Łukasz Postek, Katarzyna Puchalska – Rola czynników strukturalnych w kształtowaniu się wskaźnika płynności gotówkowej polskiego sektora przedsiębiorstw

www.bankandcredit.nbp.pl www.bankikredyt.nbp.pl

Rola czynników strukturalnych w kształtowaniu

się wskaźnika płynności gotówkowej polskiego

sektora przedsiębiorstw

Łukasz Postek*, Katarzyna Puchalska

#

Nadesłany: 16 lutego 2012 r. Zaakceptowany: 28 czerwca 2012 r.

Streszczenie

Przedmiotem artykułu jest rola czynników strukturalnych w kształtowaniu się płynności finansowej polskiego sektora przedsiębiorstw w latach 2002−2008. Skupiono się w nim na wyjaśnieniu źródła dodatniego i stosunkowo mało wrażliwego na wahania koniunkturalne trendu wskaźnika płynności I stopnia, a także rosnącej z upływem czasu wariancji rozkładu płynności. Badanie wskazuje, że czynniki strukturalne stanowią istotną determinantę płynności finansowej przedsiębiorstw, jednak dominują czynniki wewnętrzne, związane z kondycją ekonomiczną oraz indywidualnymi decyzjami i strategiami przedsiębiorstwa, a także czynniki losowe. Wyniki nie dają również podstaw do tego, aby to w czynnikach strukturalnych upatrywać głównego źródła wzrostowego trendu wskaźnika płynności, a także rosnącej wariancji rozkładu płynności finansowej w sektorze przedsiębiorstw. Można wręcz przypuszczać, że gdyby struktura sektora przedsiębiorstw nie podlegała ciągłej ewolucji, wskaźnik płynności sektora mógłby rosnąć szybciej. Istnieją natomiast pewne przesłanki, które pozwalają przypisać czynnikom strukturalnym istotną rolę w wygładzaniu płynności sektora przedsiębiorstw w ramach cyklu koniunkturalnego.

Słowa kluczowe: płynność finansowa, wskaźnik płynności, czynniki strukturalne JEL: D22, G32

* Narodowy Bank Polski, Instytut Ekonomiczny; Uniwersytet Warszawski, Wydział Nauk Ekonomicznych; e-mail: lukasz.postek@nbp.pl.

Ł. Postek, K. Puchalska

46

1. Wstęp

Liczne badania wskazują, że główną przyczyną upadłości i bankructw przedsiębiorstw nie są wcale straty, ale utrata płynności finansowej, a więc zdolności do terminowego regulowania bie-żących płatności i zobowiązań (Czekaj, Dresler 2002, rozdz. 6; por. np. den Haan, Ramey, Watson 1999). Płynność finansowa wykazuje także istotną korelację z perspektywami wzrostu i wielko-ścią przedsiębiorstwa, wysokowielko-ścią jego nakładów inwestycyjnych, specyfiką branżową i sektoro-wą, ładem korporacyjnym, a także wieloma wskaźnikami opisującymi sytuację finansową i ekono-miczną przedsiębiorstwa; por. np. Myers, Majluf (1984); Kaplan, Zingales (1995), Opler i in. (1997), Kim, Mauer, Sherman (1998); Mikkelson, Partch (2003); Almeida, Campello, Weisbach (2004); Baum i in. (2004); Ozkan, Ozkan (2004); Faulkender, Wang (2006); Dittmar, Mahrt-Smith (2007); Harf-ord, Mansi, Maxwell (2008); Denis, Sibilkov (2010) oraz Lins, Servaes, Tufano (2010). W rezultacie obserwacja i analiza płynności finansowej sektora przedsiębiorstw należą do podstawowych narzędzi oceny kondycji gospodarki oraz perspektyw jej wzrostu.

Dla większości obserwatorów życia gospodarczego jednym z głównych źródeł informacji o bieżącej sytuacji płynnościowej przedsiębiorstw są wyniki i komunikaty publikowane przez GUS. W swych cokwartalnych informacjach GUS podaje wartości wskaźników płynności I, II i III stopnia1 _{dla sektora przedsiębiorstw traktowanego jako agregat – jedno przedsiębiorstwo.}

Naj-lepszym miernikiem płynności spośród proponowanych jest wskaźnik płynności I stopnia, na-zywany również wskaźnikiem płynności gotówkowej (por. np. Michalski 2003b). GUS definiu-je ten wskaźnik jako iloraz inwestycji krótkoterminowych do zobowiązań krótkoterminowych, wyrażony w procentach2_.

Ponieważ wskaźnik ten nie mierzy płynności finansowej przedsiębiorstwa w sposób uniwer-salny i kompleksowy3_{, trudno jednoznacznie i precyzyjnie określić jego optymalny poziom. W}

li-teraturze przedmiotu dominuje pogląd, że wskaźnik płynności I stopnia powinien zawierać się w przedziale między 10% a 30%, przy czym jego dokładna pożądana wartość zależy w dużym stopniu od indywidualnych cech przedsiębiorstwa, w szczególności od jego specyfiki branżowej i sektorowej (por. np. Czekaj, Dresler 2002, rozdz. 6).

Jak widać na wykresie 1, miary pozycyjne wskaźnika płynności I stopnia polskiego sektora przedsiębiorstw w latach 2002−2008 charakteryzowały się dodatnim trendem, stosunkowo ma-ło wrażliwym na wahania koniunkturalne. Ponadto wariancja rozkładu płynności zwiększa się z upływem czasu: w przedsiębiorstwach o wysokim wskaźniku płynności I stopnia rośnie on szybciej niż w przedsiębiorstwach o małej płynności.

1 _{Wskaźniki płynności I, II i III stopnia są statycznymi wskaźnikami zabezpieczenia majątkowego. Istnieją także}

wskaź-niki zabezpieczenia dochodowego oraz wskaźwskaź-niki dynamiczne, które należy uznać co najmniej za komplementarne względem wskaźników zabezpieczenia majątkowego. Dokładny pomiar płynności finansowej przedsiębiorstwa wy-maga znajomości danych, których nie ujawnia się w sprawozdaniach finansowych (np. struktury terminowej oraz profila ryzyka poszczególnych kategorii bilansowych). Problem właściwego pomiaru płynności omawia np. Michal-ski (2003a; 2003b; 2003c), wskazując na istotną przewagę wskaźników dynamicznych nad wskaźnikami statycznymi.

2 _{Formalnie wzór ten nie jest w pełni poprawny, w mianowniku powinny się bowiem znaleźć zobowiązania bieżące}

(a nie zobowiązania krótkoterminowe), jednak ze względu na zakres danych zbieranych przez GUS nie ma możli-wości policzenia zobowiązań bieżących i dokonania korekty. Stosunkowo często w liczniku wskaźnika płynności gotówkowej (I stopnia) uwzględnia się jedynie środki pieniężne.

Celem niniejszej pracy jest odpowiedź na pytanie, w jakim stopniu prawidłowości obserwo-wane na wykresie 1 wynikają ze zmian strukturalnych zachodzących w sektorze polskich przed-siębiorstw4 _{(które niekoniecznie oznaczają poprawę sytuacji płynnościowej przedsiębiorstw),}

a w jakim stopniu są rezultatem procesów zachodzących wewnątrz przedsiębiorstw (tj. faktycznej poprawy sytuacji płynnościowej). Innymi słowy badanie poświęcone jest roli czynników struktu-ralnych w kształtowaniu płynności finansowej przedsiębiorstw. Ma ono rozstrzygnąć:

1. Czy rosnąca z czasem wariancja rozkładu płynności wynika ze specyfiki działalności przed-siębiorstw o najniższej i najwyższej płynności, czy odzwierciedla – niezależnie od tej specyfiki – ich zróżnicowaną sytuację ekonomiczną (por. tabela 1)?

2. W jakim stopniu trend wzrostowy wskaźnika płynności I stopnia obliczonego dla całego sek-tora przedsiębiorstw wynika ze zmiany kondycji płynnościowej przedsiębiorstw, a na ile ze zmian strukturalnych, polegających na przesunięciach udziałów w populacji przedsiębiorstw różniących się poziomem płynności?

Jak wspomniano, analiza płynności finansowej przedsiębiorstw stanowi jedno z podstawo-wych narzędzi oceny kondycji gospodarki oraz perspektyw jej wzrostu. Postawione pytania doty-czą natomiast interpretacji kształtowania się wskaźnika płynności finansowej I stopnia w latach 2002−2008.

Rozstrzygnięcie przedstawionych wątpliwości jest także ważne dla pełnego wyjaśnienia deter-minant płynności finansowej przedsiębiorstw. Można wskazać trzy podstawowe grupy czynników, które wpływają na jej poziom:

4 _{O ile nie zaznaczono inaczej, dane wykorzystane w niniejszym badaniu pochodzą z formularzy F-01/I-01 GUS}

i dotyczą wszystkich sekcji wg schematu klasyfikacji PKD z wyłączeniem działalności finansowej i ubezpieczenio-wej, rolnictwa, leśnictwa, łowiectwa i rybactwa oraz szkół wyższych. Ze względu na zmiany w formularzach oraz schemacie PKD dane obejmują jedynie lata 2002−2008.

Wykres 1

Wskaźnik płynności I stopnia w sektorze przedsiębiorstw (od 50 pracowników) w latach 2002−2008

Źródło: obliczenia na podstawie danych F-01/I-01 GUS. 0 10 20 30 40 50 60 70 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 1. kwartyl Mediana 3. kwartyl Dla całego sektora (agregat) Oszacowane linie trendu

Ł. Postek, K. Puchalska

48

1) czynniki strukturalne, związane ze specyfiką prowadzenia działalności wspólną dla pewnej klasy przedsiębiorstw np. o zbliżonym profilu branżowym, sektorowym lub prawnym,

2) czynniki wewnętrzne, związane z kondycją ekonomiczną przedsiębiorstwa, uwarunkowaną zarówno indywidualnymi cechami jednostki, jak i otoczeniem makroekonomicznym,

3) czynniki wewnętrzne, związane z decyzjami i strategiami przedsiębiorstwa w zakresie in-westycji, struktury finansowania, podejmowania ryzyka itp., a także zdarzeniami losowymi.

Wyróżnienie i zidentyfikowanie wymienionych grup czynników wydaje się intuicyjnie proste i zrozumiałe. W literaturze przedmiotu niewiele miejsca poświęca się jednak ocenie relatywnego znaczenia poszczególnych grup czynników dla kształtowania się płynności finansowej przedsię-biorstw. Przeważają statyczne badania panelowe, koncentrujące się na wskazaniu istotnych staty-stycznie determinant poziomu płynności. Na dalszym planie pozostaje kwestia ich relatywnego wpływu na zmiany płynności w czasie. Można przypuszczać, że wynika to z praktycznych trud-ności z identyfikacją wpływu poszczególnych czynników, związki między nimi nie są bowiem jednokierunkowe i bezpośrednio obserwowalne.

Niniejsza praca wypełnia zasygnalizowaną lukę, określając rolę wymienionych czynników w kształtowaniu płynności finansowej sektora przedsiębiorstw. Stanowi również wstęp do bardziej wnikliwego badania panelowego, które byłoby w stanie ująć kompleksowo problematykę czynni-ków kształtujących płynność finansową przedsiębiorstw.

Struktura pracy jest następująca. W części drugiej przeanalizowano przyczyny rosnącej wa-riancji rozkładu płynności z wykorzystaniem analizy regresji. Część trzecią poświęcono dekom-pozycji zmian wskaźnika płynności I stopnia na zmiany o charakterze strukturalnym oraz we-wnętrznym. W części czwartej podsumowano wyniki badania oraz przedstawiono najważniejsze wnioski.

Tabela 1

Podstawowe wskaźniki finansowe w grupie przedsiębiorstw o niskim i wysokim wskaźniku płynności I stopnia   2002 2008 wskaźnik poniżej 1. kwartyla wskaźnik powyżej 3. kwartyla wskaźnik poniżej 1. kwartyla wskaźnik powyżej 3. kwartyla

Wskaźnik rentowości netto -3,2 2,4 2,8 10,1

Wskaźnik ROA -4,7 2,0 1,8 7,5

Wskaźniki ROE -26,1 2,9 5,4 10,5

Relacja inwestycji do aktywów 6,2 5,8 9,4 6,2

Wskaźnik ogólnego zadłużenia 81,8 30,8 67,1 29,1

Relacja kredytu do aktywów 20.1 6.9 19.4 3.7

2. Wariancja rozkładu płynności

2.1. Strukturalne zróżnicowanie płynności

W zdecydowanej większości opracowań poświęconych analizie finansowej przedsiębiorstw podkreśla się, że wprawdzie wskaźnik płynności I stopnia powinien zawierać się w przedziale 10−30%, jednak zawsze należy brać pod uwagę specyfikę działalności przedsiębiorstwa, która mo-że modyfikować te wartości. Mediany deklarowanych przez przedsiębiorstwa w ankiecie rocznej NBP minimalnych i optymalnych poziomów wskaźnika płynności I stopnia5 _{(wykres 2)}

rzeczywi-ście są bardzo zróżnicowane.

Mediana faktycznego poziomu wskaźnika płynności I stopnia w relacji do deklarowanych war-tości minimalnych i optymalnych (wykres 2) wskazuje również, że niektóre przedsiębiorstwa bo-rykają się z problemem zbyt niskiej płynności (w szczególności handel, państwowe osoby prawne oraz eksporterzy), podczas gdy inne znajdują się bliżej optimum lub wręcz wykazują nadpłyn-ność (własnadpłyn-ność samorządowa). Obserwowane różnice między deklarowanymi poziomami wskaź-nika płynności I stopnia mogłyby więc wywskaź-nikać nie tyle ze specyfiki działalności przedsiębiorstw z poszczególnych klas, ile z ich odmiennej kondycji ekonomicznej. Dane z wykresu 3 nie pozwalają jednak na sformułowanie takiego wniosku – przedsiębiorstwa o zbyt niskiej płynności nie zawsze są w złej kondycji ekonomicznej (i na odwrót).

5 _{Minimalny poziom wskaźnika płynności I stopnia został zdefiniowany jako taki poziom, przy którym nie występują}

problemy z terminową obsługą zobowiązań. W formularzu ankiety celowo nie zdefiniowano natomiast optymalnego wskaźnika płynności, który według teorii finansów i ekonomii trudno precyzyjnego określić. Deklarowane przez przedsiębiorstwa optymalne wskaźniki płynności należy więc interpretować ostrożnie (zauważono np. tendencję do zaokrąglania deklarowanych wartości).

Wykres 2

Mediany deklarowanych minimalnych, optymalnych oraz faktycznych wskaźników płynności I stopnia

Źródło: obliczenia na podstawie danych z ankiety rocznej NBP za 2009 r. 0 20 40 60 80 100 % PRÓBA Budownictwo Handel Przemysł Pozostałe usługi 2000 i więcej 500-1999 250-499 50-249 do 50 Skarb Państwa Państwowa

osoba prawna Samorządowa osoba prawna

Pryw atna krajowa Z kapitałem zagranicznym Eksporter

wyspecjalizowany Eksporter niewy-specjalizowany Nieeksporter Sekcja PKD Zatrudnienie Forma własności Eksport Przedział między minimum a optimum

•

•

•

•

•

• • •

• • • •

•

• • • •

•

Stan bieżący

•

Ł. Postek, K. Puchalska

50

Wykres 3

Odsetek przedsiębiorstw oceniających swoją sytuację ekonomiczną jako dosyć dobrą i bardzo dobrą

Źródło: obliczenia na podstawie danych z ankiety rocznej NBP za 2009 r.

Można zatem oczekiwać, że specyfika działalności stanowi istotną determinantę poziomu płyn-ności finansowej przedsiębiorstwa, a zróżnicowanie obserwowane na wykresie 2 ma w dużej mierze podłoże strukturalne. W związku z tym istnieją poważne przesłanki, aby rosnącą z upływem czasu wariancję rozkładu płynności (por. wykres 1) postrzegać – przynajmniej częściowo – jako struktu-ralne zróżnicowanie płynności. Specyfika działalności sprawia, że niektóre przedsiębiorstwa mają za małą płynność, a inne muszą stale zarządzać nadwyżką środków pieniężnych. Nie oznacza to jed-nak, że kondycja ekonomiczna tych pierwszych musi być zawsze wyraźnie gorsza6_.

2.2. Metodyka badania

W celu wyodrębnienia wpływu poszczególnych czynników na rosnącą wariancję rozkładu płynno-ści dla każdego kwartału z lat 2003–2008 przeprowadzono po trzy regresje na próbie przekrojowej7_:

i i i i i _{c αA B} α β β ε ε ε Z I = = = = = = → → → → → → → → → = + + + + + + + + + i i i i _{c A} Z I i i i i _{c B} Z I 2 ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 2 ( 2 ) 1 ( 2 ) 2 1 ( R R R R R , ₂ ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 3 ( 2 ) 1 ( 2 ) 3 1 ( R R R R R 2 ) 2 ( R 2 ) 2 1 ( R i A1, –A,5i 2 ) 2 1 ( R 2 ) 1 . 2 1 ( R , 2 ) 2 . 2 1 ( R , 2 ) 3 . 2 1 ( R , 2 ) 4 . 2 1 ( R 2 ) 5 . 2 1 ( R ) 2 2 )( ( ) 2 2 )( ( , , , , , , , , 4 , 4 , , , 1 4 4

∑

∑

j j t j t j j t t j J j t t j t j t j t j t j J j j=1 t t t t Z I Z I Z Z Z Z Z Z Z Z Z I Z I Z I Z I 1 t (T ) 1( t ) – – – – – – t–4 4 t– t–4 4 t– t–4 4 t– – + + – + (1) i i i i i _{c αA B} α β β ε ε ε Z I = = = = = = → → → → → → → → → = + + + + + + + + + i i i i _{c A} Z I i i i i _{c B} Z I 2 ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 2 ( 2 ) 1 ( 2 ) 2 1 ( _{R R} R R R , ₂ ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 3 ( 2 ) 1 ( 2 ) 3 1 ( _{R R} R R R 2 ) 2 (

R

2 ) 2 1 (

R

i A1, –A,5i 2 ) 2 1 ( R 2 ) 1 . 2 1 ( R , 2 ) 2 . 2 1 ( R , 2 ) 3 . 2 1 ( R , 2 ) 4 . 2 1 ( R 2 ) 5 . 2 1 ( R ) 2 2 )( ( ) 2 2 )( ( , , , , , , , , 4 , 4 , , , 1 4 4

∑

∑

j j t j t j j t t j J j t t j t j t j t j t j J j j=1 t t t t Z I Z I Z Z Z Z Z Z Z Z Z I Z I Z I Z I 1 t (T ) 1( t ) – – – – – – t–4 4 t– t–4 4 t– t–4 4 t– – + + – + (2) 6 _{Wyniki ankiety rocznej NBP za 2009 r. wskazują, że przedsiębiorstwa o niskiej płynności zarządzają nią}

aktyw-niej niż przedsiębiorstwa o wysokiej płynności. Przejawia się to m.in. częstszym wykorzystywaniem instrumentów i usług finansowych do tego przeznaczonych, planowaniem przepływów pieniężnych, zarządzaniem terminami płat-ności oraz czasem ściągania należpłat-ności i spłaty zobowiązań, a także sprzedażą zbędnego majątku.

7 _{Ze względu na bardzo wysoką wariancję zmiennej objaśnianej w niektórych kwartałach – wynikającą z okresowego}

pojawiania się pojedynczych jednostek o wskaźnikach płynności I stopnia sięgających kilku tysięcy – w każdym kwartale próbę ograniczono do 99. percentyla. Eliminacja obserwacji nietypowych lub błędnych na podstawie od-chylenia standardowego nie zmienia istotnie uzyskanych wyników.

0 20 40 60 80 100 % PRÓBA Budownictwo Handel Przemysł 500-1999 250-499 50-249 do 50 Dosyć dobra

Sekcja PKD Zatrudnienie Forma własności Eksport Bardzo dobra

Skarb Państwa

Państwowa

osoba prawna Samorządowa osoba prawna

Pryw atna krajowa Z kapitałem zagranicznym Eksporter wyspecjalizowany Eksporter niewyspecjalizowany Nieeksporter Pozostałe usługi 2000 i więcej

i i i i i _{c αA B} α β β ε ε ε Z I = = = = = = → → → → → → → → → = + + + + + + + + + i i i i _{c A} Z I i i i i _{c B} Z I 2 ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 2 ( 2 ) 1 ( 2 ) 2 1 ( _{R R} R R R , ₂ ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 3 ( 2 ) 1 ( 2 ) 3 1 ( _{R R} R R R 2 ) 2 (

R

2 ) 2 1 (

R

i A1, –A,5i 2 ) 2 1 ( R 2 ) 1 . 2 1 ( R , 2 ) 2 . 2 1 ( R , 2 ) 3 . 2 1 ( R , 2 ) 4 . 2 1 ( R 2 ) 5 . 2 1 ( R ) 2 2 )( ( ) 2 2 )( ( , , , , , , , , 4 , 4 , , , 1 4 4

∑

∑

j j t j t j j t t j J j t t j t j t j t j t j J j j=1 t t t t Z I Z I Z Z Z Z Z Z Z Z Z I Z I Z I Z I 1 t (T ) 1( t ) – – – – – – t–4 4 t– t–4 4 t– t–4 4 t– – + + – + (3) gdzie:

i – indeks jednostki (przedsiębiorstwa);

Ii – inwestycje krótkoterminowe;

Zi – zobowiązania krótkoterminowe;

Ai – wektor zmiennych strukturalnych, do których – z uwzględnieniem dostępności danych

oraz wniosków płynących z literatury przedmiotu – zaliczono: − dział wg schematu klasyfikacji PKD – A1,i– 50 klas,

− wielkość zatrudnienia – A2,i – 5 klas,

− udział przychodów z eksportu w przychodach ogółem –A3,i – 3 klasy, − formę własności – A4,i – 6 klas,

− formę prawną – A5,i – 8 klas;

Bi – wektor zmiennych związanych z kondycją ekonomiczną przedsiębiorstwa, do których

zaliczono:

− wskaźnik ROA, − wskaźnik ROE,

− wartość funkcji Z modelu Altmana (1983)8_,

− wartość funkcji Z modelu Mączyńskiej (1994),

− wartość funkcji Z modelu Hołdy (2001),

− wartość funkcji FD „modelu poznańskiego” (Hamrol, Czajka, Piechocki 2004),

− wartość funkcji dyskryminacyjnej Z modelu Gajdki i Stosa (1996).

Ostatnich pięć zmiennych to wartości funkcji dyskryminacyjnych, które mają własności pro-gnostyczne i pozwalają oszacować prawdopodobieństwo upadku lub bankructwa przedsiębiorstwa w określonym czasie na podstawie głównych wskaźników finansowych. Zmienne te często uznaje się za syntetyczne mierniki kondycji ekonomicznej przedsiębiorstwa. Wybór konkretnych mode-li został podyktowany ich dużą popularnością w mode-literaturze przedmiotu. Ponieważ zmienne 3-7 służą podobnym celom, pomiędzy wartościami ich funkcji dyskryminacyjnych występuje silna korelacja. Korelacja ta nie jest jednak pełna, a więc każdy model zawiera pewien zakres informa-cji, którego nie uwzględniają pozostałe modele. W przypadku tak licznej próby (kilkanaście tysię-cy obserwacji dla każdego kwartału) uzasadnione wydaje się więc uwzględnienie wartości funkcji dyskryminacyjnych uzyskanych ze wszystkich proponowanych modeli9_.

W przypadku każdej przeprowadzonej estymacji przetestowano hipotezę o łącznej nieistotno-ści zmiennych strukturalnych (modele (1) i (2)) oraz zmiennych związanych z kondycją ekonomicz-ną przedsiębiorstwa (modele (1) i (3)). Każdorazowe odrzucenie tej hipotezy oznacza, że zarówno czynniki strukturalne, jak i czynniki wewnętrzne stanowią istotne determinanty płynności finan-sowej przedsiębiorstwa.

8 _{Jest to wersja modelu Altmana, którą – w przeciwieństwie do pierwszej wersji modelu Altmana z 1968 r. – można}

zastosować także do spółek, które nie są notowane publicznie.

9 _{Ponieważ próba jest bardzo liczna, statystyczny koszt oszacowania kilku dodatkowych parametrów jest w praktyce}

równy zero – estymator pozostaje nieobciążony, a jego efektywność nie zmienia się istotnie. Z drugiej strony pomi-nięcie ważnej zmiennej mogłoby doprowadzić do obciążenia estymatora.

Ł. Postek, K. Puchalska

52

Aby dokładniej określić znaczenie obydwu grup czynników, przeprowadzono procedurę ana-logiczną do dekompozycji wariancji, ale z uwzględnieniem poprawki wynikającej z różnej liczby zmiennych kodujących czynniki strukturalne i czynniki wewnętrzne. W związku z tym każdej es-tymacji przypisano wartości dopasowanego R2_{, uwzględniając w ten sposób liczbę stopni swobody,}

po czym wartość statystyki R2 _{uzyskanej dla modelu (1) rozdzielono proporcjonalnie na model (2)}

i (3) wg wzorów: i i i i i _{c αA B} α β β ε ε ε Z I = = = = = = → → → → → → → → → = + + + + + + + + + i i i i _{c A} Z I i i i i _{c B} Z I 2 ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 2 ( 2 ) 1 ( 2 ) 2 1 ( R R R R R , ₂ ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 3 ( 2 ) 1 ( 2 ) 3 1 ( R R R R R 2 ) 2 (

R

2 ) 2 1 (

R

i A1, –A,5i 2 ) 2 1 ( R 2 ) 1 . 2 1 ( R , 2 ) 2 . 2 1 ( R , 2 ) 3 . 2 1 ( R , 2 ) 4 . 2 1 ( R 2 ) 5 . 2 1 ( R ) 2 2 )( ( ) 2 2 )( ( , , , , , , , , 4 , 4 , , , 1 4 4

∑

∑

j_j t j t j j t t j J j t t j t j t j t j t j J j j=1 t t t t Z I Z I Z Z Z Z Z Z Z Z Z I Z I Z I Z I 1 t (T ) 1( t ) – – – – – – t–4 4 t– t–4 4 t– t–4 4 t– – + + – +

Aby szczegółowo zbadać, które czynniki strukturalne odpowiadają za wartość

i i i i i _{c αA B} α β β ε ε ε Z I = = = = = = → → → → → → → → → = + + + + + + + + + i i i i _{c A} Z I i i i i _{c B} Z I 2 ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 2 ( 2 ) 1 ( 2 ) 2 1 ( R R R R R , ₂ ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 3 ( 2 ) 1 ( 2 ) 3 1 ( R R R R R 2 ) 2 (

R

2 ) 2 1 (

R

i A1, –A,5i 2 ) 2 1 ( R 2 ) 1 . 2 1 ( R , 2 ) 2 . 2 1 ( R , 2 ) 3 . 2 1 ( R , 2 ) 4 . 2 1 ( R 2 ) 5 . 2 1 ( R ) 2 2 )( ( ) 2 2 )( ( , , , , , , , , 4 , 4 , , , 1 4 4

∑

∑

j j t j t j j t t j J j t t j t j t j t j t j J j j=1 t t t t Z I Z I Z Z Z Z Z Z Z Z Z I Z I Z I Z I 1 t (T ) 1( t ) – – – – – – t–4 4 t– t–4 4 t– t–4 4 t– – + + – + (a co za tym idzie także

i i i i i _{c αA B} α β β ε ε ε Z I = = = = = = → → → → → → → → → = + + + + + + + + + i i i i _{c A} Z I i i i i _{c B} Z I 2 ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 2 ( 2 ) 1 ( 2 ) 2 1 ( R R R R R , ₂ ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 3 ( 2 ) 1 ( 2 ) 3 1 ( R R R R R 2 ) 2 (

R

2 ) 2 1 (

R

i A1, –A,5i 2 ) 2 1 ( R 2 ) 1 . 2 1 ( R , 2 ) 2 . 2 1 ( R , 2 ) 3 . 2 1 ( R , 2 ) 4 . 2 1 ( R 2 ) 5 . 2 1 ( R ) 2 2 )( ( ) 2 2 )( ( , , , , , , , , 4 , 4 , , , 1 4 4

∑

∑

j j t j t j j t t j J j t t j t j t j t j t j J j j=1 t t t t Z I Z I Z Z Z Z Z Z Z Z Z I Z I Z I Z I 1 t (T ) 1( t ) – – – – – – t–4 4 t– t–4 4 t– t–4 4 t– – + + – +

), dla każdego kwartału przeprowadzono 30 dodatkowych regresji, zawie-rających wszystkie możliwe zestawy zmiennych objaśniających

i i i i i _{c αA B} α β β ε ε ε Z I = = = = = = → → → → → → → → → = + + + + + + + + + i i i i _{c A} Z I i i i i _{c B} Z I 2 ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 2 ( 2 ) 1 ( 2 ) 2 1 ( R R R R R , ₂ ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 3 ( 2 ) 1 ( 2 ) 3 1 ( R R R R R 2 ) 2 (

R

2 ) 2 1 (

R

i A1, –A,5i 2 ) 2 1 ( R 2 ) 1 . 2 1 ( R , 2 ) 2 . 2 1 ( R , 2 ) 3 . 2 1 ( R , 2 ) 4 . 2 1 ( R 2 ) 5 . 2 1 ( R ) 2 2 )( ( ) 2 2 )( ( , , , , , , , , 4 , 4 , , , 1 4 4

∑

∑

j j t j t j j t t j J j t t j t j t j t j t j J j j=1 t t t t Z I Z I Z Z Z Z Z Z Z Z Z I Z I Z I Z I 1 t (T ) 1( t ) – – – – – – t–4 4 t– t–4 4 t– t–4 4 t– – + + – +

. Następnie, tak jak w poprzednim przypadku, wartość

i i i i i _{c αA B} α β β ε ε ε Z I = = = = = = → → → → → → → → → = + + + + + + + + + i i i i _{c A} Z I i i i i _{c B} Z I 2 ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 2 ( 2 ) 1 ( 2 ) 2 1 ( R R R R R , ₂ ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 3 ( 2 ) 1 ( 2 ) 3 1 ( R R R R R 2 ) 2 (

R

2 ) 2 1 (

R

i A1, –A,5i 2 ) 2 1 ( R 2 ) 1 . 2 1 ( R , 2 ) 2 . 2 1 ( R , 2 ) 3 . 2 1 ( R , 2 ) 4 . 2 1 ( R 2 ) 5 . 2 1 ( R ) 2 2 )( ( ) 2 2 )( ( , , , , , , , , 4 , 4 , , , 1 4 4

∑

∑

j j t j t j j t t j J j t t j t j t j t j t j J j j=1 t t t t Z I Z I Z Z Z Z Z Z Z Z Z I Z I Z I Z I 1 t (T ) 1( t ) – – – – – – t–4 4 t– t–4 4 t– t–4 4 t– – + + – +

rozdzielono na poszczególne czynniki strukturalne, otrzymując wartości i i i i i _{c αA B} α β β ε ε ε Z I = = = = = = → → → → → → → → → = + + + + + + + + + i i i i _{c A} Z I i i i i _{c B} Z I 2 ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 2 ( 2 ) 1 ( 2 ) 2 1 ( _{R R} R R R , ₂ ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 3 ( 2 ) 1 ( 2 ) 3 1 ( _{R R} R R R 2 ) 2 (

R

2 ) 2 1 (

R

i A1, –A,5i 2 ) 2 1 ( R 2 ) 1 . 2 1 ( R , 2 ) 2 . 2 1 ( R , 2 ) 3 . 2 1 ( R , 2 ) 4 . 2 1 ( R 2 ) 5 . 2 1 ( R ) 2 2 )( ( ) 2 2 )( ( , , , , , , , , 4 , 4 , , , 1 4 4

∑

∑

j j t j t j j t t j J j t t j t j t j t j t j J j j=1 t t t t Z I Z I Z Z Z Z Z Z Z Z Z I Z I Z I Z I 1 t (T ) 1( t ) – – – – – – t–4 4 t– t–4 4 t– t–4 4 t– – + + – + oraz i i i i i _{c αA B} α β β ε ε ε Z I = = = = = = → → → → → → → → → = + + + + + + + + + i i i i _{c A} Z I i i i i _{c B} Z I 2 ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 2 ( 2 ) 1 ( 2 ) 2 1 ( R R R R R , ₂ ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 3 ( 2 ) 1 ( 2 ) 3 1 ( R R R R R 2 ) 2 (

R

2 ) 2 1 (

R

i A1, –A,5i 2 ) 2 1 ( R 2 ) 1 . 2 1 ( R , 2 ) 2 . 2 1 ( R , 2 ) 3 . 2 1 ( R , 2 ) 4 . 2 1 ( R 2 ) 5 . 2 1 ( R ) 2 2 )( ( ) 2 2 )( ( , , , , , , , , 4 , 4 , , , 1 4 4

∑

∑

j j t j t j j t t j J j t t j t j t j t j t j J j j=1 t t t t Z I Z I Z Z Z Z Z Z Z Z Z I Z I Z I Z I 1 t (T ) 1( t ) – – – – – – t–4 4 t– t–4 4 t– t–4 4 t– – + + – +

. Szczegóły procedury przed-stawiono w Aneksie.

2.3. Wyniki

Jak widać na wykresie 4 (lewy panel), uwzględnione w regresji zmienne objaśniają łącznie średnio 48% całkowitej wariancji10 _{wskaźnika płynności I stopnia, z czego około 36% przypada na}

czyn-niki związane z kondycją ekonomiczną przedsiębiorstwa, a około 12% – na czynczyn-niki struktural-ne. Zgodnie z podziałem przedstawionym we wstępie około 52% wariancji można więc przypisać czynnikom wewnętrznym związanym z decyzjami i strategiami przedsiębiorstwa w zakresie inwe-stycji, struktury finansowania, podejmowania ryzyka itp. oraz zdarzeniom losowym, a także pozo-stałym – nieuwzględnionym w regresji – czynnikom związanym z kondycją ekonomiczną przed-siębiorstwa i czynnikom strukturalnym.

Ponieważ trudno określić wszystkie zmienne strukturalne oraz zmienne wyczerpująco opi-sujące kondycję przedsiębiorstwa, należy ostrożnie interpretować przedstawione oszacowania wpływu poszczególnych czynników na kształtowanie się płynności finansowej. Można jednak stwierdzić, że czynniki strukturalne stanowią istotną determinantę płynności finansowej przed-siębiorstwa, ale odgrywają mniejszą rolę niż czynniki związane z kondycją ekonomiczną przedsię-biorstwa, a w szczególności czynniki wewnętrzne związane z indywidualnymi decyzjami i strate-giami przedsiębiorstwa oraz zdarzeniami losowymi.

Z punktu widzenia celu niniejszego badania ważne jest jednak, że uzyskane oszacowania są stosunkowo stabilne w czasie i nie wykazują żadnych trendów. Nie ma również powodu, by są-dzić, że rozszerzenie listy zmiennych objaśniających – składającej się z 72 strukturalnych zmien-nych zero-jedynkowych oraz 7 zmienzmien-nych ciągłych opisujących kondycję przedsiębiorstw – za-burzy tę prawidłowość. Należy zatem stwierdzić, że wzrost wariancji rozkładu płynności wynika w równej mierze z czynników strukturalnych, czynników związanych z kondycją ekonomiczną 10 _{Przy uwzględnieniu poprawki wynikającej ze wzoru na dopasowane R}2_.

przedsiębiorstw, jak też z indywidualnych czynników wewnętrznych. Żadnej kategorii czynni-ków – zwłaszcza czynnikom strukturalnym – nie można więc przypisać szczególnego znaczenia11_.

Dokładniejsza analiza wskazuje (por. wykres 5), że przynależność do danej sekcji PKD stanowi najważniejszą determinantę poziomu płynności spośród wszystkich uwzględnionych czynników strukturalnych (około 67% ogólnego wpływu czynników strukturalnych). Wielkość zatrudnienia nie odgrywa w tym zakresie niemal żadnej roli12_{, natomiast pozostałe czynniki, tj. forma}

wła-sności, udział przychodów z eksportu w przychodach ogółem oraz forma prawna, mają podobny wpływ (odpowiednio – 8%, 11% i 13%). Podobnie jak w poprzednim przypadku podane oszacowa-nia należy oceoszacowa-niać ostrożnie, tym bardziej że częściowo mogą wynikać z różnej liczby zmiennych zero-jedynkowych wykorzystanych do uwzględnienia poszczególnych zmian strukturalnych13_.

Zgodnie z wynikami dodatkowo przeprowadzonych regresji14 _{w analizowanym okresie można}

zaobserwować nieduży, ale istotny statystycznie wzrost relatywnego znaczenia zmiennych opar-tych na formie prawnej oraz udziale przychodów z eksportu w przychodach ogółem w wyjaśnie-niu wariancji wskaźnika płynności I stopnia. Jednocześnie relatywnie maleje znaczenie zmien-nych opartych na przynależności do sekcji PKD. Obserwowane zmiany nie są, co prawda, duże, 11 _{Za wzrost wariancji rozkładu płynności odpowiadają przede wszystkim czynniki wewnętrzne. Najmniejszą rolę}

odgrywają czynniki strukturalne (wykres 4, prawy panel).

12 _{W przypadku większości kwartałów nie znaleziono podstaw do odrzucenia hipotezy zerowej o łącznej nieistotności}

wielkości zatrudnienia dla poziomu płynności.

13 _{Poprawka, eliminująca problem obciążenia w małej próbie we wzorze na R}2 _{nie jest na tyle restrykcyjna, aby mogła}

w pełni zniwelować wpływ zmiennych objaśniających, dla których oszacowania są nieistotne statystycznie przy standardowych poziomach istotności.

14 _{Zmiennymi objaśnianymi były oszacowania wpływów poszczególnych czynników strukturalnych na stopień}

wyjaśnienia wariancji wskaźnika płynności I przez czynniki strukturalne ogółem, natomiast zmiennymi objaśniają-cymi – stała i trend liniowy.

Wykres 4

Stopień wyjaśnienia wariancji wskaźnika płynności I stopnia przez czynniki związane z kondycją ekonomiczną przedsiębiorstwa oraz czynniki strukturalne (100% = wariancja w I kwartale 2003 r.)

Źródło: obliczenia na podstawie danych F-01/I-01 GUS. 0 20 40 60 80 100 2003 2004 2005 2006 2007 2008 Pozostałe czynniki Czynniki strukturalne Kondycja ekonomiczna 0 2 4 6 8 10 12 2003 2004 2005 2006 2007 2008 % Ujęcie względne % Ujęcie absolutne

Ł. Postek, K. Puchalska

54

świadczą jednak o tym, że rola poszczególnych czynników strukturalnych w kształtowaniu płyn-ności finansowej przedsiębiorstw może się zmieniać w czasie. Ponieważ jednak okres analizy jest stosunkowo krótki, nie sposób ocenić, na ile obserwowane zmiany mają charakter długookresowy, a na ile wynikają z czynników o charakterze koniunkturalnym.

Należy stwierdzić, że o ile czynniki strukturalne stanowią istotną determinantę poziomu płynności, o tyle nie ma podstaw, aby przypisywać im szczególną rolę w kształtowaniu rosnącej wariancji rozkładu płynności wśród ogółu przedsiębiorstw. Badanie wykazało, że czynniki we-wnętrzne mają podobne znaczenie.

3. Dekompozycja zmian wskaźnika płynności

3.1. Zmiany strukturalne w sektorze przedsiębiorstw a płynność

Od czasu przejścia polskiej gospodarki na system rynkowy struktura sektora przedsiębiorstw pod-lega ciągłej ewolucji. Jako główne źródła tego procesu w latach 2002−2008 można wymienić m.in. przemiany własnościowe i prawne, integrację europejską oraz konwergencję strukturalną gospo-darki polskiej z gospodarkami krajów lepiej rozwiniętych, w szczególności Unii Europejskiej.

Jak pokazuje wykres 6, zmiany strukturalne sektora przedsiębiorstw – z punktu widze-nia udziału w inwestycjach oraz zobowiązawidze-niach krótkoterminowych całego sektora – w istocie Wykres 5

Wpływ poszczególnych czynników strukturalnych na stopień wyjaśnienia wariancji wskaźnika płynności I przez czynniki strukturalne ogółem

Uwaga: 100% na wykresie 5 odpowiada około 12% na wykresie 4. Źródło: obliczenia na podstawie danych F-01/I-01 GUS.

0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100 2003 2004 2005 2006 2007 2008 Wielkość zatrudnienia Forma prawna Udział eksportu w przychodach

ogółem Forma własności Sekcja PKD %

cechują się widocznymi trendami15_{. Zarówno pod względem inwestycji, jak i zobowiązań}

krótko-terminowych rośnie znaczenie przedsiębiorstw zagranicznych oraz eksporterów, a spada – przed-siębiorstw będących własnością Skarbu Państwa (lub, szerzej, zaliczanych do sektora publicznego). W przypadku przedsiębiorstw przemysłowych wzrostowi udziałów w inwestycjach (przemysł) lub zobowiązaniach krótkoterminowych (usługi) towarzyszy spadek udziałów sektora przedsiębiorstw usługowych.

15 _{Wybór inwestycji i zobowiązań krótkoterminowych wynika z konstrukcji wskaźnika płynności I stopnia, niemniej}

jednak istotne zmiany strukturalne można zaobserwować, analizując dowolną pozycję ze sprawozdań finansowych przedsiębiorstw, ich liczebność czy wielkość zatrudnienia.

Wykres 6

Udział poszczególnych klas przedsiębiorstw w inwestycjach krótkoterminowych oraz zobowiązaniach krótkoterminowych sektora przedsiębiorstw

Źródło: obliczenia na podstawie danych F-01/I-01 GUS.

25 30 35 40 45 % % % % % % 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 Z kapitałem zagranicznym 5 10 15 20 25 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 Własność Skarbu Państwa

35 40 45 50 55 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 Eksporterzy niewyspecjalizowani 5 10 15 20 25 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 Eksporterzy wyspecjalizowani 40 45 50 55 60 2002 2003 2004

Inwestycje krótkoterminowe Zobowiązania krótkoterminowe

2005 2006 2007 2008 Przemysł 30 35 40 45 50 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 Pozostałe usługi

Ł. Postek, K. Puchalska

56

Należy stwierdzić, że hipoteza o ewolucyjnych zmianach struktury sektora przedsiębiorstw ma silne podstawy empiryczne. Można więc oczekiwać, że zmiany strukturalne będą wywierać istotny wpływ na wskaźnik płynności całego sektora przedsiębiorstw.

Możliwe, że ewolucyjne zmiany strukturalne w sektorze przedsiębiorstw prowadzą do stop-niowego wzrostu znaczenia klas przedsiębiorstw, których specyfika wymaga wysokiej płynności. Jeśli hipoteza ta jest prawdziwa, to przynajmniej część wzrostowego trendu wskaźnika płynności I stopnia obliczonego dla całego sektora przedsiębiorstw (wykres 1) można wytłumaczyć trwały-mi ztrwały-mianatrwały-mi strukturalnytrwały-mi, a nie poprawą kondycji płynnościowej przedsiębiorstw. Jeśli nato-miast ewolucja struktury sektora przedsiębiorstw prowadzi do wzrostu znaczenia przedsiębiorstw o niskiej płynności, to faktyczna poprawa płynności przedsiębiorstw jest jeszcze większa, niż wskazywałby trend wskaźnika płynności I stopnia.

Jak wskazuje przykład przemysłu i usług (wykres 6), w niektórych przypadkach możliwe jest również, że zmiany płynności w jednej klasie przedsiębiorstw są kompensowane zmianami w in-nej klasie16_{. W takiej sytuacji zmiany strukturalne mogą być neutralne względem płynności całego}

sektora przedsiębiorstw, ale będą prowadzić do zmian wariancji rozkładu płynności17_.

Analizując wykres 6, należy zauważyć, że struktura sektora przedsiębiorstw może podlegać cyklicznym wahaniom także pod wpływem czynników o charakterze koniunkturalnym. Można oczekiwać, że podczas fazy ożywienia i rozkwitu rośnie relatywna rola przedsiębiorstw bardziej dynamicznych, o wysokiej skłonności do ryzyka, podczas gdy okres spowolnienia lub recesji przy-nosi wzrost znaczenia przedsiębiorstw konserwatywnych, o małej skłonności do ryzyka. Ponieważ obydwie grupy przedsiębiorstw mogą cechować się innym poziomem płynności (por. np. Opler i in. 1997), a także różnić się pod względem strukturalnym, koniunkturalne zmiany struktury sek-tora przedsiębiorstw mogą wywierać istotny wpływ na płynność finansową całego seksek-tora, nawet gdy znaczenie długookresowych zmian jest w tym zakresie niewielkie. Wówczas to właśnie zmiany struktury sektora przedsiębiorstw mogą powodować, że wskaźniki płynności I stopnia z wykresu 1 wydają się mało wrażliwe na wahania koniunkturalne. Innymi słowy, zmiany struktury sektora przedsiębiorstw mogą częściowo kompensować cykliczne zmiany płynności wywołane czynnikami koniunkturalnymi.

3.2. Metodyka badania

W celu wyodrębnienia wpływu zmian strukturalnych na kształtowanie się płynności finansowej sektora przedsiębiorstw przeprowadzono dekompozycję rocznych przyrostów wskaźnika płynno-ści I stopnia wg wzoru18_:

16 _{Zjawisko to nie musi polegać na spadku płynności w usługach i wzroście w przemyśle, ale może mieć charakter}

relatywny (np. szybszy wzrost wskaźnika płynności w przemyśle niż w usługach).

17 _{Ponieważ zgodnie z wykresem 2 usługi deklarują przeciętnie wyższą faktyczną wartość wskaźnika płynności niż}

przemysł, w tym konkretnym przypadku zmiany strukturalne przyczyniają się do spadku wariancji rozkładu płyn-ności.

18 _{Z takiej samej metodyki korzysta np. Growiec (2009) w celu zdekomponowania udziału wynagrodzenia pracy}

Rola czynników strukturalnych w kształtowaniu się wskaźnika płynności...

₅₇

i i i i i _{c αA B} α β β ε ε ε Z = = = = = = → → → → → → → → → = + + + + + + + + + i i i i _{c A} Z I i i i i _{c B} Z I 2 ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 2 ( 2 ) 1 ( 2 ) 2 1 ( _{R R} R R R , ₂ ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 3 ( 2 ) 1 ( 2 ) 3 1 ( _{R R} R R R 2 ) 2 (

R

2 ) 2 1 (

R

i A1, –A,5i 2 ) 2 1 ( R 2 ) 1 . 2 1 ( R , 2 ) 2 . 2 1 ( R , 2 ) 3 . 2 1 ( R , 2 ) 4 . 2 1 ( R 2 ) 5 . 2 1 ( R ) 2 2 )( ( ) 2 2 )( ( , , , , , , , , 4 , 4 , , , 1 4 4

∑

∑

j j t j t j j t t j J j t t j t j t j t j t j J j j=1 t t t t Z I Z I Z Z Z Z Z Z Z Z Z I Z I Z I Z I 1 t (T ) 1( t ) – – – – – – t–4 4 t– t–4 4 t– t–4 4 t– – + + – + gdzie:

I_t – inwestycje krótkoterminowe całego sektora przedsiębiorstw w okresie t, I_j,t – inwestycje krótkoterminowe klasy j przedsiębiorstw w okresie t,

Z_t – zobowiązania krótkoterminowe całego sektora przedsiębiorstw w okresie t, Z_j,t – zobowiązania krótkoterminowe klasy j przedsiębiorstw w okresie t.

Interpretacja tak zdefiniowanej dekompozycji jest intuicyjnie prosta – pierwszy składnik sumy odpowiada zmianom poziomu płynności wywołanym zmianami wewnątrz wyodrębnionych klas (zmiany wewnętrzne), podczas gdy drugi składnik – zmianami pomiędzy wyodrębnionymi klasa-mi (zklasa-miany strukturalne). Istotną zaletą zaproponowanej metody dekompozycji jest również to, że liczba wyznaczonych klas (J) może być relatywnie duża, jeśli przyjmie się założenie, iż pojawianie

się lub znikanie klas przedsiębiorstw nie wpływa na zależności między zmianami wewnętrznymi a zmianami strukturalnymi19_.

Podobnie jak w badaniu z rozdziału drugiego także tu zastosowano dość szczegółowy podział strukturalny sektora przedsiębiorstw wg następujących zmiennych:

− sekcja PKD (50 klas),

− wielkość zatrudnienia (5 klas),

− udział przychodów z eksportu w przychodach ogółem (3 klasy), − forma własności (6 klas),

− forma prawna (8 klas).

Dekompozycje przeprowadzono dla klas wyodrębnionych według każdej ww. zmiennej struk-turalnej, a także według zmiennych powstałych ze skrzyżowania tych zmiennych w każdej moż-liwej kombinacji. Dzięki temu obliczono nie tylko ogólny wpływ czynników strukturalnych na płynność finansową sektora przedsiębiorstw, ale także zidentyfikowano wpływ każdej ze zmien-nych z uwzględnieniem współzależności występujących między nimi.

3.3. Wyniki dekompozycji

Wyniki zmian wskaźnika płynności I stopnia na zmiany o charakterze wewnętrznym oraz struk-turalnym przedstawiono na wykresie 7. Niemal w całym analizowanym okresie (oprócz czterech kwartałów z przełomu 2007 i 2008 r.) zmiany o charakterze wewnętrznym przyczyniały się do wzrostu wskaźnika płynności I stopnia w sektorze przedsiębiorstw. Z kolei zmiany strukturalne w przypadku trzeciego kwartału oddziaływały na niego negatywnie. Przeciętny roczny przyrost wskaźnika płynności I stopnia wyniósł około 2,5 pkt proc., z czego około 3,2 pkt proc. wiązało się ze zmianami o charakterze wewnętrznym, a -0,7 pkt proc. ze zmianami strukturalnymi.

19 _{Założenie to ma charakter czysto techniczny i wynika z faktu, że dzielenie przez zero jest niewykonalne – jeśli}

w okresie tpojawia się nowa (znika istniejąca wcześniej) klasa przedsiębiorstw, to w okresach od

i i i i i _{c αA B} α β β ε ε ε Z I = = = = = = → → → → → → → → → = + + + + + + + + + i i i i _{c A} Z I i i i i _{c B} Z I 2 ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 2 ( 2 ) 1 ( 2 ) 2 1 ( _{R R} R R R , ₂ ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 3 ( 2 ) 1 ( 2 ) 3 1 ( _{R R} R R R 2 ) 2 ( R 2 ) 2 1 ( R i A1, –A,5i 2 ) 2 1 ( R 2 ) 1 . 2 1 ( R , 2 ) 2 . 2 1 ( R , 2 ) 3 . 2 1 ( R , 2 ) 4 . 2 1 ( R 2 ) 5 . 2 1 ( R ) 2 2 )( ( ) 2 2 )( ( , , , , , , , , 4 , 4 , , , 1 4 4 _∑ ∑ j j t j t j j t t j J j t t j t j t j t j t j J j j=1 t t t t Z I Z I Z Z Z Z Z Z Z Z Z I Z I Z I Z I 1 t (T ) 1( t ) – – – – – – t–4 4 t– t–4 4 t– t–4 4 t– – + + – + do i i i i i _{c αA B} α β β ε ε ε Z I = = = = = = → → → → → → → → → = + + + + + + + + + i i i i _{c A} Z I i i i i _{c B} Z I 2 ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 2 ( 2 ) 1 ( 2 ) 2 1 ( _{R R} R R R , ₂ ) 3 ( 2 ) 2 ( 2 ) 3 ( 2 ) 1 ( 2 ) 3 1 ( _{R R} R R R 2 ) 2 ( R 2 ) 2 1 ( R i A1, –A,5i 2 ) 2 1 ( R 2 ) 1 . 2 1 ( R , 2 ) 2 . 2 1 ( R , 2 ) 3 . 2 1 ( R , 2 ) 4 . 2 1 ( R 2 ) 5 . 2 1 ( R ) 2 2 )( ( ) 2 2 )( ( , , , , , , , , 4 , 4 , , , 1 4 4 ∑ ∑ j j t j t j j t t j J j t t j t j t j t j t j J j j=1 t t t t Z I Z I Z Z Z Z Z Z Z Z Z I Z I Z I Z I 1 t (T ) 1( t ) – – – – – – t–4 4 t– t–4 4 t– t–4 4 t– – + + – +

Ł. Postek, K. Puchalska

58

Gdyby zmiany strukturalne nie nastąpiły, wskaźnik płynności I stopnia mógłby być wyższy o kilka punktów procentowych w okresie od I kwartału 2005 r. do II kwartału 2007 r. oraz pod koniec 2008 r. (por. wykres 8). Zmiany te nie byłyby jednak na tyle głębokie, aby mogły istotnie wpłynąć na płynność sektora przedsiębiorstw. Warto natomiast zauważyć, że zmiany struktural-Wykres 7

Dekompozycja rocznych przyrostów wskaźnika płynności I stopnia na zmiany o charakterze wewnętrznym oraz strukturalnym

Źródło: obliczenia na podstawie danych F-01/I-01 GUS. -6 -4 -2 0 2 4 6 8 10 pkt proc. Wewnętrzne Strukturalne Łącznie 2003 2004 2005 2006 2007 2008 Wykres 8

Wskaźnik płynności I stopnia – wartość faktyczna oraz wskaźnik po wyeliminowaniu zmian o charakterze strukturalnym

Źródło: obliczenia na podstawie danych F-01/I-01 GUS. 18 23 28 33 38 pkt proc. 2003 2004 2005 2006 2007 2008 Wskaźnik po wyeliminowaniu zmian o charakterze strukturalnym Wskaźnik faktyczny

ne w tym okresie zapobiegły szybszemu wzrostowi wskaźnika oraz jego wariancji. Ponieważ lata 2005−2007 były okresem dobrej koniunktury, uzyskane wyniki są zgodne z hipotezą o wygładzają-cym wpływie zmian strukturalnych na płynność finansową sektora przedsiębiorstw w ramach cy-klu koniunkturalnego. Nic jednak nie świadczy o tym, że to relokacje strukturalne odpowiadają za dodatni trend wzrostowy wskaźnika płynności. Przeprowadzone badanie pozwala wręcz stwier-dzić, że bardziej prawdopodobna jest sytuacja odwrotna i gdyby zmiany strukturalne nie występo-wały w ogóle, wzrost płynności w sektorze przedsiębiorstw mógłby być szybszy20_.

Z bardziej szczegółowej dekompozycji rocznych przyrostów wskaźnika płynności I stopnia (por. wykres 9) wynika, że spośród czynników strukturalnych kształtujących zmiany płynności 20 _{Trend wskaźnika płynności po wyeliminowaniu zmian o charakterze strukturalnym ma wyższe nachylenie niż}

trend wskaźnika faktycznego.

Wykres 9

Wpływ poszczególnych zmiennych strukturalnych na zmiany wskaźnika płynności I stopnia

Źródło: obliczenia na podstawie danych F-01/I-01 GUS. -5,0 -2,5 0,0 2,5 5,0 2003 2004 2005 2006 2007 2008 Sekcja PKD -5,0 -2,5 0,0 2,5 5,0 2003 2004 2005 2006 2007 2008 Forma własności -5,0 -2,5 0,0 2,5 5,0 2003 2004 2005 2006 2007 2008 Udział przychodów z eksportu w przychodach ogółem

-5,0 -2,5 0,0 2,5 5,0 2003 2004 2005 2006 2007 2008 Forma prawna -5,0 -2,5 0,0 2,5 5,0 2003 2004 2005 2006 2007 2008 Wielkość zatrudnienia -5,0 -2,5 0,0 2,5 5,0 2003 2004 2005 2006 2007 2008 Zmiany strukturalne łączne

Ł. Postek, K. Puchalska

60

finansowej sektora przedsiębiorstw największe znaczenie mają zmiany strukturalne w ramach sek-cji PKD, a następnie w ramach klas intensywności eksportu oraz formy własności i formy praw-nej. Relokacje w ramach sekcji PKD i klas wielkości eksportu zdają się mieć cykliczny wpływ na płynność, natomiast forma własności oraz forma prawna – ujemny. Innymi słowy, relokacje struk-turalne związanie z dwoma pierwszymi czynnikami odpowiadają za wygładzenie płynności sek-tora przedsiębiorstw w ramach cyklu koniunkturalnego21_{. Zmiany klas określonych na podstawie}

formy własności i formy prawnej mają natomiast charakter długookresowy i z reguły przyczyniają się do trwałego obniżania wskaźnika płynności sektora przedsiębiorstw.

Należy więc stwierdzić, że nie ma podstaw do tego, aby źródeł wzrostowego trendu wskaźnika płynności I stopnia upatrywać w przemianach strukturalnych sektora przedsiębiorstw. Przeciw-nie, istnieją pewne przesłanki, które pozwalają przypuszczać, że gdyby relokacje strukturalnie nie miały miejsca, nachylenie linii trendu byłoby większe.

4. Podsumowanie

Przeprowadzone badanie wskazuje, że – tak jak czytamy w literaturze przedmiotu – czynniki strukturalne stanowią istotną determinantę płynności finansowej przedsiębiorstw. Okazuje się jednak, że czynniki wewnętrzne, związane z kondycją ekonomiczną oraz indywidualnymi decy-zjami i strategiami przedsiębiorstw, mają w tym zakresie dużo większe znaczenie. Mimo to żadnej z wymienionych kategorii czynników nie można przypisać dominującej roli w wariancji empirycz-nego rozkładu płynności. Otrzymane wyniki można traktować jako wstępny etap bardziej złożo-nego badania kształtowania się płynności w sektorze przedsiębiorstw z wykorzystaniem modeli dla danych panelowych.

Nie ma również potwierdzenia, że trend wzrostowy wskaźnika płynności I stopnia obliczone-go dla całeobliczone-go sektora przedsiębiorstw wynika z relokacji strukturalnych, a nie z faktycznej zmia-ny kondycji płynnościowej przedsiębiorstw. Można wręcz przypuszczać, że gdyby struktura sek-tora przedsiębiorstw utrzymała się na poziomie z 2002 r., wskaźnik płynności I stopnia mógłby w analizowanym okresie rosnąć jeszcze szybciej. Z drugiej strony są pewne przesłanki, które pozwa-lają przypisać czynnikom strukturalnym istotną rolę w wygładzaniu płynności sektora przedsię-biorstw w ramach cyklu koniunkturalnego. Tłumaczyłoby to stosunkowo małą podatność wskaź-nika płynności sektora przedsiębiorstw na wahania koniunkturalne.

21 _{Należy jednak zauważyć, że działają one w przeciwnych kierunkach. W latach 2003−2005 relokacje w ramach sekcji}

PKD zwiększały wskaźnik płynności, a w ramach klas intensywności eksportu – zmniejszały. W latach 2006−2008 role się odwróciły.

Bibliografia

Almeida H., Campello M., Weisbach M.S. (2004), The cash flow sensitivity of cash, Journal

of Finance, 59 (4), 1777−1804.

Altman E.I. (1983), Corporate financial distress. A complete guide to predicting, avoiding and

dealing with bankruptcy, John Wiley & Sons, New York.

Baum C.F., Caglayan M., Ozkan N., Talavera O. (2004), The impact of macroeconomic uncertainty

on cash holdings of non-financial firms, DIW Discussion Paper, March, 410.

Czekaj J., Dresler Z. (2002), Zarządzanie finansami przedsiębiorstw. Podstawy teorii, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa.

Denis D.J., V. Sibilkov (2010), Financial constraints, investment and the value of cash holdings,

Review of Financial Studies, 23(1), 247−269.

Dittmar A., Mahrt-Smith J. (2007), Corporate governance and the value of cash holdings, Journal of

Financial Economics, 83(3), 599−634.

Faulkender M., Wang R. (2006), Corporate financial policy and the value of cash, Journal of Finance, 51(4), 1957−1990.

Gajdka J., Stos D. (1996), Wykorzystanie analizy dyskryminacyjnej w ocenie kondycji finansowej przedsiębiorstw, w: R. Borowiecki (red.), Restrukturyzacja w procesie przekształceń i rozwoju

przedsiębiorstw, Wydawnictwo Akademii Ekonomicznej w Krakowie, Kraków.

Growiec J. (2009), Relacja płac do wydajności płac w Polsce: ujęcie sektorowe, Bank i Kredyt, 40 (5), 61−87.

den Haan W.J., Ramey G., Watson G. (1999), Liquidity flows and fragility of business enteprises, NBER Working Paper, March, 7057.

Hamrol M., Czajka B., Piechocki M. (2004), Prognozowanie upadłości przedsiębiorstwa − model analizy dyskryminacyjnej, Zeszyty Teoretyczne Rachunkowości, 76, 37−48.

Harford J., Mansi S.A., Maxwell W.F. (2008), Corporate governance and firm cash holdings in the US, Journal of Financial Economics, 87(3), 535−555.

Hołda A. (2001), Prognozowanie bankructwa jednostki w warunkach gospodarki polskiej z wykorzystaniem funkcji dyskryminacyjnej Z_H Rachunkowość, nr 5.

Kaplan S.N., Zingales L. (1995), Do financing constraints explain why investment is correlated with

cash flow, NBER Working Paper, September, 5267.

Kennedy P. (2008), A guide to econometrics, Blackwell Publishing, New York.

Kim C.-S., Mauer D.C., Sherman A.E. (1998), The determinants of corporate liquidity: theory and evidence, Journal of Financial and Quantitative Analysis, 33(3), 335−359.

Lins K.V., Servaes H., Tufano P. (2010), What drives corporate liquidity? An international survey of cash holdings and lines of credit, Journal of Financial Economics, 98(1), 160−176.

Mączyńska E. (1994), Ocena kondycji przedsiębiorstwa (uproszczone metody), Życie Gospodarcze, 38, 3−5.

Michalski G. (2003a), Optymalny poziom płynności finansowej – propozycja wyznaczania, w: D. Misińska, M. Myszkowska (red.), Finanse i Bankowość, Prace Naukowe Akademii Eko- nomicznej we Wrocławiu, 970, Wydawnictwo Akademii Ekonomicznej im. Oskara Langego we Wrocławiu, Wrocław.

Ł. Postek, K. Puchalska

62

Michalski G. (2003b), Informacyjna przydatność statycznych miar poziomu płynności finansowej, w: J. Dziechciarz (red.), Zastosowania metod ilościowych. Ekonometria, Prace Naukowe Akademii Ekonomicznej we Wrocławiu, 981, Wydawnictwo Akademii Ekonomicznej im. Oskara Langego we Wrocławiu, Wrocław.

Michalski G. (2003c), Dynamiczny pomiar poziomu płynności, w: J. Dziechciarz (red.), Zastosowania

metod ilościowych, Ekonometria, Prace Naukowe Akademii Ekonomicznej we Wrocławiu, 1002,

Wydawnictwo Akademii Ekonomicznej im. Oskara Langego we Wrocławiu, Wrocław.

Mikkelson W.H., Partch M.M. (2003), Do persistent large cash reserves hinder performance?,

Journal of Financial and Quantitative Analysis, 38(2), 275−294.

Myers S.C., Majluf N.S. (1984), Corporate financing and investment decisions when firms have

information the investors do not have, NBER Working Paper, July, 1396.

Opler T., Pinkowitz L., Stulz R., Williamson R. (1997), The determinants and implications of

corporate cash holdings, NBER Working Paper, October, 6234.

Ozkan A., Ozkan N. (2004), Corporate cash holdings: an empirical investigation of UK companies,

Journal of Banking & Finance, 28(9), 2103−2134.

Podziękowania

Autorzy pragną podziękować Michałowi Gradzewiczowi, Janowi Hagemejerowi, a także anonimo-wym recenzentom za wnikliwe komentarze i sugestie, które pozwoliły znacząco podnieść jakość tekstu i uczyniły go bardziej przejrzystym dla Czytelnika.

Odpowiedzialność za wszelkie błędy spoczywa na autorach.

Artykuł wyraża osobiste poglądy autorów i nie powinien być utożsamiany ze stanowiskiem Narodowego Banku Polskiego.

Aneks

Wartość funkcji Z w modelu Altmana (1983) =

0,717 majątek obrotowy – zobowiązania krótkoterminowe aktywa ogółem +0,847 zysk zatrzymany aktywa ogółem +3,107 EBIT aktywa ogółem +0,42 kapitał własny kapitał obcy +0,998 przychody ze sprzedaży suma bilansowa

Wartość funkcji Z modelu Mączyńskiej (1994) =

1,5 wynik brutto + amortyzacja

zobowiązania ogółem +0,08 suma bilansowa zobowiązania ogółem +10 wynik brutto suma bilansowa +5 wynik brutto przychody ze sprzedaży +0,3 wartość zapasów przychody ze sprzedaży +0,1 przychody ze sprzedaży suma bilansowa

Wartość funkcji Z modelu Hołdy (2001) = 0,605 +0,0681 majątek obrotowy zobowiązania krótkoterminowe -1,96 zobowiązania ogółem suma bilansowa +0,969 zysk netto

średni stan majątku ogółem

+0,24192 średni stan zobowiązań krótkoterminowych koszt sprzedanych produktów, towarów i materiałów

+0,15 przychody z ogółu działalności