Skłonność do oszczędzania gospodarstw domowych regionu krakowskiego w świetle teorii dochodowych

Pełen tekst

(1)605. 2002. Akademii Ekonomicznej w Krakowie. Dariusz Fatu³a Katedra Analizy Rynku i Badañ Marketingowych. Sk³onnoœæ do oszczêdzania gospodarstw domowych regionu krakowskiego w œwietle teorii dochodowych 1.. Wprowadzenie. Celem artyku³u jest empiryczna weryfikacja najbardziej znanych w literaturze teorii dochodowych w zakresie wniosków wyp³ywaj¹cych z badañ ankietowych gospodarstw domowych. Badaniami objêto 662 gospodarstwa domowe regionu krakowskiego (by³ego województwa krakowskiego). Zasiêg badania i wielkoœæ próby wynika³y g³ównie z ograniczonych mo¿liwoœci finansowych i organizacyjnych. Próba zosta³a okreœlona na podstawie doboru kwotowego. Cechami ró¿nicuj¹cymi dobór poszczególnych gospodarstw domowych by³y: miejsce zamieszkania, liczba osób w gospodarstwie, wiek i wykszta³cenie g³owy rodziny. W ramach okreœlonych powy¿ej czterech cech gospodarstwa wybierano na zasadzie doboru przypadkowego. Ankieterami byli studenci, którzy sami decydowali o wyborze gospodarstw domowych o podanych cechach. W artykule, oprócz przedstawienia wyników badañ i odniesienia ich do wspomnianych teorii, przeanalizowano tak¿e czynniki, które powodowaæ mog¹ rozbie¿noœci w stosunku do wniosków wynikaj¹cych z teorii.. 2. Sk³onnoœæ do oszczêdzania w teoriach dochodu W literaturze ekonomicznej rozwijaj¹cej teorie funkcji konsumpcji wyró¿nia siê trzy najbardziej znane hipotezy dochodu: absolutnego, wzglêdnego (relatywnego) i permanentnego 1. 1. Por. G. Œwiatowy, Zachowania konsumenckie, Wydawnictwo AE we Wroc³awiu, Wroc³aw 1994, s. 114..

(2) 110. Dariusz Fatu³a. Pojêcie dochodu absolutnego pojawia siê u J.M. Keynesa 2. Ekonomista ten u¿ywa wspomnianej wielkoœci jako zmiennej objaœniaj¹cej dla funkcji konsumpcji. Ujmuje j¹ jako bie¿¹ce dochody w skali rocznej w danym kraju przeliczane na jednego mieszkañca, tak aby wyeliminowaæ wp³yw czynników demograficznych i cenowych. J.M. Keynes wprowadza pojêcie przeciêtnej sk³onnoœci do konsumpcji jako ilorazu wydatków konsumpcyjnych i dochodu oraz krañcowej sk³onnoœci do konsumpcji jako stosunek przyrostu spo¿ycia do przyrostu dochodu. Podsumowaniem tych rozwa¿añ by³o stwierdzenie malej¹cej, wraz ze wzrostem dochodów, przeciêtnej i krañcowej sk³onnoœci do konsumpcji. O ile badania empiryczne dotycz¹ce szeregów strukturalnych gospodarstw domowych (zró¿nicowanie dochodowe gospodarstw) potwierdzaj¹ tê koncepcjê, to jednak badania na szeregach czasowych wykazuj¹, ¿e mimo wzrostu dochodów stosunek ogólnej wielkoœci konsumpcji do dochodu jest wielkoœci¹ w przybli¿eniu sta³¹. Dochód wzglêdny w teorii stworzonej przez J.S. Duesenberry’ego 3 okreœlony jest poprzez subiektywne postrzeganie wielkoœci dochodu ze wzglêdu na wzajemne kontakty gospodarstw domowych. Wed³ug tej teorii gospodarstwa domowe porównuj¹ poziom w³asnej konsumpcji z poziomem konsumpcji s¹siadów, przyjació³, znajomych i konkuruj¹ z nimi w podnoszeniu standardu ¿ycia, zwiêkszaj¹c iloœæ i jakoœæ posiadanych dóbr. Wed³ug J.S. Duesenberry’ego satysfakcja doznawana przez cz³onków gospodarstwa domowego z konsumpcji dóbr jest tym mniejsza, im wiêksze s¹ rozmiary konsumpcji innych gospodarstw. Odczuwana presja na zwiêkszanie wydatków konsumpcyjnych maleje, jeœli dochód gospodarstwa domowego roœnie szybciej od œrednich dochodów w danym œrodowisku. Oszczêdnoœci mog¹ wówczas wzrastaæ zarówno nominalnie, jak i wzglêdnie w stosunku do dochodu. Funkcja wydatków konsumpcyjnych od dochodu sprawdza siê tylko przy jego wzroœcie, przy spadku zaœ wystêpuje tzw. efekt rygla. Gospodarstwa domowe staraj¹ siê utrzymaæ poziom konsumpcji nawet przy spadaj¹cym dochodzie, licz¹c, ¿e jest to spadek przejœciowy. Wed³ug omawianej teorii konsumpcja zale¿y zatem od stosunku bie¿¹cego dochodu do maksymalnego poziomu dochodu osi¹gniêtego w okresie kilku lat poprzednich. Takie zachowania gospodarstw domowych s¹ elementem stabilizuj¹cym gospodarkê w okresach z³ej koniunktury i zmniejszaj¹ amplitudê wahañ cyklicznych4. Koncepcja dochodu permanentnego sformu³owana przez M. Friedmana 5 i rozwiniêta przez M.J. Farrella6 zak³ada, ¿e konsumenci w ramach gospodarstw domowych za dochód uwa¿aj¹ wp³ywy, jakie mog¹ osi¹gn¹æ w ci¹gu ca³ego ¿ycia. Nie. 2. J.M. Keynes, Ogólna teoria zatrudnienia, procentu i pieni¹dza, PWN, Warszawa 1956, s. 110 i nast.. J.S. Duesenberry, Income Saving and the Theory of Consumer Behavior, Harvard University Press, Cambridge 1949, s. 40 i nast. 3. 4. Z. Kamiñski, J. Piasny, H. Szulce, Ekonomika konsumpcji, PWE, Warszawa 1984, s. 65–70.. 5. M. Friedman, A Theory of the Consumption Function, Princeton University Press 1957.. M.J. Farrell, The New Theories of the Consumption Function, „Economic Journal” 1959, vol 69, nr 276, s. 678–696. 6.

(3) Sk³onnoœæ do oszczêdzania gospodarstw domowych.... 111. kieruj¹ siê wiêc poziomem dochodu, jaki uzyskuj¹ w danej chwili, gdy¿ jest on zale¿ny od ró¿nych korzystnych b¹dŸ niesprzyjaj¹cych okolicznoœci. Do analizy potrzebne jest wówczas pojêcie bogactwa obejmuj¹ce zarówno pieni¹dze, papiery wartoœciowe, nieruchomoœci, dobra trwa³ego u¿ytku, bi¿uteriê, jak i kapita³ ludzki, czyli zdolnoœci i kwalifikacje decyduj¹ce o potencjalnych dochodach z pracy. Dochód sta³y jest wielkoœci¹, jak¹ gospodarstwa domowe spodziewaj¹ siê otrzymywaæ z tytu³u bogactwa, i któr¹ uwa¿aj¹ za normaln¹. Dochody incydentalne nie s¹ traktowane jako normalne i nie wywieraj¹ w d³u¿szym czasie ¿adnego wp³ywu na konsumpcjê, zwiêkszaj¹c oszczêdnoœci. F. Modigliani, bêd¹cy zwolennikiem tej koncepcji, uwa¿a jednak, ¿e dochody te wywieraj¹ niewielki wp³yw na konsumpcjê i choæ pocz¹tkowo nie s¹ uznawane za normalne, to jeœli s¹ powtarzalne mog¹ staæ siê trwa³ymi (np. premie, podwy¿ki) i wliczanymi do ogólnego rachunku dochodu. Podobnie uwa¿a J. Tobin, twierdz¹c, ¿e przejœciowy wzrost dochodów nie jest oszczêdzany, ale z regu³y wydatkowany na zakup dóbr wy¿szego rzêdu, w szczególnoœci dóbr trwa³ych 7. Dochód sta³y wyliczany mo¿e byæ przez cz³onków gospodarstw domowych jako œrednia wa¿ona dochodu bie¿¹cego i dochodów z okresów poprzednich. Wagi dotycz¹ce coraz odleglejszych okresów s¹ coraz mniejsze, dla potwierdzenia tezy, ¿e doœwiadczenia niedawne wp³ywaj¹ na nasze prognozy silniej ni¿ okresy dawniejsze. Efektywny wp³yw na reakcje gospodarstw domowych zosta³ okreœlony na oko³o piêæ lat. Podsumowuj¹c, M. Friedman stwierdza na podstawie badañ, ¿e stosunek konsumpcji do dochodu nie zale¿y od wielkoœci i zmian dochodu, lecz od innych czynników, takich jak: stopa procentowa, stosunek dochodu i posiadanego bogactwa, charakterystyki socjologiczne-demograficzne gospodarstwa domowego. Tak ró¿ne definicje dochodu przyczyni³y siê do lepszego zrozumienia funkcjonowania gospodarstw domowych w swym ekonomicznym otoczeniu8, ulepszenia metod badañ empirycznych, wskazania, ¿e oprócz dochodu tak¿e inne czynniki odgrywaj¹ wa¿n¹ rolê w wyjaœnieniu poszukiwanych zale¿noœci. Jednym z nich jest styl ¿ycia, który konsumenci zmieniaj¹ z pewnym opóŸnieniem w stosunku do wzrostu takich czynników, jak dochód9.. 3. Sk³onnoœæ do oszczêdzania a teoria dochodu absolutnego W teorii dochodu absolutnego, sformu³owanej przez J.M. Keynesa, istnieje silna dodatnia zale¿noœæ pomiêdzy wartoœci¹ bie¿¹cych dochodów a wielkoœci¹ poczynionych oszczêdnoœci. W przeprowadzonych badaniach ankietowych na pró7. L. Rudnicki, Zachowania konsumentów na rynku, Wydawnictwo AE w Krakowie, Kraków 1996, s. 60.. Por. C. Bywalec, Dochody ludnoœci krajów Europy Œrodkowo-Wschodniej w okresie transformacji gospodarczej, „Gospodarka Narodowa” 1996, nr 5. 8. 9 Por. S. Mynarski, Wp³yw dochodu i sk³adu osobowego rodziny na wielkoœæ i strukturê jej wydatków, Ossolineum, Wroc³aw 1967, s. 12 i nast..

(4) Dariusz Fatu³a. 112. bie 662 gospodarstw domowych regionu krakowskiego w maju 1998 r., wspó³czynnik korelacji Spearmana pomiêdzy zmienn¹ reprezentuj¹c¹ nominalne dochody i nominalne oszczêdnoœci wynosi 0,59 i jest istotny statystycznie (przyjmuje siê dla wszystkich obliczeñ istotnoœæ statystyczn¹ na poziomie p < 0,05), wspó³czynnik kontyngencji C osi¹ga wartoœæ 0,64. Wzajemn¹ zale¿noœæ tych dwóch wielkoœci przedstawiono w tabeli 1. Wspó³czynnik χ2 Pearsona na poziomie 454 (dla 63 stopni swobody) pozwala odrzuciæ hipotezê o niezale¿noœci zmiennych. Tabela 1. Rozk³ad procentowy rocznych oszczêdnoœci gospodarstw domowych wed³ug miesiêcznych dochodów netto (sumy w kolumnach = 100%; χ2 = 453,84; ss = 63; p = 0,00) Dochody (w zł) Oszczędności (w zł) do 300. 301– 500. 501– 700. 701– 1000. 1001– 1500. 1501– 2000. 2001– 3000. 3001– 5000. 5001– powyżej 10 000 10 000. 0–100 101–300. 25,0 25,0. 27,3 9,1. 26,6 11,6. 11,0 6,1. 6,5 8,3. 6,2 2,1. 3,5 0,9. 2,4 0,0. 0,0 0,0. 0,0 0,0. 301–500 501–1000. 50,0 0,0. 9,1 36,4. 11,6 25,6. 15,9 22,0. 6,5 19,4. 5,5 11,7. 4,4 6,1. 1,2 4,7. 0,0 7,1. 0,0 9,1. 1001–2000 2001–5000. 0,0 0,0. 9,1 9,1. 16,3 2,3. 29,3 12,2. 25,9 26,9. 29,0 37,9. 12,3 39,5. 10,6 29,4. 3,6 10,7. 0,0 9,1. 5001–10 000 Powyżej 10 000. 0,0 0,0. 0,0 0,0. 7,0 0,0. 2,4 1,2. 4,6 1,9. 6,2 1,4. 28,1 5,3. 34,1 17,6. 14,3 64,3. 9,1 72,7. Źród³o: opracowanie w³asne.. Tabela 2. Rozk³ad procentowy stopy oszczêdnoœci gospodarstw domowych wed³ug miesiêcznych dochodów netto (sumy w kolumnach = 100%; χ2 = 462,05; ss = 54; p = 0,00) Stopa oszczędności do 300 (w %). Dochody (w zł) 301– 500. 501– 700. 701– 1000. 1001– 1500. 1501– 2000. 2001– 3000. 3001– 5000. 27,3 9,1 9,1. 25,6 23,3 0,0. 17,1 15,9 22,0. 14,8 25,9 0,0. 13,8 11,7 29,0. 14,9 12,3 0,0. 8,2 10,6 29,4. 0–2,5 2,6–5,5 5,6–8,3. 0,0 33,3 0,0. 8,4–15. 33,3. 0,0. 25,6. 29,3. 25,9. 0,0. 39,5. 15,1–31 Powyżej 31. 33,3 0,0. 45,5 9,1. 16,3 9,3. 0,0 15,9. 26,9 6,5. 37,9 7,6. 28,1 5,3. 5001– powyżej 10 000 10 000 10,7 10,7 14,3. 18,2 9,1 72,7. 0,0. 0,0. 0,0. 51,7 0,0. 64,3 0,0. 0,0 0,0. Źród³o: opracowanie w³asne.. Jeœli jednak zestawiæ dochody ze stop¹ oszczêdnoœci, powsta³¹ z podzielenia œrodków deklarowanych przedzia³ów oszczêdnoœci i dochodów, problem staje siê bardziej skomplikowany. Dla œrodkowych wartoœci dochodu (powy¿ej 500 z³ i po-.

(5) Sk³onnoœæ do oszczêdzania gospodarstw domowych.... 113. ni¿ej 3000 z³) korelacja jest dodatnia, istotna statystycznie i wynosi 0,14. Dla skrajnych wartoœci dochodu (159 przypadków), zarówno niskich, jak i wysokich, korelacja staje siê ujemna (–0,18) i istotna statystycznie. W obu wypadkach wspó³czynnik χ2 oraz kontyngencji C odczytany z tablic wielodzielczych wskazuje na istotn¹ zale¿noœæ zmiennych (tabela 2). Wynika z tego, ¿e przy przeciêtnych dochodach stopa oszczêdnoœci roœnie wraz ze wzrostem dochodów, ale przy dochodach bardzo niskich i bardzo wysokich pod wp³ywem wzrostu dochodu stopa oszczêdnoœci maleje. Mo¿e to wynikaæ z nastêpuj¹cej przyczyny – wzrost niewielkich dochodów powoduje mo¿liwoœæ nabycia d³ugo oczekiwanych i po¿¹danych dóbr konsumpcyjnych, powoduj¹c spadek stopy oszczêdzania. Podobnie przy wysokich dochodach ich dalsze zwiêkszenie daje mo¿liwoœæ nabywania dóbr trwa³ego u¿ytku lub wy¿szego rzêdu, wczeœniej niedostêpnych. Silny popyt wewnêtrzny zarówno na towary konsumpcyjne, jak i dobra wy¿szego rzêdu typu samochody, wycieczki zagraniczne itp. zdaje siê potwierdzaæ to przypuszczenie. Wysokie dochody zwi¹zane s¹ tak¿e z lepszym postrzeganiem przysz³oœci oraz wy¿sz¹ stop¹ podatkow¹, co równie¿ mo¿e prowadziæ do spadku stopy oszczêdzania. Bior¹c pod uwagê ca³¹ próbê (bez wzglêdu na dochody), korelacja pomiêdzy dochodami a stop¹ oszczêdzania jest bardzo niska (0,08) i na granicy istotnoœci statystycznej.. 4. Sk³onnoœæ do oszczêdzania a teoria dochodu wzglêdnego Wed³ug teorii dochodu wzglêdnego sk³onnoœæ do oszczêdzania zale¿na jest od postrzegania w³asnej pozycji materialnej w œrodowisku. Wyniki przeprowadzonych badañ wskazuj¹, ¿e zmienna zawieraj¹ca ocenê w³asnego statusu materialnego respondentów na tle otoczenia jest silnie skorelowana z nominalnymi oszczêdnoœciami (R = 0,46) i s³abiej ze stop¹ oszczêdnoœci (R = 0,23). Obie korelacje s¹ istotne. Przy skrajnych dochodach (poni¿ej 500 z³ i powy¿ej 3000 z³) korelacja statusu materialnego i wielkoœci oszczêdnoœci staje siê silniejsza (R = 0,52), natomiast korelacja ze stop¹ oszczêdnoœci zanika. Dochody w pewnych wypadkach koreluj¹ siê z oszczêdnoœciami i stop¹ oszczêdnoœci, co zosta³o wczeœniej omówione. Ocena statusu materialnego wykazuje korelacjê z dochodami na poziomie R = 0,47. Uwzglêdnienie tego faktu sk³ania do wybrania dochodów jako zmiennej kontrolnej w wypadku korelacji statusu materialnego i oszczêdnoœci. Analiza ze zmienn¹ kontroln¹ „dochody” wskazuje, ¿e zale¿noœæ pomiêdzy statusem materialnym a oszczêdnoœciami pozostaje tylko w dwóch grupach dochodu: 1000–1500 z³ i 1500– 2000 z³. S¹ to œrodkowe grupy dochodu. W pozosta³ych oœmiu grupach (czterech ni¿szych i czterech wy¿szych) zanika. Korelacja i zale¿noœæ statusu materialnego i stopy oszczêdnoœci jest istotna dla trzech œrodkowych grup dochodu (1000– 3000 z³), a zanika dla pozosta³ych wartoœci dochodów. Teoria dochodu wzglêdnego wskazuj¹ca, ¿e „sk³onnoœæ do oszczêdzania jest wzrastaj¹c¹ funkcj¹ pozycji, jak¹ zajmuje dane gospodarstwo w tabeli podzia³u dochodów w stosunku do innych gospodarstw domowych” zosta³a potwierdzona.

(6) Dariusz Fatu³a. 114. jedynie w wypadku œrednich dochodów. Przy dochodach nawet niewiele odbiegaj¹cych od œrednich, zarówno w górê, jak i w dó³, gospodarstwa domowe nie zmniejszaj¹ oszczêdnoœci w celu wyrównania konsumpcji do poziomu otocznia, z którym siê porównuj¹. Inn¹ zmienn¹ ujêt¹ w badaniach, maj¹c¹ zwi¹zek z teori¹ dochodu relatywnego, jest ocena zadowolenia z ¿ycia (tabela 3). Czynniki pozaekonomiczne odgrywaj¹ wówczas wiêksz¹ rolê ni¿ w wypadku statusu materialnego. Pomimo to zmienna ta tak¿e w pewnym stopniu musi byæ zwi¹zana z postrzeganiem warunków ekonomicznych w³asnych i otoczenia. Wskazuje na to najwy¿sza korelacja ze statusem materialnym (0,40), a mniejsza np. z wykszta³ceniem (0,25), dochodami (0,25) i oszczêdnoœciami (0,26). Tabela 3. Rozk³ad procentowy oceny zadowolenia z ¿ycia gospodarstw domowych i ich statusu materialnego (sumy w kolumnach = 100%; χ2 = 276,12; ss = 16; p = 0,00) Zadowolenie z życia Bardzo niskie Niskie Przeciętne Wysokie Bardzo wysokie. Status materialny bardzo zły 37,5 12,5 37,5 0,0 12,5. zły 0,0 22,0 58,0 16,0 4,0. przeciętny 0,5 5,0 61,6 30,1 2,8. dobry 0,0 0,5 32,2 61,2 6,1. bardzo dobry 0,0 0,0 16,6 66,7 16,7. Źród³o: opracowanie w³asne.. Wysoka korelacja zadowolenia z ¿ycia ze statusem materialnym jest jednak w du¿ym stopniu korelacj¹ pozorn¹. Zestawienie tych zmiennych na poszczególnych poziomach dochodu wskazuje, ¿e korelacja zanika we wszystkich grupach oprócz grupy dochodów 2000–3000 z³. W tej grupie korelacja staje siê silna (0,42), a zmienne s¹ zale¿ne, co potwierdzaj¹ wspó³czynniki kontyngencji i χ2. Zale¿noœæ zmiennych tylko w tej grupie dochodowej (pomiêdzy dochodami œrednimi a wysokimi) wskazuje na to, ¿e ludzie czerpi¹ zadowolenie ze swojego statusu materialnego na tle innych gospodarstw domowych, gdy osi¹gaj¹ dochody wy¿sze od przeciêtnych. Przy dochodach niskich i przeciêtnych oraz bardzo wysokich zadowolenie z ¿ycia w mniejszym stopniu zale¿y od sytuacji materialnej rodziny. Skorelowanie zadowolenia z ¿ycia z oszczêdnoœciami, przy wyeliminowaniu wp³ywu dochodu, daje ca³kowity brak korelacji zarówno dla wielkoœci oszczêdnoœci, jak i stopy oszczêdnoœci..

(7) Sk³onnoœæ do oszczêdzania gospodarstw domowych.... 115. 5. Sk³onnoœæ do oszczêdzania a teoria dochodu permanentnego Teoria dochodu permanentnego zak³ada, ¿e na rozdysponowanie dochodów du¿y wp³yw maj¹ okreœlone przewidywania przysz³oœci10. Spodziewanie siê korzystnych zmian odnoœnie do w³asnych dochodów w przysz³oœci powinno, wed³ug tej teorii, powodowaæ zwiêkszenie obecnej konsumpcji, a wiêc relatywnie mniejsze oszczêdnoœci w stosunku do grupy pesymistów11. W przeprowadzonych badaniach zamieszczono pytanie na temat spodziewanych zmian sytuacji ekonomicznej w nastêpnych latach. Wp³yw tej zmiennej na oszczêdnoœci nale¿y rozpatrywaæ tak¿e w kontekœcie innych czynników, a przede wszystkim dochodu. Przewidywanie zmiany sytuacji najsilniej zwi¹zane jest z zadowoleniem z ¿ycia (R = 0,30), nastêpnie ze statusem materialnym (R = 0,24) i niemal jednakowo z wykszta³ceniem, dochodami i oszczêdnoœciami (R = 0,23). Korelacja zmiany sytuacji ze stop¹ oszczêdnoœci (tabela 4) jest niewielka (R = 0,14) i istotna, jednak wskaŸniki kontyngencji i χ2 wskazuj¹ na niezale¿noœæ tych zmiennych. Tabela 4. Rozk³ad procentowy stopy oszczêdnoœci i przewidywanej zmiany sytuacji materialnej gospodarstw domowych (sumy w kolumnach = 100%; χ2 = 30,81; ss = 24; p = 0,16) Stopa oszczędności (w %) 0–2,5 2,6–5,5 5,6–8,3 8,4–15 15,1–21 21,1–31 Powyżej 31. Zmiana sytuacji materialnej pogorszy się wyraźnie 30,0 20,0 13,3 10,0 6,7 13,3 6,7. pogorszy się nieznacznie 27,8 13,9 11,1 13,9 19,4 8,3 5,6. pozostanie bez zmian 15,0 17,9 17,5 17,9 12,8 12,8 6,0. poprawi się nieznacznie 13,5 13,9 14,7 17,1 17,9 15,5 7,2. poprawi się wyraźnie 8,9 11,1 14,4 17,8 28,9 11,1 7,8. Źród³o: opracowanie w³asne.. Mo¿na wiêc wstêpnie stwierdziæ, ¿e przewidywania zmian zale¿¹ najsilniej od obecnego zadowolenia z ¿ycia, które z kolei, jak pokazano wczeœniej, zwi¹zane jest w du¿ym stopniu z czynnikami pozaekonomicznymi. Wp³yw przewidywañ zmian sytuacji na wielkoœæ oszczêdnoœci w poszczególnych grupach dochodu nie potwierdza siê. Co prawda w dwóch najni¿szych grupach dochodowych istnieje niewielka 10 J.C. Mowen, Consumer Behavior, Macmillan, New York 1987, s. 557; G. Rytelewska, A. Szablewski, Oszczêdnoœci w gospodarce rynkowej, „Bank i Kredyt” 1993, nr 4, s. 20. 11. Z. Kamiñski, J. Piasny, H. Szulce, op. cit., s. 67..

(8) 116. Dariusz Fatu³a. ujemna korelacja (wy¿sze oceny przysz³oœci odpowiadaj¹ ni¿szym oszczêdnoœciom), jest ona jednak nieistotna statystycznie, a wskaŸniki kontyngencji i χ2 wskazuj¹ na niezale¿noœæ zmiennych. W wy¿szych grupach dochodowych korelacja jest ju¿ dodatnia, ale jak poprzednio nieistotna, ze wskazaniem na niezale¿noœæ zmiennych. Podobne wyniki dotycz¹ zmiennej okreœlaj¹cej stopê oszczêdnoœci. Kieruj¹c siê najsilniejszym wp³ywem obecnego zadowolenia z ¿ycia na przewidywanie zmian, zastosowano tak¿e zmienn¹ „zadowolenie” jako zmienn¹ kontroln¹ (oprócz dochodu) do sprawdzenia rozpatrywanej zale¿noœci (przewidywanie zmian oszczêdnoœci). Wynik jest tu tak¿e negatywny – brakuje korelacji pomiêdzy wielkoœci¹ oszczêdnoœci i ich stop¹ a przewidywaniami zmian dla wszystkich poziomów zmiennych kontrolnych. Brakuje zatem zale¿noœci pomiêdzy przewidywaniem zmian a oszczêdnoœciami. Równoczeœnie przewidywanie zmian w najwiêkszym stopniu zale¿y od obecnego zadowolenia z ¿ycia, a to z kolei w du¿ym stopniu warunkowane jest czynnikami pozaekonomicznymi. Przytoczone wczeœniej wartoœci wskaŸników korelacji pomiêdzy przewidywaniem zmian a oszczêdnoœciami i ich stop¹ wynikaj¹ tylko z pozornej korelacji. W teorii dochodu permanentnego zak³ada siê, ¿e ludzie dostosowuj¹ swoj¹ konsumpcjê do przewidywanego dochodu w d³u¿szym okresie. Wobec tego osoby z wy¿szym wykszta³ceniem, spodziewaj¹ce siê zmiany sytuacji ekonomicznej na lepsz¹, powinny przy danych dochodach oszczêdzaæ relatywnie mniej ni¿ osoby o ni¿szym wykszta³ceniu, spodziewaj¹ce siê pogorszenia sytuacji ekonomicznej. Dotyczyæ to powinno szczególnie osób m³odych, których kariera zawodowa dopiero siê rozpoczyna. Takie dobranie poziomów zmiennych daje jednak brak zale¿noœci zarówno dla wieku g³owy rodziny do 40 lat, jak i ³¹cznie dla wszystkich grup wiekowych.. 6. Sk³onnoœæ do oszczêdzania a teoria konsumpcji Teoria konsumpcji wskazuje, ¿e mê¿czyŸni czêœciej decyduj¹ o zakupach dro¿szych dóbr trwa³ego u¿ytku, kobiety zaœ czêœciej podejmuj¹ decyzje w wypadku artyku³ów codziennego u¿ytku. Zakup dóbr trwa³ego u¿ytku wymaga czêsto zgromadzenia oszczêdnoœci, co powinno mieæ swoje odniesienie w tym, kto decyduje o wielkoœci oszczêdnoœci. Przeprowadzone badania wykazuj¹, ¿e jeœli oszczêdnoœci roczne gospodarstwa domowego nie przekraczaj¹ 2 tys. z³, decyzjê o ich wielkoœci czêœciej podejmuje kobieta. Przy oszczêdnoœciach powy¿ej 2 tys. z³ decydentem czêœciej jest mê¿czyzna (tabela 5). Zestawienie osoby decyduj¹cej o wielkoœci oszczêdnoœci z kwot¹ miesiêcznego dochodu daje podobne rezultaty. Dla dochodów miesiêcznych gospodarstwa domowego poni¿ej 2 tys. z³ decyzja czêœciej nale¿y do kobiety, przy wy¿szych dochodach do mê¿czyzny. Zale¿noœci te zarówno dla oszczêdnoœci, jak i dochodu s¹ istotne statystycznie. Dla ca³ej próby kobiety podejmuj¹ decyzjê o wielkoœci oszczêdnoœci w 44%, mê¿czyŸni w ok. 41%, wspólne decyzje podejmuje 15% rodzin. Zestawie-.

(9) Sk³onnoœæ do oszczêdzania gospodarstw domowych.... 117. nie osoby decyduj¹cej o wielkoœci oszczêdnoœci ze stop¹ oszczêdnoœci nie wykazuje istotnego zwi¹zku (tabela 6). Tabela 5. Wp³yw osoby decyduj¹cej o wielkoœci rocznych oszczêdnoœci w gospodarstwie domowym (sumy w kolumnach = 100%; χ2 = 33,51; ss = 14; p = 0,00) Roczne oszczędności (w zł) Osoba decydująca Kobieta Mężczyzna Wspólnie. do 100. 101–300. 54,8 31,0 14,3. 68,2 18,2 13,6. 301–500 501–1000 45,0 35,0 20,0. 1001– 2000. 2001– 5000. 5001– 10 000. powyżej 10 000. 52,9 39,7 7,4. 39,2 42,4 18,4. 34,6 48,1 17,3. 21,6 58,8 19,6. 51,9 32,9 15,2. Źród³o: opracowanie w³asne.. Tabela 6. Zestawienia stopy oszczêdnoœci z osob¹ decyduj¹c¹ o ich wielkoœci w gospodarstwie domowym (sumy w kolumnie = 100%; χ2 = 10,88; ss = 12; p = 0,54) Osoba decydująca Kobieta Mężczyzna Wspólnie. Stopa oszczędności (w %) 0–2,5. 2,6–5,5. 5,6–8,3. 8,4–15. 15,1–21. 21,1–31. powyżej 31. 50,6 30,6 18,8. 48,9 38,0 13,0. 44,8 43,8 11,5. 46,5 36,6 16,8. 36,4 49,5 14,1. 39,0 42,9 18,2. 43,2 43,2 13,5. Źród³o: opracowanie w³asne.. Nieprawdziwy by³by zatem wniosek, ¿e kobiety decyduj¹c w tym wzglêdzie oszczêdzaj¹ mniej. W stosunku do dochodu wielkoœæ oszczêdnoœci nie zale¿y od tego, kto decyduje, s³uszne s¹ natomiast spostrze¿enia wynikaj¹ce z teorii konsumpcji, ¿e przy wiêkszych kwotach czêœciej „do g³osu dochodz¹” mê¿czyŸni.. 7. Zakoñczenie Uzyskane dane nie w pe³ni potwierdzaj¹ teoriê dochodu absolutnego. Zwi¹zane to jest zapewne ze specyfik¹ regionu oraz etapem rozwoju polskiej gospodarki. Niewielka zale¿noœæ stopy oszczêdzania od dochodu wynikaæ mo¿e z tego, ¿e przy niskich dochodach nie sposób oszczêdzaæ wiêcej ze wzglêdu na nisk¹ si³ê nabywcz¹ dochodów i relatywnie ma³y fundusz swobodnej decyzji oraz koniecznoœæ utrzymania konsumpcji na okreœlonym poziomie. Przy wy¿szych dochodach istnia³aby mo¿liwoœæ zwiêkszenia stopy oszczêdzania, jednak wówczas gospodarstwa domowe czêœciej nabywaj¹ dro¿sze us³ugi i dobra trwa³ego u¿ytku, którymi nasycenie jest jeszcze du¿o mniejsze ni¿ w pañstwach wysoko rozwiniêtych..

(10) Dariusz Fatu³a. 118. Podsumowuj¹c wyniki badañ w kontekœcie teorii dochodu wzglêdnego, warto powtórzyæ, ¿e potwierdzaj¹ siê jej wnioski tylko w okreœlonych przedzia³ach dochodu. Przy œrednich dochodach gospodarstwa domowe zmniejszaj¹ oszczêdnoœci, tak aby wyrównaæ swój poziom konsumpcji do podobnego z otoczeniem. Zadowolenie z ¿ycia natomiast czerpane jest ze statusu materialnego tylko po osi¹gniêciu nieco wy¿szych dochodów od przeciêtnych. Du¿o wy¿sze dochody ju¿ tej „satysfakcji” nie daj¹. Weryfikacja teorii dochodu permanentnego na podstawie przeprowadzonych badañ nie da³a pe³nego jej potwierdzenia. Przyczyn¹ mo¿e byæ zbyt ma³a próba lub (i) liczba odpowiednich czynników wp³ywaj¹cych w tym zakresie na oszczêdnoœci. Byæ mo¿e znaczn¹ rolê odgrywa czynnik niepewnoœci zwi¹zany z wy¿szymi dochodami, o którym pisz¹ C.D. Carroll i D.N. Weil12. Zapewne wa¿ne s¹ tak¿e warunki ekonomiczne kraju i specyfika regionu krakowskiego. W przeciwieñstwie do pañstw wysoko rozwiniêtych, do których stosuje siê teoria dochodu permanentnego, w Polsce brakuje podobnego nasycenia gospodarstw domowych wieloma przedmiotami trwa³ego u¿ytku. Oszczêdnoœci bie¿¹ce nie zale¿¹ wiêc w znacznym stopniu od przewidywañ, lecz od konkretnych celów ich przeznaczenia na nabycie okreœlonych dóbr. Literatura Bywalec C., Dochody ludnoœci krajów Europy Œrodkowo-Wschodniej w okresie transformacji gospodarczej, „Gospodarka Narodowa” 1996, nr 5. Carroll C.D., Weil D.N., Saving and Growth: A Reinterpretation, NBER, Working Paper, 1993, nr 4470. Duesenberry J.S., Income Saving and the Theory of Consumer Behavior, Harvard University Press, Cambridge 1949. Farrell M.J., The New Theories of the Consumption Function, „Economic Journal” 1959, vol 69, nr 276. Friedman M., A Theory of the Consumption Function, Princeton University Press, Princeton 1957. Kamiñski Z., Piasny J., Szulce H., Ekonomika konsumpcji, PWE, Warszawa 1984. Keynes J.M., Ogólna teoria zatrudnienia, procentu i pieni¹dza, PWN, Warszawa 1956. Liberda B., Oszczêdzanie w gospodarce polskiej wed³ug teorii cyklu ¿ycia, „Ekonomista” 1997, nr 5–6. Mowen J.C., Consumer Behavior, Macmillan, New York 1987. Mynarski S., Wp³yw dochodu i sk³adu osobowego rodziny na wielkoœæ i strukturê jej wydatków, Ossolineum, Wroc³aw 1967. Rudnicki L., Zachowania konsumentów na rynku, Wydawnictwo AE w Krakowie, Kraków 1996. Rytelewska G., Szablewski A., Oszczêdnoœci w gospodarce rynkowej, „Bank i Kredyt” 1993, nr 4. Œwiatowy G., Zachowania konsumenckie, Wydawnictwo AE we Wroc³awiu,Wroc³aw 1994.. 12. s. 47.. C.D. Carroll, D.N. Weil, Saving and Growth: A Reinterpretation, NBER, Working Paper, 1993, nr 4470,.

(11) Sk³onnoœæ do oszczêdzania gospodarstw domowych.... 119. Income Theory and the Propensity to Save of Households in the Kraków Region The first section selects and discusses the best-known income theories in the literature in the context of definitions of the propensity to save. The article moves on to address the results of poll research with reference to propositions arising from the theoretical literature. The observed weak dependence of savings levels on income does not fully confirm the theory of absolute income. This is no doubt connected with factors specific to the region and to the stage of development of the Polish market. In turn, research results confirm relative income theory only for certain income brackets. For permanent income, the results indicate that current savings in the main depend more on the specific uses to which they are to be put than on a person’s assessment of their future income. With respect to income, the level of savings is not dependent on gender. Consumption theory, where it observes that men are more likely to have more influence in the case of large sums, is, nevertheless, borne out..

(12)