyjnych, PJVr R ela tyw nie „droższa” praca - zgodnie z tą hipotezą - w ym usza substytucję, a więc dodatkow y przyrost inwestycji.

Nadto należało uw zględnić, iż w niektórych okresach opisane wyżej związki ulegały zakłóceniom . W latach 1972-1975 nastąpiło przyśpieszenie procesów inw estycyjnych, w ynikające z polityki inwestycyjnej tam tego okresu, podobne zjaw isko m iało m iejsce w latach 1995-1996. U w zględniono je przez w prow a dzenie odpow iednich zm iennych zero-jedynkow ych. N atom iast w latach spadku aktyw ności gospodarczej, tj. 1981-1982 oraz w 2000 r., m iało m iejsce niedosza cow ania spadku inwestycji. W yniki te w skazują na niedoskonałość przyjętej specyfikacji. W latach szczytów i załam ań aktyw ności (koniunktury) gospodar czej zm iany rozm iarów inwestycji są głębsze niż poziom u PKB. W ym agać to będzie dalszej przebudow y funkcji inwestycji.

W ydłużenie próby i w zbogacenie specyfikacji rów nania spow odow ały zna czące zm iany, gdy chodzi o oceny efektów akceleracji; w ydają się one być roz sądne. I tak, krótkookresow a elastyczność względem PKB je st rów na 0,6 (gdy poprzednio jed y n ie 0,3), podczas gdy długookresow a 1,4 (gdy poprzednio 0,8). Podobnie efekty zm ian stopnia w ykorzystania potencjału są równe: krótkookre sowe 0,9 (poprzednio 0,4), zaś długookresow e 2,0 (poprzednio 1,1).

Efekt krótkookresow y zm ian kosztów uzyskania inwestycji je st rów ny -0 ,3 , gdy długookresow y -0 ,6 . O bydw ie oceny są bliskie poprzednio uzyskanym .

(20)

W arto przy tym zauw ażyć, iż rozszerzenie próby o osiem ostatnich lat pozw o liło dokładniej oszacow ać w rażliw ość inw estorów na zm iany stóp oprocentow a nia kredytów : je st ona większa, niż początkow o przypuszczano. Efekty substy- tucyjności pracy przez m aszyny są istotne - elastyczność jest bliska 0,2, jest jednak nieco niższa niż w poprzednim w ariancie (0,3). Z agraniczne inw estycje bezpośrednie istotnie w zbogacają nakłady krajow e. Jednakże niska elastyczność bliska 0,03 w skazuje, iż partycypują one w małej skali w przyroście inwestycji rzeczow ych.

Funkcja popytu inw estycyjneyo na m aszyny i urządzenia, J V D ,, ma ana logiczną postać jak pokazano w tab. 2.3.

Popyt inw estycyjny na budow le, budynki oraz inne rodzaje działalności inw estycyjnej w sferze przedsiębiorstw , JJTFn ma specyfikację zbliżoną do powyżej przedstaw ionej, z tym że pom inięto efekt substytucji. W ydłużenie pró by pozw oliło na rezygnację z kalibracji wartości param etru zarów no przy zm iennej w yrażającej stopień w ykorzystania potencjału produkcyjnego, jak i przy kosztach uzyskania inwestycji. W yniki przedstaw iono w tab. 2.4.

R óżnice pom iędzy oszacow aniam i na podstaw ie w ydłużonej próby a w yj ściow ym i są w tym przypadku nieznaczne. K rótkookresow a elastyczność inw e stycji w zględem PKB jest rów na 0,2 podczas gdy w próbie w yjściow ej 0,3 (nie istotna). D ługookresow a elastyczność w zględem PKB je st rów na 1,0 (gdy w próbie w yjściow ej jednak 1 ,5 ), przy w spółczynniku autoregresji rów nym 0,8. W obu przypadkach efekty zm ian w stopniu w ykorzystania potencjału produk cyjnego są odnośnie budynków słabsze niż odnośnie do m aszyn - elastyczność jest rów ne 0,4 (kalibrow ano uprzednio 0,2). Rola kosztów uzyskania, a w szcze

gólności oprocentow ania kredytów długoterm inow ych, okazała się od 1994 r. znacząca. O trzym ano krótkookresow ą elastyczność rzędu -0 ,6 , długookresow ą naw et -2 ,7 (gdy uprzednio kalibrow ano na poziom ie -0 ,2 , co daje w yobrażenie o skali błędów , jak ie m ożna popełnić przy kalibracji a d hoc).

Funkcja popytu inw estycyjnego na budynki i budow le, JIT F D ,, ma postać analogiczną do funkcji przedstaw ionej w tab. 2.4.

R ów nanie przyrostu zapasów , D R,, ma klasyczną postać uwzględniającą: a) popyt w ynikający z przyrostu aktyw ności gospodarczej (m ierzony zm ienną

D X t oraz inercję, reprezentow aną przez opóźniony przyrost zapasów DR,_\ \ b)

popyt zm odyfikow any od 1990 r. o zm iany polegające na dostosow aniu zapasów surow ców (zm niejszenie) i w yrobów gotow ych (zw iększenie) do w arunków gospodarki zrów now ażonej (m ierzone zm ienną W K Z t ). Rezultaty estym acji przedstaw iono w tab. 2.5.

(21)

Nakłady inwestycyjne brutto na maszyny i urządzenia LOG(JV) = A1 + LOG(JV{1}) * A2 + LOG(X) * A3

+ LOG(WBP/8291/PJV) * A4 + LOG(WKZ) * A5

+ LOG(((1+RKFR)/(PJA/PJA{1}))*(PJV/PX))*(1-U6093) * A6 + LOG((SJBUSD*WZLD)/PJV) * (1-U6089) * A7

+ U7275 * A8 + U8182 * A9 + U9596 * A10 + U2000 * A 11

Dane 1 961-2000 D-H 1,2275

Liczba stopni swobody 29 D-W - poziomy 2,2516

Skorygowany R2 0,9947 Mnożnik Lagrange'a 1,4752 Skorygowany R2 - poziomy 0,9934 Test Jarque-Bera 12,3149

MAPE - poziomy 3,5803 Test Harveya-Colliera 3,0253 Suma kwadratów reszt 0,0862 Test DF reszt -5 ,2 4 3 9

Parametr O szacow anie Od. Standard. Statystyka t Poziom istot. A1 -3 ,1 0 0 3 1 4 1,867275 -1,660341 0,107622 A2 0,556024 0,087332 6,366808 0,000001 A3 0,606140 0,198823 3,048637 0,004869 A4 0,185680 0,090536 2,050908 0,049408 A5 0,896502 0,283157 3,166091 0,003618 A6 -0 ,2 6 0 1 4 4 0,114100 -2,279961 0,030147 A7 0,026446 0,010613 2,491798 0,018676 A8 0,155468 0,037343 4,163229 0,000256 A9 -0 ,2 3 6 8 3 4 0,056378 -4 ,2 0 0 8 2 2 0,000231 A10 0,173814 0,048989 3,548039 0,001343 A11 -0 ,1 4 3 4 8 8 0,064492 -2 ,2 2 4 8 8 2 0,034030 Ź r ó d ł o : W. Florczak (2002).

(22)

Nakłady inwestycyjne brutto na budynki i budowle LOG(JJTF) = A1 + LOG(JJTF{1})*A2 + LOG(X) * A3 + LOG(WKZ) * A4 + LOG(((1+RKFR)/(PJA/PJA{1}))*(PJJT/PX)) * (1-U6093) * A5 + LOG((SJBUSD*WZLD)/PJJT) * (1-U6093) * A6

+ (U72+U7981+U82) * A7 + U95 * A8 + U96 * A9

Dane 1 9 66-2000 D-H -0 ,3 2 1 0

MAPE - poziomy 2,7936 Test Harveya-Colliera 2,4199 Suma kwadratów reszt 0,0545 Test DF reszt -6 ,0 6 7 5 Parametr O szacow anie Od. Standard. Statystyka t Poziom istot.

A1 -0 ,4 6 8 4 0 9 0,766412 -0,611171 0,546393 A2 0,779582 0,074582 10,452756 0,000000 A3 0,218104 0,110861 1,967365 0,059896 A4 0,395493 0,101252 3,906044 0,000597 A5 -0 ,6 0 2 8 0 9 0,191899 -3 ,1 4 1 2 9 2 0,004165 A6 0,060079 0,009274 6,478240 0,000001 A7 -0 ,1 4 1 5 8 7 0,025777 -5 ,4 9 2 7 9 3 0,000009 A8 -0 ,4 4 4 0 3 3 0,081148 -5 ,4 7 1 8 6 9 0,000010 A9 -0 ,3 0 5 3 6 2 0,078285 -3 ,9 0 0 6 3 0 0,000605

(23)

P o r o st zapasów DR = A1 + DR{1}* A2 + (X -X {1})*A 3 + W K Z *(1 -U 6 08 9 )* A4 + U82 * A5 + U90 * A6 Dane 1961-2000 D-H -1,5123

Liczba stopni swobody 34 D -W - poziomy 2,4645

Skorygowany R2 0,9755 Mnożnik Lagrange'a 3,1993

Skoi^gowany R2 - poziomy 0,9755 Test ,Jarque-Bera 3,6037

MAPE 29,6739 Test Goldfelda-Quandta 0,4041

MAPE - poziomy 29,6739 Test Harveya-Colliera -1,2878

Suma kwadratów reszt 262748076 Test DF reszt -7,8321

Parametr Oszacowanie Od. Standard. Statystyka ŕ Poziom istot.

A1 2258,037790 1531,738250 1,474167 0,149636 A2 0,851920 0,037590 22,661205 0,000000 A3 0,486850 0,042200 11,535520 0,000000 A4 -10774,273400 2124,839630 -5,070629 0,000014 A5 14454,289190 3038,263260 4,757418 0,000035 A6 15746,179940 3878,979820 4,059361 0,000273

(24)

O szacow ania param etrów nie różnią się w iele od otrzym anych w wersji w yjściow ej, w yjąw szy efekt przyrostu PKB - je st on nieznacznie w yższy (0,49) od uzyskanego poprzednio (0,40), co jest w części kom pensow ane niższym spadkiem zapasów w przypadku przyrostu stopnia w ykorzystania potencjału. Rów nanie to m ożna traktow ać jak o rów now ażne rów naniu popytu na przyrost zapasów .

Krajowy popyt finalny został otrzym any poprzez dodanie do siebie poszcze gólnych składników:

XGD, = CD, + GD, + JAD, + DRD, (2.1)

gdzie: JAD, = J V D , + JJTF, + BCJP, /P J J T F ,.

Dla w yznaczenia popytu finalnego na wyroby krajow e, a więc PKB, nie zbędne jest oszacow anie param etrów równań eksportu i importu.

Popyt zagranicy na eksportow ane w yroby krajow e E D , , zależy od rozm ia ru globalnego popytu zagranicy, aproksym ow anego przez volum en eksportu św iatow ego, H , , oraz od relatyw nych cen eksportu krajow ego w yrażonych w USD, P ED ,, w zględem cen św iatow ych, P H ,. Elastyczność popytu zagrani cy zależy od jakości oferty eksportow ej, która w latach dziew ięćdziesiątych zaczęła w zrastać, co znalazło wyraz w dodatkowym przyroście popytu od 1995 r.

Dla w yznaczenia popytu finalnego na w yroby krajow e, a więc PKB, nie zbędne je st oszacow anie param etrów rów nań eksportu i importu.

Popyt zagranicy na eksportow ane w yroby krajow e ED,, zależy od rozm ia-

©CS

-globalnego popytu zagranicy, aproksym ow anego przez volum en eksportu • św iatow ego, H , , oraz od relatyw nych cen eksportu krajow ego wyrażonych C .W .U S D , PED,, w zględem cen św iatow ych, P H r Elastyczność popytu

zagrani-zależy od jakości oferty eksportow ej, która w latach dziew ięćdziesiątych zaczęła wzrastać, co znalazło wyraz w dodatkowym przyroście popytu od 1995 r.

Z drugiej strony m ożna przyjąć, iż przed 1990 r. w rażliw ość na zm iany cen, zw łaszcza w obrotach z byłym i krajami RW PG, była stosunkow o mała. Stąd uznano, iż do 1980 r. była ona bliska zeru. Nadto ograniczenia podaży dały o sobie najsilniej znać w okresie najgłębszego kryzysu, tj. w 1981 r., stąd do rów nania w prow adzono odpow iednią zm ienną zero-jedynkow ą, t/8 1 ,. Nie p o w iodło się natom iast w prow adzenie indykatorów nierów now agi, a w śród nich zm iennej w yrażającej stopień w ykorzystania potencjału produkcyjnego W KZ,. Szacow ano param etry potęgowej postaci równania. W yniki podano w tab. 2.6.

W yniki oszacow ań praktycznie nie różnią się od otrzym anych w wyjściowej wersji m odelu. Elastyczność „dochodow a” jest w yższa od jedności, przy czym w końcu lat dziew ięćdziesiątych zbliża się do 1,2, elastyczność cenow a zaś jest

(25)

równa -0 ,1 1 , co w skazuje na raczej słabą w rażliw ość zagranicznych im porterów i m ałą efektyw ność cenowej konkurencji w latach transform acji.

R ów nanie popytu zagranicy ED, pokryw a się z podanym w tab. 2.6 z w yjątkiem roku 1981, dla którego przyjęto, iż U 81, = 0 .

T a b e l a 2.6

Eksport według rachunków SNA LOG(E) = A1

+ LOG(H) * A2

+ LOG(H) * U7579 * A3 + LOG(H) * (1-U6094) * A4 + LOG((PE/(WZLD/2.4244))/PH) * (1-U6080) * A5 + U81 * A6 + U95 * A7

Dane 1 965-2000 D-W 2,2010

Parametr O szacow anie Od. Standard. Statystyka t Poziom istot.

A1 1,196022 0,110435 10,830060 0,000000 A2 1,162778 0,014406 80,717112 0,000000 A3 0,016504 0,002160 7,639248 0,000000 A4 0,029417 0,002512 11,711856 0,000000 A5 -0 ,1 1 0 5 3 3 0,042925 -2 ,5 7 5 0 0 3 0,015391 A6 -0 ,1 8 4 6 3 2 0,033798 -5 ,4 6 2 8 5 9 0,000007 A7 -0 ,0 8 9 5 0 5 0,035863 -2 ,4 9 5 7 4 6 0,018506 Ź r ó d ł o : W. Florczak (2002).

(26)

Rów nanie im portu ma specyfikację naw iązującą do rozw iązań klasycz nych. G lobalny popyt na dobra im portow ane zależy od poziom u aktyw ności gospodarczej w kraju, tj. od PKB, X , , oraz relatyw nych cen im portu, repre zentow anych przez stosunek cen transakcyjnych w im porcie, P M ,, do deflatora PKB, P X ,, przy czym zw iązki te są potęgowe. W obec funkcjonow ania przez w iele lat system u dew izow ego lim itow ania im portu przyjęto, iż pełne zaspoko jen ie potencjalnego popytu notujem y dopiero począw szy od 1991 r. (tj. po znie sieniu tego system u), z tym, że w latach osiem dziesiątych, ze w zględu na ogra niczoną dostępność zagranicznych kredytów i następstw a kryzysu, popyt ten był w w iększym stopniu niezaspokojony. Przyjęto także, że pełna w rażliw ość kra jo w ych im porterów na zm iany relatyw nych cen w ystąpiła po 1991 r. W yniki oszacow ań dla funkcji potęgow ej, uw zględniające to założenia przedstaw iono w tab. 2.7.

Elastyczność im portu w zględem PKB jest wysoka i sięga 1,6, nie różniąc się przy tym od w cześniejszych oszacow ań. Dla lat poprzedzających rok 1990 w y nosi 1,56, w latach osiem dziesiątych ok. 1,54. Elastyczność cenow a jest w latach dziew ięćdziesiątych w ysoka, gdy chodzi o w artość bezw zględną, osiągając

-1,76 (gdy przy krótszej próbie -1 ,6 5 ), podczas gdy w latach w cześniejszych w ynosiła -0 ,3 .

Funkcja popytu na dobra im portow ane, M D ,, m iałaby identyczną po stać, jeżeli przyjąć, iż ograniczenia dew izow e w yznaczały efektyw ny popyt na dobra im portow ane. Będzie to jednak w ów czas popyt zdeform ow any wobec „teoretycznego” popytu, jaki przejaw iłby się w w arunkach braku tych ograni czeń. W tym ostatnim przypadku funkcja potencjalnego popytu, M D I |, ma n a stępującą postać, w której zakłada się, iż „norm alny” poziom elastyczności względem PKB jest rów ny 1.6:

MDT, = e x p [-9 ,0 7 7 + 1,614 ln X - 0,256 ln(P M , / P X , ) +

(2.2)

-1 ,5 2 0 In (P M , / P X , )(1 - (76091,)]

Popyt finalny na produkty krajow e, tj. PKB, otrzym ano dodając składniki popytu finalnego krajow ego oraz popyt zagranicy i odejm ując popyt na dobra importowane:

XD, = XGD, + ED, - MD, (2.3)

(27)

Import według rachunków SNA LOG(M) = A1 + LOG(X) * A2 + U8289 * LOG(X) * A3 $ + U6090 * LOG(X) * A4 $ + LOG(PM/PX) + LOG(PM/PX) * A 5 $ * (1-U6091) * A6 Dane 1960-2000 D-W 1,6595

Skorygowany R2 0,9951 Mnożnik Lagrange’a 0,9258 Skorygowany R2 - poziomy 0,9933 Test Jarque-Bera 14,4116

Parametr Oszacowanie Od. Standard. Statystyka 1 Poziom istot. A1 -9 ,0 7 6 6 9 5 0,513020 -17,692681 0,000000 A2 1,614130 0,040687 39,672202 0,000000 A3 -0 ,0 1 7 7 6 5 0,003515 -5 ,0 5 4 6 0 8 0,000014 A4 -0 ,0 4 2 4 1 6 0,005650 -7 ,5 0 6 9 8 8 0,000000 A5 -0 ,2 5 5 9 7 4 0,073942 -3 ,4 6 1 8 0 8 0,001432 A6 -1 ,5 1 9 7 1 8 0,181856 -8 ,3 5 6 7 1 8 0,000000 Ź r ó d I o: W. Florczak (2002).

Inform acje dotyczące rozm iarów oszacow anego popytu w raz z charaktery stykam i popytu nadw yżkow ego podano w bazie danych m odelu (patrz rozdz. I).

(28)

2.2. Równania procesu produkcji

Funkcja produkcji jest podstaw ow ym równaniem opisującym proces pro dukcji. A rgum entam i tej funkcji są czynniki produkcji, tj. środki trw ałe i zatrud nienie oraz zmienne określające poziom techniczny i technologią procesu produkcji.

W yjściow a postać funkcji produkcji odw ołuje się do złożenia długookreso wej jej postaci generującej produkcją potencjalną oraz charakterystyk w ykorzy stania potencjału produkcyjnego (por. W. W elfe 1992). N ajogólniej, przyjm uje sią postać potągową.

X , = B A ,W( A * К , )a ( A ? N ) \ - a W K Z ^ W N fe * ' (2.4)

gdzie:

A * - efekty postąpu technicznego ucieleśnionego w środkach trw ałych, A ? - efekty postąpu technicznego ucieleśnionego w pracujących, A w - efekty ogólnego postąpu wiedzy,

К , - środki trw ałe, ceny stałe, N, - liczba pracujących,

WKZ, - stopień w ykorzystania środków trwałych, m ierzony stopniem w y 

korzystania zm ian,

WN, - stopień w ykorzystania czasu pracy pracujących,

£•, - składnik losowy.

O pis w łasności tej funkcji zastanie poprzedzony charakterystyką rów nań objaśniających kształtow anie sią czynników produkcji, efektów postąpu tech nicznego i charakterystyk stopnia w ykorzystania czynników produkcji.

R ów nanie generujące środki trwałe zostały w yznaczone oddzielne dla dwóch podstaw ow ych składników m ajątku trw ałego produkcyjnego, w yróżnio nych ze w zglądu na różnice w pełnionych funkcjach. Środki trwałe zostały zdekom ponow ane analogicznie do dekom pozycji nakładów inw estycyjnych na m a szyny i urządzenia podstaw ow e w procesie produkcyjnym ( K K M t - stan na koniec roku) oraz budynki, budow le i pozostałe urządzenia ( KKBT\ - stan na koniec roku). Zachodzi tu następująca tożsam ość bilansow a (zapisana dla m a szyn i urządzeń):

(29)

gdzie:

D K K M , - przyrost brutto środków trwałych, którem u odpow iadają inw e

stycje w m aszyny i urządzenia oddane do użytku ( I K M ,) ,

S M - stopa likwidacji maszyn i urządzeń.

Stopą likwidacji przyjęto na poziom ie bliskim oczekiw anej dla w arunków norm alnej eksploatacji S M = 0 ,0 9 , co odpow iadało założeniu ponad 10-letniego przeciętnego okresu użytkow ania m aszyn, stąd:

K K M , = IKM , +0,91 Ш , . , (2.6)

Przyrost brutto stanu posiadania m aszyn i urządzeń, odpow iadający rozm ia rom inwestycji oddanych do użytku, D K K M ,, w yrażono jak o funkcję poniesio nych nakładów inwestycyjnych.

Dla m aszyn i urządzeń przyjęto założenie, iż rozkład wag w rozkładzie opóźnień inw estycyjnych jest hipergeom etryczny. Stosując przekształcenie Koycka w yznaczono inwestycje oddane do użytku jak o funkcję liniow ą inw e stycji opóźnionych o jeden okres oraz bieżących nakładów inw estycyjnych na m aszyny i urządzenia. U w zględniono w yraźnie zakłócenia, w ynikające ze w zględów rachunkow ych, U 80,, lub z niedoszacow ania nakładów , U 96,. W y niki przedstaw iono w tab. 2.8.

K rótkookresow a ocena param etru stającego przy JV, jest rów na 0,2 i nie różni się od otrzym anej dla m odelu wyjściow ego. N atom iast długookresow a sięga 0,7 i jest znacznie niższa od otrzym anej dla krótszej próby (ok. 1), co w y nika z niższej wartości w spółczynnika autoregresji.

Dla budynków i budowli oraz innych urządzeń, KKBTn odznaczających się w ieloletnim cyklem inw estycyjnym , przyjęto znacznie niższą stopę likwidacji

(S = 0,0135), odpow iadającą danym historycznym , jednakże niższą od standar

dów europejskich. Stąd mamy:

KKBT, = KKBT,_i + DKKBT, - 0 ,0 1 3 5 KKBTM =

(2.7) = DKKBT, + 0 ,9 8 6 5 K 0 7 ’„ I

Z tego wzoru w yznaczono (nieobserw ow alne) wartości przyrostu brutto środków trw ałych, tj. inwestycji oddanych do użytku, DKKBT,.

(30)

Przyrost środków trwałych w maszynach i urządzeniach DKKM = A1

+ DKKM{1} * A2 + JV * A3

+ U80 * A4 + U96 * A0005

Dane 1 9 72-2000 D-H -0 ,2 5 8 6

MAPE - poziomy 7,1497 Test Harveya-Colliera 1,7340 Suma kwadratów reszt 72743945 Test DF reszt - 5 ,4 3 8 3

Parametr O szacow anie Od. Standard. Statystyka 1 Poziom istot.

A1 2345,906777 792,209424 2,96122 0,00680343 A2 0,688125 0,1109 6,20494 0,00000206 A3 0,208657 0,085638 2,436492 0,02262228 A4 -7 046,207641 1787,196087 -3 ,9 4 2 6 0 5 0,00060907 A5 7643,000782 1811,075936 4,220144 0,00030168 Ź r ó d I o: W. Florczak (2002).

Inw estycje oddane do użytku zależą od nakładów inw estycyjnych na bu dynki i budow le oraz inne urządzenia, JJTn poniesionych w poprzednich okre sach. Biorąc pod uw agę długość cykli inw estycyjnych i ich szczególny przebieg, przyjęto, iż rozkład opóźnień inw estycyjnych m ożna aproksym ow ać rozkładem Almon. W ykorzystano w tym celu specjalną procedurę zaw artą w pakiecie

(31)

RATS. Po roku 1980 zaobserw ow ano proces w ydłużania się cykli inw estycyj nych z w yraźną zm ianą natężenia po roku 1990. W zw iązku z tym w prow adzono zm ienną zero-jedynkow ą, U 8089,, dla lat dziew ięćdziesiątych, zaś zm ienną sztuczną 77Í9000, neutralizującą skutki zapaści inwestycyjnej roku 1990, przyjm ującą wartości 1,0, 0,72, 0,5, 0,28, 0,08, 0,02, 0,01 i następnie zera, a także zm ienną sztuczną, U 95,.

D ługość m aksym alnego opóźnienia rów ną 6 lat określono na podstaw ie porów nania statystyk obliczonych dla testowanych długości opóźnień z prze działu (4, 8). Jest ona dłuższa o dwa lata niż w modelu w yjściow ym . Jedynie dla w ariantów z założonym i w arunkam i pobocznym i uzyskano oceny dodatnie dla wszystkich param etrów . W w ariantach bez warunku pobocznego otrzym ano ujem ne oceny param etrów rozkładu przynajm niej dla dwóch ostatnich lat.

C harakterystyki zgodności dla szeregów generujących wartości dla budyn ków i budowli D K K B T ) (w cenach 1995 r.) okazały się nie dość wysokie:

DKKBT, = 1401 + 0,257.7/7; +0,224JJT,_{ + 0 tl92JJT,_2 +0,l59JJT„3 + (0,6) (6,3) (7,3) (9,0) (13,7) + 0,127.7/7}_4 +0,094JJT,_S + 0,06\JJT,_6 -3303Ł /8089, -162 83 7 Я 9 0 0 0 , + (6,6) (12) (3,5) (-2 ,3 ) (-5,5) -7495(795,

(-

2

,

0

)

(2.8) R 2 = 0,773 D W = 1,6 Próba: 1963-2000.

Przeciętne wielkości środków trwałych dla danego roku zarów no w przy padku m aszyn i urządzeń, jak i budynków i budowli otrzym ano jak o średnią arytm etyczną ze stanów na koniec i początek roku:

K M , = ( K K M , + K K M , _ \ ) l 2 oraz KBT, - ( K K B T , + Ш Г м ) / 2 (2.9)

a ogólną w ielkość środków trw ałych jako sum ę pow yższych składników:

K , = K M , + K B T I (2.10)

Przy konstrukcji funkcji produkcji używ ano początkow o alternatyw nie dw óch m ierników : środków trwałych obejm ujących jed yn ie m aszyny i