Waldemar FLORCZAK Władysław WELFE”
Wyznaczanie potencjalnego PKB
i łącznej produktywności czynników produkcj
Wprowadzenie
W empirycznej analizie rozwoju gospodarczego podstawowe pytania doty-czą roli głównych źródeł tego rozwoju. W warunkach gospodarki rynkowej, a także transformowanej, gdy chodzi o Polskę, można przyjąć, iż tempo wzro-stu gospodarczego zależyod tempa wzrowzro-stu popytu na produkcję krajową (PKB). Jednakże, wzrost ten staje się możliwy, gdy wodpowiednim stopniu rośnie krajowypotencjał produkcyjny. Ma to m.in. szczególne znaczenie w anali-zach strategii rozwojowej. Zwróćmy także uwagę na to, iż wanalianali-zach śred-niookresowych wahania wstopniu wykorzystania potencjalnego PKB mają istotne znaczenie dla objaśnienia procesówinflacyjnych.
Pierwszym zadaniem, jakie stawiamy sobie w tym opracowaniu jest
odpo-wiedź na pytanie, jak należy mierzyć wielkość potencjalnego PKB, a następ-nie, jak kształtowała się jego dynamika nie tylko w okresie transformacji ustrojowej, ale także w latach wcześniejszych. Podejmujemy zarazem próbę określenia roli recesji podażowejz lat 1980-81 i popytowej z lat 1990-91, gdy chodzi o kształtowanie się dynamiki potencjału produkcyjnego w kontekście nieprzerwanej dynamiki wolumenu środkówtrwałych.
Po wtóre, zamierzamy poddać analizie kolejny dylemat, sprowadzający się do odpowiedzi na pytanie, w jakiej mierze przyrost potencjału gospodarczego wokresie transformacji, a także w latach poprzednich był uwarunkowany
wzro-stem inwestycji i przyrowzro-stem środków trwałych oraz towarzyszącym mu
przy-rostem miejsc pracy, w jakiej zaś efektem szeroko rozumianego postępu tech-nicznego,ij. przyrostu łącznej produktywności środkówtrwałych (total factor produciivity TFP). Czy wokresie minionych dziesiątkówlat rozwój potencjału gospodarczego Polski był zbliżony do krajów dalekowschodnich, wktórych to elekty nie przekraczały 1/3 przyrostu PKB, zaś zdaniem niektórych ekspertów w ogóle były bez znaczenia [Lau 1998], czy też zbliżał się do krajów zachod-nioeuropejskich, w których to krajach uboższych udział ten kształtował się wgranicach 30-40%, czyteż najbardziej rozwiniętych, w których udział TFP
przekraczał 50% przyrostu PKB.
Waldemar Florczak, Władysław Welfe, Wyznaczanie potencjalnego PKB i łącznej 41 Odpowiedź na powyższe pytania zastanie oparta na analizie funkcji pro-dukcji, skonstruowanejdla potrzeb długookresowego modelu gospodarki pol-skiej WSD. Parametry tej funkcji były estymowane na podstawie szeregów czasowych, obejmujących okres ponad 20-letni 1966-1988. Wyniki tych analiz
przedstawiamywkolejności niżej naszkicowanej!.
Funkcje produkcji w modelu WSD gospodarki narodowej Polski W ramachprac nad długookresowym modelem WSD gospodarki polskiej dokonano estymacji parametrówfunkcji produkcji według zasad przedstawio-nych w [W. Welfe, 2000]. Została ona oparta na próbie obejmującej lata 1966-1998, nawiązując do wcześniejszych wersji modelu W8[R. Courbis, W. We-lie, eds, 1999].
Funkcje produkcji stosowane wckonometrycznych analizach wzrostu ma-ją zwykle postać funkcji Cobb-Douglasa, opierama-jąc się na założeniach przyj tych przez [R. Solowa, 1957], a w szczególności, iż funkcja produkcji odzna-cza się stałymi korzyściami skali oraz malejącymi krańcowymi produkcyjnościami środkówtrwałych i pracy, a także ograniczoną substytucyjnością powyższych czynników produkcji. Mamy więc:
X, A, KrNIe W
gdzie: X, - PKB lub wartość dodana w cenach stałych, K, — zasóbśrodków trwałych (w cenachstałych), N; — liczba pracujących, A, — łączna produktyw-ność czynnikówprodukcji (TFP), e, - składnik losowy.
Estymacji parametrówfunkcji (1) dokonujesię, korzystając z założenia o bra-ku efektówskali, przy użyciu wyprowadzonychz tej funkcji — funkcji wydaj-ności pracy bądź funkcji produktywwydaj-ności środków trwałych, po uprzednim zlogarytmowaniu zmiennych i ewentualnym przejściu na pierwsze ich różni-ce dla uwzględnienia niestacjonarności zmiennych. W funkcji (1) wprowadzo-nojednak następujące modyfikacje.
Dla uniknięcia błędówspecyfikacji wynikających z pominięcia efektów za-kłóceń wywołanych czy to gwałtownymi zmianami popytu (np. spadek w la-tach 1991-92), czy to szokami podażowymi(np. ograniczenia dewizowe
rzu-tujące na import zaopatrzeniowy wlatach 1980-81) stosowanesą różne metody.
W badaniach dotyczącychkrajów Dalekiego Wschodu próbowanorozbudować funkcję produkcji (1) o składniki popytu zagranicy (Fagerberg, 1987], [Gapiń. ski, 1996]. Konstrukcja mieszanych popytowo-podażowych funkcji produkcji nasuwajednak wiele zastrzeżeń dotyczących identyfikacji parametrów tych funkcji. Stąd też uważamy za bardziej poprawną rozbudowę funkcji produk-cji (1), przez uwzględnienie charakterystyk stopnia wykorzystania czynników 1. Powstały one w wyniku realizacji projektu KBN nr 1HO2 B 01914.
produkcji tym więcej, że odwzorowują one również efekty szoków podażo-wych [W. Welfe, 1999].
analizach dla Polski wprowadzono dwie takie charakterystyki — wyko-rzystania zmian (WKZ,) i czasu pracy (WN). Okazało się to niewystarczające, wzwiązku z czym dla lat, w których wystąpiły wspomniane wyżej szoki, wprowadzono odpowiednie zmienne sztuczne.
Charakterystyki środkówtrwałych dotyczą na ogół łącznej ich wielkości. W analizach dotyczących Polski wyróżniono dwa warianty — maszynyi urzą-dzenia (KM, pełniące aktywną rolę wprodukcji oraz środki trwałe ogółem
(K,), preferując pierwszy z tych wariantów.
Daneo środkach trwałych dotyczą na ogół średnich stanów w ciągu roku. Ich zmiany nie są więc symetryczne do zmian zatrudnienia, gdyż nie uwzględ-niają m.in. wahań zmianowości. Przeto w analizach dla Polski - średnie sta-ny środkówtrwałych były modyfikowane przez uwzględnienie współczynnika
wykorzystania zmian (WKZ.
efekcie szacowano parametry funkcji wydajności pracy i produktywno-ści środkówtrwałych w dwóch wariantach — dla technicznego uzbrojenia pra-cy w maszyny urządzenia oraz dla środkówtrwałych ogółem. W dalszych analizach wykorzystanojedynie funkcje produktywnościśrodkówtrwałych (oce-ny parametrówtych funkcji, jak zobaczymyniżej, nie różnią się istotnie od ocen parametrówfunkcji wydajności pracy). Oszacowania przeprowadzono na podstawie próbyz lat 1966-1998.
Przedstawiamyponiżej wszystkie otrzymane wyniki z tym, że funkcje wy-dajności pracy i produktywności środków trwałych przedstawiono w taki spo-sób, by wyraźnie wyodrębnićefekty TFP tj. AŻ.
Dla technicznegouzbrojenia pracy w maszyny i urządzenia otrzymano na-siępujące wyniki,
Funkcja wydajności pracy:
Aln (X/N,) = 0.495Aln (KM,WKZJN,) + 0.518 AlnWN,+ AlnA, — 0.091U7981, +
650)
412
a
+ 0.044408384, - 0111090,
r
40
©)
R = 0.857 DW = 2.0 R, = 0.974 DW, = 2.1
3. procesie estymacji korzystanoz dekompozycji A,na efekty ucieleśnione w środkach trwar łych, a zależne od krajowych nakładów na B+R oraz transterów efektów zagranicznych na-Kładów na B-+R,a także ucieleśnione w zatrudnionych tj. efekty kapitału ludzkiego. Miano-wicie efekty kapitału ludzkiego na pracującego połączonoz liczbą pracujących, używając w procesie estymacji zmiennej wyrażającej kapitał ludzki, a nie liczbę pracujących.
43
Waldemar Florczak, Władysław Welfe, Wyznaczanie potencjalnego PKB I funkcja produktywności maszyn i urządzeń:
Aln (X/KM,) = -0.501 Aln (KM,WKZJN,) + 1.075 AlnWKZ, +
6 (aa)
0.558AInWN,+ AlnA, — 0.0900U7981, + 0.0448U8384, -0.107U90, (3)
41) (63) am 64
= 0.848 DW= 2.0 Ri = 0.998 DW, = 1.6
gdzie A, = TFP — efekty postępu technicznego, których specyfikacja została
po-dana w[W.Florczaki in., 2000ai 2000b], oznacza charakterystyki obliczone
dla poziomówzmiennych. W nawiasach podano wartości bezwzględne staty-styki 1-Studenta.
Zmienne zero-jedynkowe wprowadzono dla wyodrębnienia szokówpopyto-wychi podażowych, których to efekty nie zostały należycie odwzorowane przez zmienne wyrażające zmiany stopnia wykorzystania czynników produkcji. Dla technicznego uzbrojenia pracy w środki trwałe ogółem otrzymano
na-stępujące rezultaty:
funkcja wydajności pracy:
Aln (X/N,) = 0.6 Aln (KWKZYN,) + 1.0546 AlnWN, + AlnAK,
-o 50
—0.0814U7982,—0.0761U90,(62) 24) (2)
R=0.771 DW= 1.8 R. 0.959 DW, = 2.1
funkcja produktywności środkówtrwałych ogółem
Aln (X/K,) = —0.0133-0.3810ln (KWKZYN,)+ 1.226 AlNWKZ, +(1) (3) (43)
0.722AINWN,+ Aln, — 0.0999U7981, + 0.034808384, -0.0934U90, (39)42.1) 0.9 4210) 5.0
R2 = 0.870 DW = 2.5 R; = 0.994 DW, 2.2
gdzie AK, TFP dla wariantu z technicznym uzbrojeniem pracy w środki trwałe Tak więc, dla gospodarki polskiej otrzymano następujące oszacowania ela-styczności produkcji względem środków trwałych (a) dla dwóch wariantów — technicznego uzbrojenia w maszyny i urządzenia a 0.50 oraz w środki trwałe ogółem a = 0.62. Elastyczności otrzymane dla pierwszego wariantu są bliższe otrzymywanym w badaniach międzynarodowych.
Na podstawie powyższychfunkcji wyznaczonopotencjalne wielkości PKB, wdwuwariantach. W wariancie 1 przyjęto, iż w okresachrecesji lat 1980-81 oraz 1990-91, w których to odnotowano systematycznywzrostśrodków trwa-łych następował odpowiedni, nieprzerwany przyrost potencjału produkcyjne-go (XMTI). Należało więc z efektywneprodukcyjne-go przyrostu produkcji potrącić nie tyl-ko efekty wahań zmianowości, ale także te efekty szoków, które zostały uchwycone za pomocą zmiennych sztucznych. Tak więc przyjęto, iż WKZ, = 1 oraz przyrównano zmienne zero-jedynkowe U dozera.
W wariancie 2 założono natomiast, iż w okresach recesji i okresach po nich następujących miało miejsce trwałe zmniejszenie stopnia użytkowania posiadanych środków trwałych, czy na skutek braku odpowiednich urządzeń co powodowało wąskie gardła wciągach technologicznych (w wyniku ogra-niczeń importowych w latach 1980-81), czy to trwałego braku rentowności, gdy chodzi o ich eksploatację (recesja transformacyjna). Ograniczono się więc wwariancie tym do przyjęcia WKZ, = 1. Tak wyznaczoną produkcję poten-cjalną oznaczono XMT2. Dynamikę tych wielkości przedstawiono dla okresów pięcioletnich wtablicy1 oraz rocznych narys. 1 (wariant 2, produktywność maszyn).
Wykres 1. Dynamika efektywnego PKB (X) oraz potencjalnego PKB. (XMT2) dla technicznego uzbrojenia w maszyny (mlnzł 1995)
Waldemar Florczak, Władysław Welfe, Wyonaczanie potencjalnegoPKB i łącznej. 45 Tablica 1 Średnie tempa wzrostu (w %) PKB obserwowanego oraz potencjalnego
stopnia wykorzystania potencjału produkcyjnego w latach 1981-2000
PKB Lata
1951-85 198690 1996-2000
- Rzeczywisty 00) «w «8 2a 538
— Potencjalny na podsawie funkcj produktywności maszyn
wariant 1 OAIT1) ns 2a6 2d3 565
wariant 2 OC72) re 030 213 566
stopień wykorzystania poencjału
"wariant 1 GWACTI) 20 am ow 02%
*warant 2 (WAMT2) 2 118 oo 02%
- potencjalny na podstawie funkcji produktywności środków trwalych ogółem
wariant 1 OGRTI) aw s26 234 as7
„wariant 2 OGKT2) 235 135 236 487
sopień wykorzystania poencjału
wariant | (KT) as 0%
wariant2 (WKT2)
43 039
Źródła: Roczniki statystyczne dla roku 1999-2000, prognoza LIFEA [2000] oraz obliczenia własne Wariant drugi wydaje się bardziej realistyczny. Zgodnie z tym wariantem w latach 80. produkcja potencjalna wykazywała nieznaczne dodatnie średnie tempa wzrostu przy niewielkim średnim spadku PKB,czemutowarzyszył sys-tematyczny spadekstopnia wykorzystania mocy produkcyjnych. W okresie pierw-szej połowylat 90. potencjał produkcyjny wyznaczony na podstawie produk-tywności maszyn rósł nieco wolniej, niż efektywna produkcja — w następstw. wystąpiła nieznaczna poprawa stopnia wykorzystania mocy wytwórczych. Nie potwierdza tego rachunek oparty na produktywności środków trwałych ogó-łem. Natomiast w drugiej połowietych lat sytuacja uległa odwróceniu, gdyż wysokiemu przyrostowi PKB towarzyszył szybszy przyrost potencjału, w wy-niku znaczącego przyrostu inwestycji oraz maszyn i urządzeń. W efekcie na-stąpiło powolne zmniejszenie stopnia jego wykorzystania. Natomiast stosując miernik potencjału oparty na analizie produktywności środków trwałych ogó-łem dochodzimy do przeciwnego wniosku. Ponieważ zmiany stopnia wykorzy-stania są w obu przypadkach niewielkie, możemyprzyjąć, iż nastąpiła w tym okresie stabilizacja stopnia wykorzystania mocy produkcyjnych.
Porównania te mogą być mylące ze względu na występowanie z
począt-kiem lat 90.recesji transformacyjnej i spowolnienie wzrostu począwszy od 1998
1. Bardziej adekwatnabyłaby periodyzacja uwzględniająca te zakłócenia. Da-je to nieco odmienny obraz. Mianowicie, na podstawie bardziej szczegółowych szacunków opartych na wariancie 2 (dla produktywności maszyn) możemy przy-jąć, iż w wyniku recesji transformacyjnej spadkowi PKB w latach 1989-1991
0 20% towarzyszyło — mimo nieprzerwanego wzrostu środkówtrwałych — zmniej-szenie efektywnego potencjału produkcyjnego o ponad 9%. Było to
świadec-twem trwałej rezygnacji z użytkowania odpowiedniej jego porcji. Nastąpił
znaczącyspadek stopnia wykorzystania mocy produkcyjnych z 77% w 1989 r. do 68% w1991.
W początkowymokresie ożywienia potencjalny PKBrósł w zbliżonym
tem-pie do zrealizowanego, podobnie też wlatach 1994-97 z tym, że tempa by
wówczas wysokie (PKB 6.3% zaś potencjał 6.4%), w wyniku czego stopień korzystania potencjału nie uległ zasadniczo zmianie. Sytuacja odwróciła się wlatach 1998-2000, kiedyto potencjał — na skutek efektu inwestycji z lat 1995-97 - rósł nadal w wysokim tempie (6.5%), podczas gdy tempo efektyw-nego przyrostu PKB zmalało do 4.7%,co pociągnęło za sobą spadek stopnia wykorzystania mocy produkcyjnych (do 72%).
Tablica 2 Średnie roczne tempa wzrostu (w%) czynników produkcji w latach 1981-2000
Czynnik produkcji Lata
198185 1986.90| 1991.95 1996-2000 Nakłady inwestycyjne brutto na rodki trwale 26 oss ed 12
Środki trwale 256 267 182 483
„Nakłady inwestycyjne brutto na maszyny I urządzenia 514 080 1241 1855
Maszyny i urządzenia 282 408 360 9.65
Pracujący 422 -135 197 102
Źródła: Roczniki Statystyczne, dla roku 2000, prognoza LIFEA [2000] oraz obliczenia własne Przyrost potencjału produkcyjnego był głównie uwarunkowany przyrostem kapitału rzeczowego, wynikającym z rosnących inwestycji w środki trwał połączonym z realizacją postępu technicznego, płynącego głównie z zagrani-cy, ale także z przyrostem kapitału ludzkiego, towarzyszącym fluktuacjom licz-by pracujących. Będzie o tym mowa w odrębnych opracowaniach [W. Flor-czaki in., 2000a oraz 2000b]
Tak więc, w pierwszej połowie lat 90. przyrosty środków trwałych były kompensowane przez spadekliczby pracujących — wefekcie przyrosty poten-cjalnego PKB zależały w znacznej mierze od poprawy efektywności
gospo-darowania. W drugiej połowie przyrosty potencjalnego PKB nieznacznie
przekraczają ważoną sumę stóp wzrostu czynników produkcji (zwłaszcza gdy brać pod uwagę maszyny i urządzenia), wskazując na decydującą rolę tych czynników wzrostu i mało znaczącą rolę przyrostu efektywności gospodaro-wania. Będzie to przedmiotem bardziej szczegółowej analizy w punkcie na-stępnym. Dynamikę powyższych wielkości przedstawiono w tablicy 2 oraz na rys. 213.
Waldemar Florczak, WładysławWelfe, Wyznaczanie potencjalnego PKB i łącznej. 41
Szacunki dynamiki łącznej prod:lą 7 pl ości czynników produkcji
W latach 90. przeprowadzonoliczne badania, mające na celu wyodrębnie-nie łącznychefektówpostępu technicznego zarównowkrajach Dalekiego Wscho-du, OECD,a następnie krajówrozwijającychsię. Początkowo były one prowa-dzone w celu ustalenia, w jakiej mierze przyczyniły się one do znacznego podniesienia stóp wzrostu krajówDalekiego Wschodu, wjakiej zaś mierze by-ło to rezultatem akumulacji kapitału rzeczowegoi połączonego z nim wzro-stu zatrudnienia3. Dynamikę łącznej produktywności otrzymano bądź stosując makroekonomiczny rachunek wzrostu, bądź w wyniku estymacji parametrów funkcji produkcji (1).
Makroekonomiczny rachunek wzrostu polega na tym,iż elastyczności produk-cji względem środków trwałych (a) są kalibrowane, zwykle na poziomie bli-skim udziałowi nadwyżki brutto wwartości dodanej. Były to na ogół
warto-ści z przedziału 0.3-0.44. Następnie szacowano wartowarto-ści wskaźników dynamiki
TFP, tj. zmiennej A,. Uzyskiwano je drogą dzielenia wskaźnikówdynamiki za-obserwowanej produkcji przez wskaźniki dynamiki rozmiarówpotencjalnej pro-dukcji wyznaczonej z funkcji (1), przy uwzględnieniu jedynie podstawowych czynnikówprodukcji tj. środkówtrwałych(K) i liczby pracujących (N), a więc
(AJD AA) =7 X.ANLK,/ KAN, / N.a)t, (4)
co jest równoważne
AlnĄ, = AlnX, — (aAlnX, + (1 — ajAlnN,),
Łatwo zauważyć, iż oszacowanie przyrostu TFP na podstawie (4) zawiera
w sobie błędyszacunku (także nielosowe), na przykład efekty szoków popyto-wych.
W. drugim przypadku bezpośrednio estymowano parametry funkcji pro-dukcji (1), przyjmując, iż A, jest pewną (zwykle wykładniczą) funkcją czasuń. Należy jednak zwrócić uwagę, iż w obu przypadkach przyjmowanona ogół mało realistyczne założenie, że produkcja potencjalna generowana przez funk-cję produkcji zrównujesię z produkcją faktycznie obserwowaną, Jak wspomnia-no wyżej, w nielicznych badaniach [Fagerberg, 1987], [Gapiński, 1996] stara-nosię wprowadzić korekty przez uwzględnienie popytu zagranicy, jako zmiennej generującej efektywny przyrost produkcji.
3. W nielicznych badaniach dokonywano wyodrębnienia kapilału ludzkiego (zwykle na pracują: cego) jako dodatkowej zmiennej. Jest to równoważne wyłączeniu tego elekta z efektów po-stępu technicznego,reprezentowanego przez TFP w ujęciu wyżej przedstawionym.
*__ Jest interesujące,iż oszacowanedla 22 krajów OECDprzeciętne elastyczności produkcji
wzglę-dem kapitału rzeczowego były znacznie wyższe a = 0,458 [Coe, Helpman. 1995] tabl. B2, niezbyt odległe od ocen przez nas otrzymanych dla Polki
*. [Kim and Lau, 1994] zastosowali w tym eela transłogarytmiczną funkcję produkcji, dekom-ponując trendy produktywności pomiędzy czynniki produkcji
Wyniki badań empirycznych, których obszerne omówienie można znaleźć
w [Fagerberg, 1994], [Felipe, 1997], wskazują na występowanie na ogół znaczą-cych efektówpostępu technicznegotj. przyrostu łącznej produktywności czyn-ników produkcji w krajach Dalekiego Wschodu, zwłaszcza w latach 80. i pierw-szej połowie lat 90. Wynikite były wysocezróżnicowane.Dla Singapuru według [Younga, 1995] tempo wzrostu TFP wlatach 1966-1990 średnio ledwie pkraczało 0%, wskazując, iż o wzroście decydowała akumulacja kapitału rze-czowego. Z drugiej strony, dla Korei Pld. i Taiwanu w latach 80. tempa
wzro-stu TFP wynosiły odpowiednio 2.5% oraz 3.3 %, co oznaczało udział w tworzeniu PKB wponad 1/4 w przypadku Korei Płd., zaś ponad 40% odnośnie Taiwanu
[Young, 1995]. Średnie dla lat 1965-90 są o ponad połowęniższe [Kim and
Lau, 1994], co wskazuje na rosnące wczasie znaczenie postępu technicznego
mierzonego TFP*. Bardziej pełny obraz tych efektów podajemy w tab. 3. W połowie lat 90. zostało opublikowane obszerne studium traktujące o sto-pach wzrostu TFP oraz o roli nakładów na R+D wich wyjaśnieniu, dotyczą cepoczątkowokrajów OECD wlatach 1971-1990 [Coe, Helpman, 1995], a
na-stępnie krajów rozwijającychsię [Coe, Helpman, Hoffmaister, 1997]. Wskaźniki
dynamiki TFP oszacowanona podstawie makroekonomicznegorachunku wzro-stu, korzystając z (4). W późniejszym badaniu skorzystano z modelu
gospodar-ki światowej MULTIMOD[Bayoumi, Coe, Helpman, 1999].
Stopy wzrostu TFP przedstawiamy dla krajów będących głównymipartne-rami handlowymiPolski oraz krajów, które w ostatnich dziesięcioleciach po-stawiły na postęp techniczny wrozwoju gospodarczym (tabl. nr 4). Wyniki dla krajówtych, w porównaniuz krajami Dalekiego Wschodu, wskazują na niższe tempa wzrostu TFP połączone z niższymi tempami wzrostu gospodarczego.
Jednakże udział postępu technicznego we wzroście był w krajach OECD
wlatach 1971-1990 znacznie wyższy. Sięgał ok. 60% w najbardziej
nowocze-snych krajach Europy Zachodniej. Wkrajach wchodzących na drogę nowo-czesności udział ten utrzymywał się wgranicach 30-40%. W krajach tych de-cydującą rolę odgrywał przyrost inwestycji w środki trwałe (investment driven growth). Niski udział TFP (14%) w USA wydaje się przejściowy.
Zasługuje na uwagę, iż w okresachrecesji (szokównaftowych) stopy wzro-Stu TFPdla największych krajów świata były niższe, niż w okresach pozosta-łych,co częściowo jest efektem „statystycznym” wynikającym z użycia do ob-liczeń zaobserwowanego PKB,a nie PKB potencjalnego.
Na tym ile zaskakują wyniki dla Polski uzyskane według analogicznej me-todologii. Z wyjątkiem pierwszej połowy lat 70. otrzymano ujemne tempa wzrostu TFP. Jest to głównie wynikiem głębokiego spadku produkcji, a przez to łącznej faktycznej produktywności wlatach 1980-81 oraz 1990. Eliminacja tych efektów przez odniesienie TFP do potencjalnego PKB zmienia obraz za-sadniczo, wskazując,iż ok. 1/4 przyrostu potencjału produkcyjnegozostało osią-gnięte w rezultacie postępu technicznego, przy czym efekty te przypadają
głównie na lata 70-te.
(tpwsepu » ounpod) wojuwprą o1d(40 tusqpud saejrz :(2s1putoq w wqzOj ud) upojosyy ofappojnq myfey spóuwiqów gryd oP$oakzid A qe. Gwopuaooud [rtzpn ;(oaigutor 4 wqzoji wzssokd) 41, isoszk dua) aużs040j * spqul g ozaoqoa Aj 1) uauoż aż oqupodz „, Suzopuaiiwz 20 kofty *(8) uoaoz aż olupodz | GGDLGT TEG I8sZ — -180 -Lę -zwodo 8 T06r0461) 6560) GET sj 608 -sz i 8 wz — sę i HL śory ś GGi6D Grot6 650567) 8 0005 TLSE -8 ST 60rZ GE owcy, = (66861) GEO GEOL 3 LSEE -Lay ś rz -TE z -sound eauoy g [UGDUDW WAUSUCUJ 509% SGD) 5 $646 T9zy -sz EJ sę SS — — -spij, z 663860 1060461) 6673960) | TGEGISGT GERE Ę 9915 612 sz 6ZT z Ę SPI 61 zo 05 dodaj i TG OLET) ś SBLEZWO A -A s| GG | GGALGT ż 9896 i -„topy 3 ao 5 TY E [661]
ź
3 ETablica 4 Średnie stopy wzrostu łącznej fiktycznej produktywności czynników produkcji
(w %) w wybranych krajach OECDw latach 1971-1990.
Średni udział Średnie stopy wzrostu (w S6) w latach TFP
Kraje w stopaach „wzrostu PKB 157650815 [15560 197150 Finlandia 149. 157. 253 S2 Francja 156 122 59. Grecja EMI 075 36 Hiszpania DEI 105 30 Holandia 109 EIO. 5 Jciandia 102. Dr Japonia 250. 221 5 Niemcy Zach LI 04% 35 Porugaiia 350. 036 El St. Zjedn. AP" 035 063 1a W Bnrania 251 0.63 58 „Włochy 3AT 063 IL Polska”) 269 -1.36. >
J.A
045.
36 * faktyczna produktywność,
** potencjalna produktywność środkówtrwałych ogółem, a) wlatach1974-75,
b) wlatach 1974.90
Źródło: [Coe, Helpman,1995],tabl 4.1 oraz obliczenia własne dla Polski
Wspomniane wyniki badań TFP dla Polski zostały oparte na funkcjach pro-dukcji, których parametry zostały bądź skalibrowane, bądź oszacowane na podstawie funkcji produktywności środkówtrwałych (3) oraz (3.
Kalibrując elastyczność produkcji względem środkówtrwałych lub maszyn i urządzeńprzyjęto,iż jest ona równa udziałowi nadwyżki operacyjnej brutto w globalnej wartości dodanej. Dla połowy lat 90. była ona równa a = 0.5. Przyjęto dwa warianty - bez uwzględnienia zmian w stopniu wykorzystania środków trwałych oraz z poprawką na te zmiany, reprezentowaneprzez zmia-ny współczynnika zmianowości (WKZ). Należy podkreślić, iż w obu tych wa-riantach dynamika TFPreprezentuje zmiany faktycznej, łącznej produktywno-ści czynników produkcji, a więc także wynikające z szoków podażowych lub popytowych. W okresach, w których szoki te występowały nastąpił wynikają-cy z powyższych szoków spadek TFP, nie mająwynikają-cy wiele wspólnego z efektami postępu technicznego.
W przypadku natomiast oparcia się na funkcji produktywności środków trwałych, skorzystano z wzoru (4), z oszacowanej wartości PKB (X,)
eliminu-jąc efekty zmian w stopniu wykorzystania czynników produkcji oraz efekty szoków podażowych i popytowych. Dla wariantu z technicznym uzbrojeniem w maszyny i urządzenia, na podstawie (3) mamy
Alną, AlnX, — (0.499Aln(KM, / WKZ,) + 0.501AInN,+ (5)
Tablica 5 „produkcji względem środków trwałych TSża5 15923 15058 159900 1591-55 19600 Maszyny | urządz m » 135 78 23 5% 132 64 14 a= 05 a 1,50 2uwzględnieniem b 5 WKZ 290 w 313 092 „148 158 35 148 wymowa a] 0% -128 16 056 63 087 10 088 al 038 Środki u Kalbrowana a= 05 1AL 59 152 470 67 372 329 3%6 53 9.35 231 104 235 Kalibrowana a= 05 2uwzględn. WKZ 218 91 2080 222 91 » 384 2.82 96 46 114 25 213 12 114 214 stymowana 062 01 036 135 2 075 037 28 9 037 8 027 12 038 Uwaga: udziały 7 wtempach PKB Ści PKB względem dynamiki potencji
go PKB. ano dlawariantów z kalibracją względi
tycznych temp wzrostu, dla estymowanych
Wykres 2. Wskaźniki dynamiki (w %:) potencjalnego PKB dla technicznego uzbrojenia w maszyny 1 urządzenia oraz potencjalnej TFP (1990=1)
PERSEREG iwzi) |--o izztea
Wykres 3. Wskaźniki dynamiki (w %) potencjalnego PKB dla technicznego uzbrojenia w środki trwale ogólem,czynników produkcji oraz potencjalnej TFP (1990=1)
ZPR TE W WE otacza
-ieey
Równanie to odwzorowuje dynamikę potencjalnej TFR, dając wyobrażenie łącznychefektach szeroko rozumianego postępu technicznego.
WaldemarFlorczak, Władysław Wel, Wyznaczanie potencjalnegoPKB i łącznej 53
W podobnysposób wyznaczono(AK,) dla wariantu z technicznym
uzbroje-niem w środki trwałe ogółem.
Tempa wzrostu TFP obliczono dla okresu próby doszacowując je dla lat 1999-2000. W tabl. 5 podajemyich średnie wartości dla omówionychtrzech wariantów zarówno dla okresówpięcioletnich, jak też z wyłączeniem lat, w któ-rych to wystąpiły bądź szoki podażowe, bądź popytowe. Por. też rys. 2 i 3, wktórych podano roczne wartości potencjalnej TFP wyznaczone dla produk-tywności maszyn i urządzeń oraz środków trwałych ogółem.
Zwraca uwagę, iż wyniki otrzymane w rezultacie kalibracji elastyczności,
dotyczące faktycznej produktywności są w wielu przypadkach mylące. W la-tach 90. znacznie przeszacowują efekty wzrostu wynikające z postępu
tech-nicznego, reprezentowane przez potencjalną TFP. Jest to szczególnie widocz-nedla lat 1995-98, gdy nastąpił wysoki przyrost PKB, któremu nie towarzyszył
odpowiedniprzyrost potencjalnej TFP”.
W rzeczywistości udział potencjalnej TFP w przyroście potencjalnego PKB wlatach 1992-94 przekraczał 60% dla produktywności maszyn i zbliżał się do 30% dla produktywnościśrodkówtrwałych ogółem, natomiast w latach 1996--2000 spadł do 14% dla produktywności maszyn, zaś do 8% wprzypadku środkówtrwałych ogółem. W obu tych przypadkach udział ten wyraźnie zma-lał. Świadczyto, iż w okresie transformacji głównym źródłem wzrostu była akumulacja środkówtrwałych w wyniku inwestycji modernizacyjnych i no-wych wsektorze przedsiębiorstw, zwłaszcza w okresie wzmożonego ich
wzro-stu w drugiej połowielat90.
Uwagi końcowe
Nie jest łatwo formułować na podstawie powyższej analizy wnioski odno-Szące się do roli omawianych czynników w przyszłym wzroście gospodarczym Polski w latach 2001-2010, kiedy to spodziewamy się wejścia do UE. Zważyw-szy na spowolnienie tempa wzrostu nakładów inwestycyjnych datujące się od 1998 r. - możnaprzyjąć, iż przewidywananalata najbliższe ok. 4-5% stopa wzrostu potencjalnego PKB będzie osiągana w mniejszym niż dotąd stopniu w wyniku przyrostu środków trwałych. Będzie raczej w znaczącym stopniu wynikiem postępu technicznego reprezentowanegoprzez przyrost potencjalnej
TFB będącej m.in. opóźnionym efektem wysiłku inwestycyjnego, w tym
napły-wu zagranicznych inwestycji bezpośrednich drugiej połowy lat 90. Wyniki analiz symulacyjnych,opartych na prognozach do 2010 r. oraz 2025 r. przed-stawimy w oddzielnych opracowaniach.
7. Podobne, niestety, równie mylące wyniki otrzymał [L. Zienkowski, 2000] dla faktycznej, łącz-nej produktywności czynników produkcji, korzystając z krótszej próby (1986-1998) i opiera-ac się na globalnej warości dodanej (a nie PKB) i kalibrając a = 0.4. Dla lat 1992-94 rocz. na stopa wzrostu faktycznej TFP wyniosła ok. 4% (wg naszych szacunków 3.7%), gdy stopa wzrostu potencjalnej TFP była równa zaledwie 0.8%; dla lat 1995.98 faktyczna TFP rosła wtempie ok. 3% (wg nas 3.3%), natomiast stopa wzrostu potencjalnej TFP zmalała do 0.4%.
Bibliografia
Barro R. [1991], Economic Groih in a Cross-Section of Countries, Quarterly Journal of Eco-nomics, s. 407-443.
BayoumiT., D.T. Coe, E. Helpman[1999], RAD Spillowrs and Global Gronth, Journal of Inter-national Economics, 47, s. 399-428,
Coe D.T.E. Helpman [1995], InternationalRED Spillover, European Economic Review, s. 859-887. Coe D.T. E. Helpman, A. Hoffmaister [1997]. North-South RD Spillovers, The Economic
Jour-nal,_107, s. 134-149.
Diso X, T. Roe, E. Yeldan [1999],Strategie Policies and Growth: an Applied Model of RED Dri-vem Endogenous Growth, Journal of Development Economics. 60, s. 343-380.
Courbis R, W. Welfe (eds.[1999], Central and EastemEurope onits Way to European Union. Simulation Studies Based on Macromodels, P. Lang, Frankfurt
Domański $.R. [1997], Imuestycje w człowieka jako czynnik wzrośtui postęputechnicznego, w:
"Kapitał ludzkijako czynmik wzrostu gospodarczego Polski, RCSS, Rada Społeczno-Gospodar-cza, Warszawa, s. 3-72.
Eaton J.E., Gutierrez and S. Kortum [1998], European Technology Policy, Economic Poli ropean Forum, 97, Blackwell Pub. s. 405-432.
Fagerberg J. [1987], A Tichnology Gap Approachto Wky Growth Buths Differ, Rescarch Policy 16, (24) s. 87-99.
Fagerberg J. [1994], Technologyand Intemational Diferences on GrowthRates, Journal of Eco-nomic Literature,s. 1147-1175.
Felipe J. [1997], Total Factor Productivity Growthin East Asia, A Critical Survvy, Paper presen-ted at the Project LINK Meciing, Kuala-Lumpur 1997, Asian Development Bank, Manila. Florczak W., L. Sabanty, W. Welfe [20003], Nakładyna badania i rozwój (B+R) a produktywność
czynnikówprodukcji. Materialy IEiS UŁ n 9/2000, Łódź.
Florczak W. L. Sabanty, W. Welfe [2000b), Szacunek kapitału ludzkiego jego endogenizacja, Ma-Leriały EiS UŁ nr 11/2000, Łódź.
Florczak W. W. Welfe [2000], Czynniki wzrostugospodarczego wświetle badań dotyczącychdale-kowschodnichrynkówwschodzących(a podstawiefunkcji produkcji), w: W. Ostasiewicz (red. Wyzwania i dylematy stytystyki XXI wieku, Wydawnictwo AE im. Langego, Wrocław, s 65-83. Gapiński J.H. [1996]. Heterogenous Capital, Economic Growthand Economic
Development.Jour-nal of Macroeconomics, 18,s. 561-586.
Griliches Z. [1994], Productivity, RED and the Data Constraint. The American Economic Revue, 84, no I, s. 1-23.
Jones C.1. [1995]. RED Based Models of Economic Growik, Journal of Political Economy. 103, 8. 759-784,
Keller W. [1998], International RAD Spillovers Trade-Related?. Analysing Spillovers among Ran-domy Maiched Trade Partners, European Economic Review, 42, s. 1469-1481.
Kim I.and LJ. Lau [1994], The Sources ofEconomic Growth ofthe East Asian Newly Industia-Jized Countries,Journal of the Japanese and International Economics, 8, s. 235.271 Lau L. [1998], The Sources of East Asian Economic Growth, w: EG. Adams, S. Ichimura (eds),
East Asian Development, Will the East Asian Growth Miracle Survive? Praeger, Westpoint, Conn., London, s. 41-67.
Lee J.W., [1995]. Capital Goods Imports and Long-run Growth, Journal of Development Econo-mis, 48, s. 91-110.
Liberda B., T. Tokarski [1999], Determinanty oszczędności i wzrostu gospodarczego w Polsce wod-niesieniu do krajów OECD, Ekonomista nr 3, s. 249-268.
Mankiw N., D. Romer and D.N. Wcil [1992], A Contribution to the Empiries ofEconomic Growth, Quarterty Journal of Economics, 107, s. 407-438.
Eu-Waldemar Florczak, Władysław Welfe, Wyznaczanie potencjalnego PKB i łącznej... _ 55 Rebelo S. [1991]. Long-nun Policy Analysis and Long-nmGrowth, Journal of Poliical Economy,
99,s 500-521
Romer PM. [1990], Endogenous Technological Change, Journal of Political Economy, 98, s. S71 S102.
Romer PM. [1994], 7he Opigins of Endogenous Growth, Journal of Economic Perspectives, 3, nr 1, 5.3.22.
Solow R. [1957], Jelinical Change and Aggregate Production Function, Review of Economics and Statistics, 39, s. 312-320.
Tokarski T. [1995], Nakłady na badanie i rozwój a wzrost dochodu narodowego i wydajnośćpra-cy, Wiadomości Statystyczne nr 1, s. 33-41
Tokarski T. [1997], Czynniki wzrostu gospodarczego, Wiadomości Statystyczne, nr 3, s. 1-20. Tokarski T. [1999], Uwagi o modelach wzrostu gospodarczego, Studia Prawno-Ekonomiczne, 39.
s MI-150.
Young. A, [1995], Tie Tyranny of Numbers: Confionting the Statistical Realties ofthe East Asian Growth Experience, Quarterly Journal of Economics, s. 641-480
Welfe W.. A. Welle [1996], Ekonometria stosowana, PWE Warszawa.
Welfe W. [1998], Modeling Inflation in Poland, Przegląd Statystyczny, 45, s. 309-329.
Welfe W. [1999],Tie Macroeconomeie Simulation Model WB of the Polish Economy, w: R. Co-urbis, W, Welfe (red.) Central and Eastem Europe on its Way to European Union. Simula-1ion Studies basedon Macromodzls, . Lang, Prankfun, s. 507-582.
Welfe W. [2000], Empiryczne modele wzrostu gospodarczego, Ekonomista, 2.4, s. 483-498. World Development Report 199899, Knowledge for Development [1999], World Bank, Oxford
University Press, New York
Zienkowski L. [2000], Labour and Capital Productivity in Poland, Rescarch Bulletin, RECESS, 9.no 2, s 57-66.
