Rozwarstwienie dochodowe gospodarstw domowych w Polsce w okresie transformacji systemu gospodarczego

Pełen tekst

(1)OZhonin CVj`dlZcg. '%%,. 6`VYZb^^:`dcdb^XocZ_l@gV`dl^Z. 3ZT[BSE,PXBMTLJ @ViZYgVB^`gdZ`dcdb^^. "SUVS1PMMPL @ViZYgVB^`gdZ`dcdb^^. 3P[XBSTUXJFOJFEPDIPEPXF HPTQPEBSTUXEPNPXZDIX1PMTDF XPLSFTJFUSBOTGPSNBDKJTZTUFNV HPTQPEBSD[FHP &#@dcigdlZgh_Zld`c^ZglcdÑX^YdX]dYdlnX]¼oVgnh egdWaZbj Proces transformacji systemu gospodarczego w naszym kraju spowodował olbrzymie przekształcenia w obiektywnych wymiarach położenia ekonomicznego polskiego społeczeństwa. Przekształcenia te przyniosły radykalną zmianę mechanizmu podziału dochodów w gospodarce. Do końca lat 80. XX w. dopływ dochodów do gospodarstw domowych był w znacznej mierze bezpośrednio regulowany przez system państwowo-budżetowy, natomiast obecnie zasadniczą rolę w tym względzie odgrywa rynek1. W efekcie doszło do ukształtowania się nowej, zupełnie odmiennej od poprzedniej, struktury podziału dochodów pomiędzy poszczególnymi grupami społecznymi, a tym samym do zmiany ich uwarstwienia materialnego. W sferze społecznej, oprócz swoistej rewolucji dochodowej, transformacja systemowa ujawniła również zjawiska dotychczas „niewidoczne” ze względów ideologicznych w gospodarce centralnie planowanej. Chodzi zwłaszcza o bezro1 Por. M. Wiśniewski, Zmiany rozkładu dochodów w latach 1987–1992 [w:] Studia nad reformowaną gospodarką. Aspekty instytucjonalne, red. M. Okólski, U. Sztanderska, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa 1996, s. 232..

(2) (%. Ryszard Kowalski, Artur Pollok. bocie i ściśle z nim powiązane procesy pauperyzacji. Społeczeństwo podzieliło się szybko na wygrywających i przegrywających w toczącej się grze rynkowej. Jedne grupy społeczne odnotowały poprawę swojego położenia materialnego, podczas gdy inne – jego pogorszenie (często w znacznym wymiarze). Idea egalitarnego podziału dochodów, właściwa doktrynie socjalistycznej, przestała obowiązywać w rzeczywistości rynkowej; pozostała jednak głęboko zakorzeniona w świadomości społecznej. Wszystko to spowodowało w stosunkowo krótkim czasie ugruntowanie się poglądu, że to właśnie transformacja systemowa jest odpowiedzialna za wystąpienie znacznych nierówności dochodowych w społeczeństwie. Postrzegano je jednak jako cenę, którą społeczeństwo posocjalistyczne musi zapłacić za wzrost efektywności gospodarowania2. Pogląd ten znalazł nawet swoje ujęcie teoretyczne w postaci hipotezy „odwróconego U” Kuznetsa. Zgodnie z nią kraje rozwijające się, a szczególnie nowo uprzemysłowione, które początkowo charakteryzował przedrynkowy marazm, wchodzą wraz z odrzuceniem systemu nierynkowego w okres żywiołowego i drapieżnego kapitalizmu, nacechowanego zdecydowanym wzrostem nierówności dochodowych. Skala tych nierówności zmniejsza się jednak w momencie osiągnięcia przez kraj dojrzałej, „ucywilizowanej” gospodarki rynkowej3. Źródłem hipotezy Kuznetsa jest przekonanie, że w gospodarce centralnie planowanej mechanizmy alokacji zasobów mają charakter biurokratyczny, w wyniku czego nie toczy się w niej żadna gra rynkowa, która służyłaby wzrostowi efektywności gospodarowania. W ten sposób zróżnicowanie dochodów, będące w gospodarce rynkowej źródłem odpowiednich bodźców motywacyjnych, w przypadku gospodarki nierynkowej traci rację bytu. Z teoretycznego punktu widzenia nierówności dochodowe są w takiej gospodarce niepotrzebne i nie powinny w zasadzie w ogóle występować4. Do wniosków dostarczonych przez hipotezę Kuznetsa wprowadzić należy jednak pewne zastrzeżenie. Trzeba bowiem pamiętać, że porównywanie zróżnicowania dochodów krajów socjalistycznych i zachodnioeuropejskich na podstawie danych statystycznych, obejmujące okres przed transformacją systemową 2 Por. B. Cichomski, Płaszczyzny nierówności dochodów i wynagrodzeń w Polsce w latach dziewięćdziesiątych [w:] Sprawiedliwość społeczna. Polska lat dziewięćdziesiątych, red. B. Cichomski, W. Kozek, P. Morawski, W. Morawski, Wydawnictwo Naukowe Scholar, Warszawa 2001, s. 27, oraz B. Górecki, M. Wiśniewski, Zróżnicowanie dochodów gospodarstw domowych w Polsce w latach 1987–1995 [w:] Podział dochodu i nierówności dochodowe. Fakty, tendencje, porównania, Rada Strategii Społeczno-Gospodarczej przy Radzie Ministrów, raport nr 29, Warszawa 1998, s. 133. 3 M. Wiśniewski, Zmiany rozkładu…, s. 234. Zob. także B. Szopa, Kontrowersje wokół problemów podziału, „Ruch Prawniczy, Ekonomiczny i Socjologiczny” 2005, z. 4, s. 240–242. 4 W rzeczywistości przybierają one jednak często dosyć znaczne rozmiary, głównie z powodu zróżnicowanej siły ekonomicznej poszczególnych podmiotów, a także korupcji, dyskryminacji prawnej i innych przejawów niedemokratycznego systemu politycznego. M. Wiśniewski, Zmiany rozkładu…, s. 235–237..

(3) Rozwarstwienie dochodowe gospodarstw domowych…. (&. i początkową jej fazę, jest znacząco utrudnione ze względu na występujące wówczas różnice w koncepcjach pomiaru rozkładu dochodów w obydwu grupach państw. W tych pierwszych prezentowano rozkład dochodów gospodarstw domowych według ich poziomu na 1 osobę w danym gospodarstwie, natomiast w drugich według łącznego dochodu poszczególnych gospodarstw domowych. Te typy rozkładów charakteryzują się odmiennym uporządkowaniem gospodarstw domowych na skali dochodów; pierwszy z nich (dla krajów socjalistycznych) wykazuje – nawet w przypadku tych samych danych empirycznych – zawsze niższy stopień zróżnicowania dochodowego społeczeństwa niż drugi5. Choć trudno zaprzeczać, że transformacja systemowa przyniosła w Polsce wzrost rozpiętości dochodów, to należy jednak zaznaczyć, że wynikał on nie tylko z rzeczywistego rozwarstwienia dochodowego społeczeństwa, ale także ze zmian w sposobie prezentacji danych statystycznych odnoszących się do rozkładu dochodów6. Rosnące zróżnicowanie dochodów – zarówno w Polsce, jak i w pozostałych krajach dawnego obozu socjalistycznego – uczyniło aktualnym pytanie o właściwe jego rozmiary z punktu widzenia kształtowania warunków trwałego wzrostu gospodarczego, czy, szerzej, rozwoju społeczno-gospodarczego. W teorii ekonomii znany jest pogląd na temat konkurencyjnej substytucyjności efektywności gospodarowania i równości dochodowej społeczeństwa, w myśl którego większa efektywność wymaga wzrostu nierówności, a większa równość negatywnie wpływa na efektywność (czego wyrazem jest właśnie wspomniana hipoteza Kuznetsa), lecz między ekonomistami toczą się w tym zakresie nieustanne spory. Niektórzy, argumentując za dużym rozwarstwieniem dochodowym społeczeństwa, wskazują na rolę, jaką w pobudzaniu przedsiębiorczości odgrywają możliwości uzyskiwania ponadprzeciętnych zysków oraz na rolę pełnioną przez grupę bogatych gospodarstw domowych w tworzeniu oszczędności, a poprzez to inwestycji7. Inni zaś, wprost przeciwnie, podkreślają znaczenie napięć społecznych 5. Ibidem, s. 236 i 237. Por. Nierówności dochodowe i majątkowe. Zakres i formy redystrybucji dochodów państwa, Rada Strategii Społeczno-Gospodarczej przy Radzie Ministrów, raport nr 49, Warszawa 2002, s. 9. Jeszcze bardziej skomplikowana jest kwestia mierzenia nierówności dochodowych, jeżeli spojrzy się na nią – zgodnie z teorią kapitału ludzkiego – z perspektywy całego życia jednostki. Zakładając przykładowo, że w ramach danej zbiorowości wszystkie jednostki w ciągu życia osiągają taką samą sumę dochodów, to z punktu widzenia całego okresu ich funkcjonowania nie będzie między nimi zróżnicowania dochodowego. Analizując jednak rozkład dochodów takiej zbiorowości w danym momencie, najpewniej okazałoby się, że charakteryzuje się ona określonym rozwarstwieniem dochodowym (być może nawet znacznym) ze względu na to, że każda z jednostek tworzących tę zbiorowość może akurat realizować inny profil zarobków, czy też różnić się wiekiem, a więc fazą cyklu życia. Zob. M. Wiśniewski, Zmiany rozkładu…, s. 239 i 240. 7 Zob. Z. Dobrska, Rozwarstwienie – oszczędności – wzrost, „Ekonomista” 1995, nr 1–2, s. 61, oraz Nierówności dochodowe…, s. 13. 6.

(4) ('. Ryszard Kowalski, Artur Pollok. jako rezultatu zbyt dużego zakresu nierówności dochodowych, które to, zapewniając wprawdzie zwiększoną krótkookresową efektywność ekonomiczną, stają się zarazem źródłem zaburzeń stabilności długookresowego wzrostu oraz rozwoju gospodarczego8. Nie należy przy tym zapominać o zagrożeniach, jakie nadmierne dysproporcje w dochodach stwarzają dla realizacji idei równości szans tak ważnej dla młodych pokoleń9. Przeciwnicy nadmiernego zróżnicowania dochodów również wskazują, że zbyt duża ich rozpiętość powoduje obniżenie skłonności do oszczędzania, a ponadto jest przyczyną, szczególnie w przypadku krajów ubogich charakteryzujących się wysoką niestabilnością społeczno-polityczną, transferu dochodów grup najbogatszych za granicę oraz ograniczania liczebności warstwy średniej, która w procesach oszczędnościowych odgrywa największą rolę10. Ich zdaniem, wprowadzenie w tym przypadku progresywnego podatku dochodowego może (poprzez załagodzenie konfliktów społecznych) paradoksalnie doprowadzić do wzrostu oszczędności, a w efekcie zwiększyć tempo wzrostu gospodarczego. W sytuacji istnienia znacznej grupy gospodarstw ubogich redystrybucja dochodu poprzez tak skonstruowany system podatkowy mogłaby pozytywnie wpłynąć na popyt wewnętrzny na dobra podstawowe, a więc także na wzrost gospodarczy11. Warto tutaj zauważyć, że nawet przyjmując tezę o pozytywnym wpływie zróżnicowania dochodowego społeczeństwa na wzrost gospodarczy, nie sposób jest jednak określić na gruncie teoretycznym optymalnego stopnia tych nierówności z punktu widzenia korzystnego przebiegu procesów reprodukcji makroekonomicznej. Podobnie, zakładając znaczny poziom rozwarstwienia dochodowego, nie można stwierdzić czy dalsze jego zwiększanie będzie miało pozytywny wpływ na wzrost gospodarczy, czy wprost przeciwnie, zacznie działać w kierunku jego. 8 S. Golinowska, Nierówności społeczne; identyfikacja i możliwości wyrównywania [w:] Nierówności dochodowe i majątkowe…, s. 25. Już w połowie lat 80. minionego stulecia Sachs sformułował tezę, w myśl której mniejsze zróżnicowanie dochodów w krajach Azji Wschodniej było jedną z głównych przyczyn wyższego długookresowego tempa wzrostu gospodarczego w tym regionie, aniżeli w państwach latynoamerykańskich. Różnice pomiędzy krajami azjatyckimi wynikały natomiast w dużej mierze z jakości administracji rządowej. Zob. A. Wojtyna, Problem nierówności dochodów w kontekście przystąpienia Polski do Unii Europejskiej, Zeszyty Naukowe Akademii Ekonomicznej w Krakowie, nr 600, Kraków 2002, s. 9. 9 Podział dochodu…, s. 12. 10 Zob. Z. Dobrska, op. cit., s. 67. 11 Nierówności dochodowe…, s. 12 i 13. Należy jednak pamiętać, że proste wyrównywanie dochodów w drodze szerokiej publicznej redystrybucji, jak pokazują doświadczenia krajów zachodnioeuropejskich (w szczególności skandynawskich), może powodować także efekt odwrotny od zamierzonego, a mianowicie zmniejszyć istotnie skuteczność mechanizmów motywacyjnych i w rezultacie obniżyć tempo wzrostu gospodarczego. Zob. Podział dochodu…, s. 11..

(5) Rozwarstwienie dochodowe gospodarstw domowych…. ((. osłabienia. Na poziomie mikroekonomicznym również nie da się ustalić wpływu zróżnicowania dochodów na efektywność i wydajność pracy oraz właściwych jego rozmiarów w odniesieniu do poszczególnych grup społeczno-ekonomicznych, czy w końcu właściwych relacji rozpiętości dochodów w grupach społeczno-ekonomicznych do ich rozpiętości w pojedynczych przedsiębiorstwach12. Przedstawione jedynie w zarysie spory wokół podziału dochodu społecznego odzwierciedlają dylematy, jakie stoją przed twórcami polityki gospodarczej, próbującymi pogodzić dwa w dużej mierze sprzeczne ze sobą cele, tj.: 1) stworzenie systemu kształtowania dochodów, w tym systemu podatkowego, nie szkodzącego efektywności ekonomicznej, a więc dopuszczającego zróżnicowanie dochodów, przy 2) jednoczesnym zapobieganiu nadmiernemu ich zróżnicowaniu, które mogłoby skutkować wykluczeniem społecznym jednostek najsłabszych ekonomicznie. Wynika stąd, że dyskusja wokół problemu nierówności dochodowych jest jednocześnie sporem o realizowany w danym kraju model społeczno-gospodarczy, a spór ten w rzeczywistości nacechowany jest czynnikami doktrynalnymi13. Źródło informacji o nierównościach dochodowych ludności w naszym kraju stanowić będą w niniejszej pracy wyniki badań budżetów gospodarstw domowych prowadzonych corocznie przez GUS, a także wyniki badań zróżnicowania warunków życia ludności, zrealizowanych przez GUS w 1997 r. (po raz pierwszy) oraz w 2001 r. Ponieważ jednak, jak się wydaje, najistotniejsze zmiany w obszarze zróżnicowania dochodowego nastąpiły wraz z rozpoczęciem transformacji systemu gospodarczego, analiza nierówności dochodowych poprzedzona zostanie zaprezentowaniem wyników badań odnoszących się do tego właśnie okresu, lecz przeprowadzonych przez innych autorów. Należy oczywiście pamiętać o ograniczonej możliwości porównań wyników tych badań; różnią się one bowiem co do źródeł danych i zastosowanych metod badawczych. '#GdolVghil^Zc^ZYdX]dYdlZajYcdÑX^cVegoZdb^Z aVi-%#^.%#MMl# Charakterystyki rozkładów dochodów dla lat 1987–1996 pochodzące z różnych źródeł, a zaprezentowane przez M. Brzezińskiego, wskazują na wzrost nierówności dochodowych, mierzonych za pomocą współczynnika Giniego14. Zmiany tego zróż12. Por. A. Wojtyna, op. cit., s. 21. Zob. Nierówności dochodowe…, s. 13 i 14. 14 Zob. M. Brzeziński, Wpływ nierówności dochodowej na dobrobyt społeczny w Polsce w latach 1987–1997, „Gospodarka Narodowa” 2002, nr 9, s. 46–50. Współczynnik ten zawiera się w przedziale od 0 do 1. Gdy wynosi 0 wszystkie gospodarstwa osiągają ten sam dochód, co oznacza, że ich rozkład jest jednorodny, natomiast gdy jest równy 1, to wszystkie gospodarstwa poza jednym 13.

(6) (). Ryszard Kowalski, Artur Pollok. nicowania nie były jednak ani równomierne, ani jednokierunkowe w analizowanym okresie. Lata 1987–1989, a więc schyłkowe lata gospodarki centralnie planowanej, charakteryzowały się stopniowym, choć niezbyt dużym wzrostem poziomu nierówności dochodowych (w 1987 r. wartość współczynnika – w zależności od szacunku – kształtowała się w przedziale od 0,235 do 0,270, a w 1989 r. oscylowała między 0,258 a 0,278). Po 1989 r. nastąpił jednakże spadek poziomu nierówności trwający do 1991 r. Począwszy od 1992 r. według większości źródeł, a od 1993 r., według wszystkich badań, nierówności zaczęły narastać i w 1996 r. współczynnik Giniego osiągał wartości mieszczące się w przedziale od 0,265 do 0,32815. Zastanawiające może wydawać się zmniejszenie zróżnicowania dochodowego w początkowej fazie przemian gospodarczych, a więc w okresie trwania tzw. terapii szokowej. Szukając wyjaśnień tego zjawiska, należy wrócić do okresu przed transformacją, kiedy to rozwarstwienie dochodowe społeczeństwa polskiego, choć mniejsze od tego w gospodarkach rynkowych, było – m.in. z powodu istnienia stosunkowo dużego sektora prywatnego (szczególnie w rolnictwie) – względnie wysokie w porównaniu z pozostałymi krajami Europy Środkowej i Wschodniej. Będąc zatem już w latach 80. minionego stulecia najmniej egalitarnym krajem obozu socjalistycznego, Polska weszła w transformację systemową bardziej „zaawansowana” w obszarze nierówności dochodowych niż pozostałe kraje posocjalistyczne16. Na obniżenie tych nierówności w początkowym okresie przemian ustrojowych złożyły się zaś bardzo istotne zmiany w relacjach dochodów poszczególnych grup społeczno-ekonomicznych gospodarstw domowych. Wdrożenie mechanizmów rynkowych doprowadziło bardzo szybko do przewartościowania przede wszystkim pracy związanej z rolnictwem oraz wymagającej wykształcenia i kwalifikacji. W efekcie gospodarstwa domowe rolników i pracowników użytkujących gospodarstwo rolne dotknęła znaczna degradacja na skali dochodowej, podczas gdy w dużym stopniu liberalna polityka społeczna (amortyzująca koszty społeczne reform) umocniła pod tym względem gospodarstwa emerytów i rencistów17. mają dochód zerowy. Im większa jest zatem wartość tego współczynnika, tym większy jest stopień koncentracji dochodów, a tym samym większe ich zróżnicowanie. Zob. Zróżnicowanie warunków życia ludności w Polsce w 2001 r. Raport analityczny z badania ankietowego, GUS, Warszawa 2002, s. 45. 15 Zob. M. Brzeziński, op. cit., s. 48 i 49, oraz B. Szopa, Nierówności dochodowe na tle transformacji polskiej gospodarki [w:] Transformacja. Integracja. Globalizacja. W poszukiwaniu modelu rozwoju gospodarczego Polski, Akademia Ekonomiczna w Krakowie – Małopolska Wyższa Szkoła Ekonomiczna w Tarnowie, Kraków–Tarnów 2004, s. 281. 16 Zob. M. Wiśniewski, Nierówności dochodowe i majątkowe oraz zakres i formy państwowej redystrybucji dochodów (Tezy wystąpienia) [w:] Nierówności dochodowe i majątkowe…, s. 32. 17 Por. I. Kudrycka, M. Radziukiewicz, Możliwości pozyskiwania dochodów przez poszczególne grupy społeczne – zmiany w rozkładach dochodów i prognozy, Instytut Rozwoju i Studiów Strategicznych, „Raporty”, nr 75, Warszawa 1998, s. 99–101..

(7) Rozwarstwienie dochodowe gospodarstw domowych…. (*. W miarę umacniania się mechanizmów rynkowych w procesie podziału dochodów znaczenia nabierać zaczęły kolejne grupy społeczno-ekonomiczne gospodarstw domowych, tj. pracowników oraz pracujących na własny rachunek. Charakter tych gospodarstw umożliwiał im (w większym stopniu od innych) m.in.: 1) korzystanie ze zmian w strukturze własnościowej gospodarki (głównie dzięki wzrostowi znaczenia sektora prywatnego, oferującego większe zróżnicowanie dochodów od sektora publicznego), 2) czerpanie znacznych dochodów kapitałowych poprzez redystrybucję prywatyzowanego majątku państwowego, 3) dostarczanie i nabywanie dóbr będących substytutami dóbr publicznych (szkolnictwo, służba zdrowia, telekomunikacja itp.), 4) wykorzystanie narzędzi systemu podatkowego w celu minimalizowania obciążeń fiskalnych oraz 5) niewłaściwie zaprojektowanych lub wdrożonych reform (wyzwalających zachowania typu pogoni za rentą)18. Wszystko to złożyło się na wzrost zróżnicowania dochodowego społeczeństwa po 1992 r.19 Zmiany położenia gospodarstw domowych na skali dochodów w okresie transformacji wytłumaczyć można także z perspektywy ich mobilności dochodowej, opisanej poprzez przemieszczanie się na drabinie dochodowej w górę lub w dół. W rozwiniętych gospodarkach rynkowych stopień owej mobilności wyznaczany jest przez poziom zaawansowania technologicznego i organizacyjnego. Jej wzrost wynika ze zwiększonego popytu na specjalistów, a więc osób o dużej wiedzy w określonym obszarze działalności. Tymczasem w Polsce, jak i w innych krajach transformujących swoją gospodarkę, szybkie przemieszczanie się osób na drabinie dochodów wynikało (i w pewnej mierze nadal wynika) z zacofania technologicznego gospodarki. Zwiększony popyt na niewykwalifikowaną siłę roboczą w okresie centralnego planowania powodował płacowe przewartościowanie pracy fizycznej i niedowartościowanie pracy umysłowej, natomiast wprowadzenie gospodarki rynkowej zrodziło silne zmiany we wzajemnych relacjach dochodów poszczególnych grup społeczno-ekonomicznych, a więc dużą ich mobilność dochodową, wyższą nawet od mobilności w krajach wysoko rozwiniętych. Ma ona jednak charakter krótkotrwały, gdyż wraz ze stopniowym zmniejszaniem się skali przekształceń strukturalnych ustabilizuje się na poziomie właściwym dla stanu technologii i organizacji pracy w naszym kraju20.. 18 Zob. A. Wojtyna, op. cit., s. 13, oraz Polski talk show: Dialog społeczny a integracja europejska. EU-monitoring V, red. J. Hausner, M. Marody, Małopolska Szkoła Administracji Publicznej Akademii Ekonomicznej w Krakowie – Fundacja im. Friedricha Eberta, Kraków 2001, s. 108 i 110. 19 Por. B. Górecki, M. Wiśniewski, op. cit., s. 140–142, oraz L. Beskid, Zróżnicowanie dochodów i jego potoczna percepcja, „Praca i Zabezpieczenie Społeczne” 1995, nr 1, s. 1–3. 20 Szerzej na ten temat zob. B. Górecki, Dynamika zarobków w krajach przechodzących transformację i w krajach Unii Europejskiej, „Ekonomista” 2000, nr 5, s. 635 i 636..

(8) Ryszard Kowalski, Artur Pollok. (+. Choć wspomniane wcześniej badania na temat zróżnicowania dochodowego polskiego społeczeństwa pod koniec lat 80. i na początku lat 90. minionego wieku wskazywały rosnące jego rozwarstwienie jeszcze przed rozpoczęciem transformacji systemowej, to trzeba nadmienić, że nie wszystkie opracowania wskazywały taką tendencję. Według analizy J. Rutkowskiego dopiero okres transformacji spowodował wzrost nierówności dochodowych, natomiast wcześniej – pod koniec lat 80. ubiegłego stulecia – zróżnicowanie dochodowe mierzone współczynnikiem Giniego wykazywało tendencję spadkową21. Niezależnie jednak od szczegółowej periodyzacji okresów spadków i wzrostów rozwarstwienia dochodowego, wszystkie źródła wskazują wzrost nierówności dochodowych gospodarstw domowych z perspektywy całego okresu (1987–1996), słabnący jednakże w miarę upływu lat – po 1994 r. zmiany były już niewielkie. (#C^ZglcdÑX^YdX]dYdlZed&..'g#lÑl^ZiaZlnc^`l WVYV²WjYèZil\dhedYVghilYdbdlnX] (#&#JlV\^bZidYnXocZ. Przystępując do analizy nierówności dochodowych w latach 1993–2003, opartej na wynikach badań budżetów gospodarstw domowych, celowe wydaje się najpierw naświetlenie zasadniczych kwestii metodycznych, które zdecydowały o wyborze 1993 r. jako początkowego roku przedstawionych w dalszej części pracy rozważań22. Po pierwsze, od 1993 r. badanie budżetów gospodarstw domowych prowadzone jest za pomocą metody rotacji całkowitej miesięcznej o cyklu kwartalnym. Oznacza to, że w każdym miesiącu danego roku w badaniu uczestniczą inne gospodarstwa domowe, a na koniec wszystkich kwartałów kalendarzowych z gospodarstwami badanymi w poszczególnych ich miesiącach przeprowadzany jest dodatkowy wywiad23. Liczba zbadanych gospodarstw domowych, czyli gospodarstw dla któ21. Por. A. Wojtyna, op. cit., s. 16–18, oraz Polski talk show…, s. 105. Uwagi metodyczne na temat badania budżetów gospodarstw domowych opracowano na podstawie następujących publikacji GUS: Metodyka badania budżetów gospodarstw domowych, GUS, Warszawa 1999; oraz Budżety gospodarstw domowych w 1992 r., s. XII–XXI, w 1993 r., s. IX–XX, w 1994 r., s. IX–XX, w 1995 r., s. IX–XX, w 1996 r., s. IX–XX, w 1997 r., s. IX–XXI, w 1998 r., s. IX–XXIII, w 1999 r., s. VII–XIX, w 2000 r., s. VII–XIX, w 2001 r., s. VII–XIX, w 2002 r., s. VII–XIX, w 2003 r., s. VII–XX, „Informacje i opracowania statystyczne”, GUS, Warszawa 1993–2004. 23 Do 1982 r. badania budżetów gospodarstw domowych prowadzone były metodą ciągłą, która polegała na badaniu tych samych gospodarstw przez cały rok, a nawet dłużej. W latach 1982–1992 prowadzono je metodą rotacji kwartalnej. 22.

(9) Rozwarstwienie dochodowe gospodarstw domowych…. (,. rych wypełniono wszystkie wymagane kwestionariusze, kształtowała się w latach 1993–2003 w granicach od 31 428 do 36 163, co stanowi około 0,2–0,3% ogólnej liczby polskich gospodarstw domowych. Po drugie, metodyka badania budżetów gospodarstw domowych została w zasadzie całkowicie zmieniona w 1993 r. Rozpoczęto wtedy proces dostosowywania jej do zaleceń EUROSTAT-u oraz systemu rachunków narodowych. Najważniejszą zmianą wprowadzoną wówczas było zastosowanie nowej klasyfikacji gospodarstw domowych, w ramach której badaniem objęto sześć ich grup społeczno-ekonomicznych, tj. gospodarstwa domowe: pracowników, pracowników użytkujących gospodarstwo rolne, rolników, pracujących na własny rachunek, emerytów i rencistów oraz utrzymujących się z niezarobkowych źródeł. Do 1992 r. w badaniu wyodrębniano tylko cztery grupy społeczno-ekonomiczne gospodarstw domowych, tj.: pracownicze, pracowniczo-chłopskie, chłopskie oraz emerytów i rencistów. W 1993 r. wprowadzono zatem w klasyfikacji dwie zupełnie nowe ich grupy: pracujących na własny rachunek oraz utrzymujących się z niezarobkowych źródeł, a w przypadku gospodarstw pracowniczo-chłopskich oraz chłopskich zastosowano zmienione nazwy – odpowiednio – gospodarstwa domowe pracowników użytkujących gospodarstwo rolne oraz gospodarstwa domowe rolników. Zmodyfikowano wówczas również kategorię dochodów (wprowadzono pojęcie dochód rozporządzalny) oraz definicje poszczególnych grup społeczno-ekonomicznych gospodarstw domowych, co – w przypadku tej ostatniej zmiany – uczyniono także w 1997 r. w odniesieniu do gospodarstw domowych: pracowników, pracowników użytkujących gospodarstwo rolne oraz utrzymujących się z niezarobkowych źródeł. Po trzecie wreszcie, w 1998 r. w badaniu budżetów gospodarstw domowych wprowadzono nową klasyfikację przychodów i rozchodów w zakresie wydatków konsumpcyjnych opartą na klasyfikacji COICOP/HBS (Classification of Individual Consumption by Purpose for Household Budget Surveys – Klasyfikacja Spożycia Indywidualnego według Celu dla Badań Budżetów Gospodarstw Domowych) oraz kategorię dochodu do dyspozycji. Stanowiło to kolejny bardzo ważny element procesu dostosowywania metodyki badania do zaleceń EUROSTAT-u oraz systemu rachunków narodowych. Towarzyszyła temu modyfikacja definicji takich kategorii stosowanych w badaniu, jak: dochód rozporządzalny, wydatki oraz wydatki na towary i usługi konsumpcyjne. W świetle powyższych zmian wyniki badań budżetowych sprzed i od 1993 r. stały się ze sobą całkowicie nieporównywalne. W pewnym zakresie problem ten dotyczy również danych za lata 1997 i 1998. Mając jednakże na względzie pożądane uzyskanie dla celów analizy w niniejszej pracy jak najdłuższego szeregu czasowego danych, zostaną nią objęte w sposób ciągły wyniki badań budżetów gospodarstw domowych począwszy od 1993 r. Możliwość prowadzenia badań.

(10) (-. Ryszard Kowalski, Artur Pollok. w warunkach dokonującej się transformacji polskiej statystyki wymaga często tego typu kompromisów naukowych. Wykorzystując wyniki badań budżetów gospodarstw domowych do analiz ekonomicznych w skali kraju, należy pamiętać, że są one obarczone błędami o charakterze nielosowym. Wskazuje na to praktyka badań reprezentacyjnych bazujących na oświadczeniach osób badanych, prowadzonych zarówno w Polsce, jak i w innych krajach. Niektóre pozycje są celowo zaniżane przez gospodarstwa domowe. Dotyczy to głównie: dochodów, wydatków na alkohol, tytoń, wyroby cukiernicze oraz żywienie w placówkach gastronomicznych. Nie można także zapominać, że pewne rozwiązania metodyczne przyjęte w badaniu budżetów gospodarstw domowych różnią się od rozwiązań stosowanych w systemie rachunków narodowych w odniesieniu do sektora gospodarstw domowych, co powoduje występowanie rozbieżności między wynikami obu tych badań statystycznych. Z tego też względu wyniki badań budżetów gospodarstw domowych powinny być wykorzystywane głównie do analiz zróżnicowania względnego oraz struktury dochodów, wydatków i spożycia gospodarstw domowych w zależności od ich cech społeczno-demograficznych. Przed rozpoczęciem analizy konieczne jest również poczynienie uwagi dotyczącej sposobu ujmowania przez GUS kategorii wynikowych w badaniu budżetów gospodarstw domowych. Dane te podawane są w przeliczeniu na 1 osobę w gospodarstwie domowym, a takie ich ujęcie w pewnym stopniu zniekształca rzeczywistą sytuację materialną poszczególnych gospodarstw. Przykładowo, każde gospodarstwo ponosi pewne wydatki sztywne związane z jego funkcjonowaniem, które są niezależne od liczby tworzących go osób. W efekcie w relatywnie większym stopniu wydatkami tymi obciążone są mniejsze gospodarstwa (i odwrotnie). Podobnie rzecz się ma z wiekiem poszczególnych osób wchodzących w skład gospodarstwa domowego; koszty ich utrzymania zależą w dużym stopniu od określonej fazy życia tych osób. Tym samym uzyskiwanie jednakowych dochodów przez gospodarstwa domowe różniące się między sobą pod względem składu demograficznego nie będzie oznaczało ich identycznej sytuacji materialnej. Z tego też powodu, posługując się omawianymi tutaj danymi, należy mieć świadomość ich ograniczeń analitycznych i w żadnym przypadku nie wolno na ich podstawie absolutyzować ocen zróżnicowania sytuacji materialnej gospodarstw domowych. (#'#9ncVb^`Vôgèc^XdlVc^ZYdX]dYl\dhedYVghilYdbdlnX] lZYj\\gjehedZXocd"Z`dcdb^XocnX]. Analiza dynamiki realnych dochodów w przekroju grup społeczno-ekonomicznych gospodarstw domowych (tabela 1) wskazuje na ich wzrost w badanym okresie (tj. pomiędzy latami 1993 i 2003) we wszystkich wyszczególnionych grupach. Najsilniej zaznaczył się on w przypadku gospodarstw pracujących na własny.

(11) Rozwarstwienie dochodowe gospodarstw domowych…. (.. rachunek; w 2003 r. realne dochody tych gospodarstw były wyższe o 32,5% od ich poziomu z 1993 r. W konsekwencji tempo wzrostu realnych dochodów gospodarstw pracujących na własny rachunek przewyższyło również tempo ich wzrostu w całej populacji gospodarstw domowych, dla której wskaźniki dynamiki wykazały wzrost tych dochodów w analogicznym okresie o 25,7%. Wyższą dynamiką wzrostu realnych dochodów od ogółu gospodarstw, choć już nieznacznie, cechowały się także w tym okresie gospodarstwa pracowników (ich realne dochody wzrosły o 28,1%). Gospodarstwa emerytów i rencistów, pracowników użytkujących gospodarstwo rolne oraz rolników odnotowały już niższy przyrost realnego poziomu dochodów – w ciągu dziesięciu analizowanych lat odpowiednio o: 20%, 19,1% oraz 9,8%. Tabela 1. Dynamika realnego przeciętnego miesięcznego dochodu rozporządzalnego na 1 osobę w gospodarstwach domowych ogółem oraz według grup społeczno-ekonomicznych w latach 1994–2003 (rok poprzedni = 100) Gospodarstwa domowe. 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003. Ogółem. 100,6 101,9 106,4 107,6 105,2. Pracowników. 100,4 100,2 109,4 105,1 106,1 100,8 101,0. Pracowników użytkujących gospodarstwo rolne. 102,1 105,8 102,3 106,6 102,8. Rolników Pracujących na własny rachunek. 99,8 108,7 100,7 112,3. 96,9. 99,9. 97,8. 98,9 100,1 101,2 101,7. 99,7 100,5. 99,0 101,4. 94,7 100,0 104,3 113,4. 103,7 102,0 105,9 110,4 103,6 101,7 101,2. Emerytów i rencistów. 99,5 101,7 105,4 107,1 103,9 100,9. Utrzymujących się z niezarobkowych źródeł. 99,5. 95,9 107,1 105,3 117,7. 98,6 100,2 103,8. 93,8. 82,5. 96,9 102,5 101,2. 94,0 103,0 101,5 102,0 .. .. .. .. Źródło: obliczenia własne na podstawie: Warunki życia ludności w 1994 r., s. 7, w 1995 r., s. 119, w 1996 r., s. 101, w 1997 r., s. 102, w 1998 r., s. 156, w 1999 r., s. 133, w 2000 r., s. 104, w 2001 r., s. 117, w 2002 r., s. 119, w 2003 r., s. 116, „Studia i analizy statystyczne”, GUS, Warszawa 1995–2004; Rocznik Statystyczny Rzeczypospolitej Polskiej 2000, s. 188, 189 i 321, oraz 2004, s. 298 i 441, GUS, Warszawa 2000 i 2004.. Dynamika realnych dochodów gospodarstw domowych kształtowała się bardzo różnie na przestrzeni lat 1994–2003, na co – jak można przypuszczać – w dużej mierze wpływ miało zróżnicowane tempo wzrostu wolumenu PKB. Związek ten jest szczególnie widoczny w latach 1995–1998. W 1994 r. pomimo wyraźnego podniesienia się realnego poziomu PKB – o 5,2%, realne dochody gospodarstw domowych ogółem wzrosły zaledwie o 0,6%. Najwyższy wzrost dochodów odnotowały wówczas gospodarstwa pracujących na własny rachunek, co raczej nie wydaje się zaskakujące, zważywszy na fakt, że to właśnie ta grupa społeczno-ekonomiczna gospodarstw domowych jest bezpośrednim beneficjentem procesów.

(12) Ryszard Kowalski, Artur Pollok. )%. realnych zachodzących w gospodarce. W kolejnych czterech latach stosunkowo duża dynamika wolumenu PKB przełożyła się już na wzrost realnych dochodów w zasadzie we wszystkich grupach społeczno-ekonomicznych gospodarstw domowych (z wyjątkiem: w 1995 r. – gospodarstw utrzymujących się z niezarobkowych źródeł oraz w 1998 r. – gospodarstw rolników). Tendencja wzrostowa realnych dochodów zatrzymana została w 1999 r. wraz z zaznaczającym się spowolnieniem tempa wzrostu gospodarczego. W efekcie w latach 1999–2001 doszło do obniżenia osiągniętego w 1998 r. realnego poziomu dochodów w pięciu spośród sześciu grup społeczno-ekonomicznych gospodarstw domowych. Przed tym spadkiem uchroniły się jedynie gospodarstwa domowe pracowników (w 2001 r. realny poziom ich dochodów przekraczał osiągnięty w 1998 r. o 0,4%). W 2002 r. poziom dochodów z 1998 r. przekroczyły już gospodarstwa rolników (o 12%) oraz pracujących na własny rachunek (o 2,2%), a w 2003 r. gospodarstwa emerytów i rencistów (o 1,1%). Na uwagę zasługuje jednakże duża zmienność dochodów gospodarstw rolników – w 2003 r. nastąpił bowiem bardzo silny ich spadek, w rezultacie czego gospodarstwa te dysponowały w 2003 r. dochodem stanowiącym tylko 92,4% dochodu z 1998 r. Biorąc pod uwagę, że gospodarstwa pracowników użytkujących gospodarstwo rolne w 2003 r. nadal osiągały dochody niższe niż w 1998 r. (o 1,6%), wnioskować należy o pogarszającej się w latach 1998–2003 sytuacji gospodarstw wiejskich w ogóle. Porównując relacje przeciętnych dochodów poszczególnych grup społeczno-ekonomicznych do dochodów rozporządzalnych w gospodarstwach domowych ogółem (tabela 2), zauważalna jest wyraźnie lepsza sytuacja dochodowa gospodarstw pracujących na własny rachunek aniżeli pozostałych grup społeczno-ekonomicznych gospodarstw domowych. W latach 1993–2003 dochody tej grupy przewyższały średnio o 27% dochody gospodarstw ogółem, podczas gdy dochody gospodarstw emerytów i rencistów były wyższe przeciętnie o 5%, a pracowników tylko o 4%24. Uwzględniając ponadto wysoce prawdopodobną przesłankę, że gospodarstwa domowe pracujących na własny rachunek mają tendencję do silniejszego niż pozostałe grupy gospodarstw domowych zaniżania w badaniach 24. Nie można jednak na tej podstawie mówić o względnie dobrym położeniu gospodarstw domowych emerytów i rencistów, gdyż trzeba pamiętać, że gospodarstwa te są relatywnie mniejsze od pozostałych. W ich przypadku oznacza to znacznie większe obciążenie wydatkami sztywnymi związanymi z prowadzeniem gospodarstwa domowego przypadającymi na 1 osobę, w porównaniu z gospodarstwami należącymi do innych grup społeczno-ekonomicznych. Jak wskazują wyniki Narodowego Spisu Powszechnego Ludności i Mieszkań przeprowadzonego w 2002 r., średnia liczba osób w gospodarstwach domowych emerytów i rencistów wynosiła 2,2, podczas gdy w gospodarstwach: pracowników – 3,2; pracowników użytkujących gospodarstwo rolne – 4,4; rolników – 4,2; pracujących na własny rachunek – 3,3; utrzymujących się z niezarobkowych źródeł – 3. Zob. Ludność i gospodarstwa domowe. Stan i struktura społeczno-ekonomiczna, GUS, Warszawa 2003, s. 181..

(13) Rozwarstwienie dochodowe gospodarstw domowych…. )&. budżetowych swoich dochodów oraz zaliczania wielu wydatków konsumpcyjnych do kosztów prowadzonej działalności gospodarczej (co dodatkowo wpływa na obniżenie poziomu wykazywanych dochodów), można sądzić, że dysproporcje między tymi gospodarstwami a innymi grupami gospodarstw są większe, niż wynika to z dostępnych danych statystycznych25. Tabela 2. Relacja przeciętnego miesięcznego dochodu rozporządzalnego na 1 osobę w gospodarstwach domowych według grup społeczno-ekonomicznych do przeciętnego miesięcznego dochodu rozporządzalnego na 1 osobę w gospodarstwach domowych ogółem w latach 1993–2003 (w %) Gospodarstwa domowe. 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003. Ogółem. 100. 100. 100. 100. 100. 100. 100. 100. 100. 100. 100. Pracowników. 102. 102. 100. 103. 103. 104. 106. 108. 106. 105. 107. Pracowników użytkujących gospodarstwo rolne. 84. 84. 87. 84. 84. 80. 78. 79. 79. 77. 77. Rolników. 91. 89. 94. 89. 93. 78. 73. 75. 77. 86. 70. Pracujących na własny rachunek. 126. 129. 128. 127. 131. 125. 128. 130. 125. 127. 126. Emerytów i rencistów. 107. 106. 106. 105. 104. 106. 106. 101. 105. 105. 106. Utrzymujących się z niezarobkowych źródeł. 55. 55. 52. 52. 49. 57. 54. .. .. .. .. Źródło: obliczenia własne na podstawie: Rocznik Statystyczny 1995, GUS, Warszawa 1995, s. 171 i 172; Budżety gospodarstw domowych w 1995 r., s. 12, w 1996 r., s. 12, w 1997 r., s. 12, w 1998 r., s. 12, w 1999 r., s. 18, w 2000 r., s. 18, w 2001 r., s. 18, w 2002 r., s. 18, oraz w 2003 r., s. 18, „Informacje i opracowania statystyczne”, GUS, Warszawa 1996–2004.. W badanym okresie znacznie mniejsze od dochodów gospodarstw domowych ogółem były dochody rolników (średnio o 17%), pracowników użytkujących gospodarstwo rolne (o 19%) i utrzymujących się z niezarobkowych źródeł (o 47% – w latach 1993–1999)26. Co istotne, relatywna sytuacja dochodowa gospodarstw rolników i pracowników użytkujących gospodarstwo rolne pogorszyła się wyraźnie w ciągu jedenastu analizowanych lat. O ile bowiem w 1993 r. dochody pierwszej z tych grup stanowiły 91% dochodów gospodarstw domowych ogółem, a drugiej 84%, o tyle w 2003 r. wynosiły już tylko odpowiednio: 70% i 77%. Porównując 25 Por. E. Kryńska, Socjalne skutki zmian w zatrudnieniu i dochodach z pracy w okresie przebudowy. Raport syntetyczny, Instytut Pracy i Spraw Socjalnych, Warszawa 1999, s. 36. 26 W 2001 r. GUS zaprzestał publikowania danych o budżetach gospodarstw domowych utrzymujących się z niezarobkowych źródeł, uzasadniając to poważnym zróżnicowaniem badanej próby tych gospodarstw, co mogłoby dawać mylny obraz ich rzeczywistej sytuacji ekonomicznej. Ostatnim rokiem, za który dane te zostały opublikowane był 1999 r..

(14) Ryszard Kowalski, Artur Pollok. )'. natomiast dochody gospodarstw domowych rolników z dochodami grupy najlepiej sytuowanej, tj. pracujących na własny rachunek, będzie to 72% w 1993 r. i jedynie 55% w 2003 r.; dla gospodarstw pracowników użytkujących gospodarstwo rolne wskaźnik ten wynosi analogicznie: 66% oraz 61%. Świadomość pogorszenia sytuacji dochodowej w przypadku gospodarstw rolników niewątpliwie potęgowana była faktem, że jeszcze w całej dekadzie lat 80. minionego wieku gospodarstwa te (określane wówczas jako gospodarstwa chłopskie) charakteryzowały się najwyższym poziomem dochodów spośród wszystkich grup społeczno-ekonomicznych gospodarstw domowych27. (#(#9ncVb^`Vôgèc^XdlVc^ZYdX]dYl\dhedYVghilYdbdlnX] lZYj\\gje`l^cinadlnX]. Analizując zróżnicowanie dochodów pomiędzy poszczególnymi grupami społeczno-ekonomicznymi gospodarstw domowych, nie można pominąć kwestii znacznego ich zróżnicowania w ramach tych grup. Informacje opisujące zmiany zachodzące w zakresie realnego poziomu dochodów na przestrzeni lat 1994–2003 dla dwóch najliczniej występujących grup gospodarstw – pracowników oraz emerytów i rencistów, z podziałem na grupy kwintylowe, przedstawia tabela 3. Chociaż wzrost realnych dochodów w badanym okresie nastąpił w obu grupach zarówno w gospodarstwach najbiedniejszych (I grupa kwintylowa), jak i najbogatszych (V grupa kwintylowa), to jednak nie był on równomierny. Znacznie szybciej rosły realne dochody gospodarstw zaliczonych do V grupy kwintylowej – zarówno pracowników (wzrost o 49,2% w 2003 r. w stosunku do 1993 r.), jak i gospodarstw emerytów i rencistów (wzrost o 31,7%) – niż najbiedniejszych gospodarstw (wzrost w analogicznym okresie wyniósł tutaj odpowiednio tylko 6,8% i 15,9%). Tak różna dynamika wzrostu realnego poziomu dochodów w poszczególnych grupach kwintylowych gospodarstw domowych jest przyczyną rosnącego rozwarstwienia dochodowego w ramach każdej z omawianych ich grup społeczno-ekonomicznych. Jak wynika z danych zawartych w tabeli 4, rozwarstwienie to, co wymaga podkreślenia, o wiele silniej zaznaczyło się w grupie gospodarstw domowych pracowników niż w grupie gospodarstw emerytów i rencistów. W 1993 r. relacja dochodów najbogatszych gospodarstw emerytów i rencistów (V kwintyl) do dochodów najbiedniejszych (I kwintyl) wynosiła bowiem 4,1 i na przestrzeni jedenastu analizowanych lat, tj. do 2003 r., zmieniła się nieznacznie, gdyż wzrosła tylko do 4,4, natomiast w przypadku gospodarstw pracowników zwiększyła się 27. Por. L. Deniszczuk, I. Żukowska, Sytuacja materialna gospodarstw domowych w okresie wprowadzania programu stabilizacji gospodarki, „Ekonomista” 1992, nr 4, s. 567, oraz L. Zienkowski, Dochody gospodarstw domowych w okresie transformacji 1989–1996 (próba syntezy), „Studia i Prace. Z Prac Zakładu Badań Statystyczno-Ekonomicznych”, z. 254, Zakład Badań Statystyczno-Ekonomicznych GUS, Warszawa 1998, s. 6–12..

(15) Rozwarstwienie dochodowe gospodarstw domowych…. )(. Tabela 3. Dynamika realnego przeciętnego miesięcznego dochodu rozporządzalnego na 1 osobę w gospodarstwach domowych o najniższych i najwyższych dochodach w latach 1994–2003 (rok poprzedni = 100) Gospodarstwa domowe Lata. ogółem. pracowników. emerytów i rencistów. 20% osób o najniższych dochodach (I grupa kwintylowa) 1994. .. 96,5. 98,0. ogółem. pracowników. emerytów i rencistów. 20% osób o najwyższych dochodach (V grupa kwintylowa) .. 102,9. 99,8. 1995. .. 101,6. 103,4. .. 99,1. 101,3. 1996. .. 106,1. 106,6. .. 115,3. 105,4. 1997. .. 102,1. 98,9. .. 104,8. 109,1. 1998. .. 103,7. 114,1. .. 105,8. 100,7. 1999. .. 101,7. 99,3. .. 102,3. 103,5. 2000. .. 95,5. 89,5. .. 103,9. 97,3. 2001. 104,0. 100,3. 105,1. 100,9. 98,7. 104,2. 2002. 99,3. 97,5. 98,9. 103,5. 103,2. 103,8. 2003. 100,9. 102,1. 102,9. 102,8. 105,7. 103,3. Źródło: obliczenia własne na podstawie: Warunki życia ludności w 1994 r., s. 8, w 1995 r., s. 119, w 1996 r., s. 101, w 1997 r., s. 102, w 1998 r., s. 157, w 1999 r., s. 134, w 2000 r., s. 105, w 2001 r., s. 118, w 2002 r., s. 120, w 2003 r., s. 117, „Studia i analizy statystyczne”, GUS, Warszawa 1995–2004; Rocznik Statystyczny Rzeczypospolitej Polskiej 2000, s. 188, 189 i 321, oraz 2004, s 298 i 441, GUS, Warszawa 2000 i 2004.. z 4,3 do 5,4. Należy jednak przypuszczać, że dysproporcje dochodowe między najbiedniejszymi a najbogatszymi gospodarstwami emerytów i rencistów w ciągu kilkunastu najbliższych lat bardzo się zwiększą, gdy pojawią się w tej grupie społeczno-ekonomicznej gospodarstwa objęte reformą emerytalną z 1999 r. Reforma ta uzależnia ściśle poziom przyszłych świadczeń od wysokości składek wniesionych do systemu, a więc zrywa z poprzednim rozwiązaniem nacechowanym przesłankami socjalnymi, zgodnie z którym płacący wyższe składki „solidaryzowali” się ze słabszymi, nie odnajdując w otrzymywanych świadczeniach różnicy wynikającej z relatywnie większego wkładu do systemu28. Rosnące rozwarstwienie dochodów dostrzegalne jest także na poziomie gospodarstw domowych ogółem. Na początku badanego okresu dochody najbiedniejszej części ogółu gospodarstw (I kwintyl) stanowiły 38% ich poziomu dla całej populacji gospodarstw domowych, a na końcu okresu 33%, podczas gdy najbogatszej części (V kwintyl) były wyższe aż o 97% w 1993 r. i o 114% w 2003 r. 28. Zob. Warunki życia emerytów i rencistów w Polsce i w krajach zachodnich. Uwarunkowania. Problemy. Tendencje, red. D. Graniewska, Instytut Pracy i Spraw Socjalnych, Warszawa 1999, s. 36..

(16) Ryszard Kowalski, Artur Pollok. )). Tabela 4. Relacja przeciętnego miesięcznego dochodu rozporządzalnego na 1 osobę w gospodarstwach domowych o najniższych i najwyższych dochodach do przeciętnego miesięcznego dochodu rozporządzalnego na 1 osobę w gospodarstwach domowych ogółem w latach 1993–2003 (w %) Gospodarstwa domowe Lata. ogółem. pracowników. emerytów i rencistów. 20% osób o najniższych dochodach (I grupa kwintylowa). ogółem. pracowników. emerytów i rencistów. 20% osób o najwyższych dochodach (V grupa kwintylowa). 1993. 38. 46. 46. 197. 195. 189. 1994. .. 44. 46. .. 200. 190. 1995. .. 44. 47. .. 195. 189. 1996. .. 44. 47. .. 211. 186. 1997. .. 42. 43. .. 212. 189. 1998. .. 44. 48. .. 202. 178 184. 1999. .. 45. 47. .. 208. 2000. .. 43. 43. .. 218. 181. 2001. 34. 43. 45. 207. 215. 189. 2002. 34. 42. 44. 211. 219. 194. 2003. 33. 42. 45. 214. 228. 198. Źródło: obliczenia własne na podstawie: Warunki życia ludności w 1993 r., s. 73, w 1994 r., s. 8, w 1995 r., s. 119, w 1996 r., s. 101, w 1997 r., s. 102, w 1998 r., s. 157, w 1999 r., s. 134, w 2000 r., s. 105, w 2001 r., s. 118, w 2002 r., s. 120, w 2003 r., s. 117, „Studia i analizy statystyczne”, GUS, Warszawa 1994–2004; Rocznik Statystyczny 1995, GUS, Warszawa 1995, s. 171; Budżety gospodarstw domowych w 1995 r., s. 12, w 1996 r., s. 12, w 1997 r., s. 12, w 1998 r., s. 12, w 1999 r., s. 18, w 2000 r., s. 18, w 2001 r., s. 18, w 2002 r., s. 18, oraz w 2003 r., s. 18, „Informacje i opracowania statystyczne”, GUS, Warszawa 1996–2004.. Odnosząc dochody I i V grupy kwintylowej gospodarstw emerytów i rencistów oraz pracowników do dochodów gospodarstw ogółem, zauważalna jest względnie stabilna pozycja gospodarstw emerytów i rencistów. Najbiedniejsi w tej grupie w 1993 r. dysponowali dochodami na poziomie 46% dochodów gospodarstw domowych ogółem i 45% w 2003 r., najbogatsi zaś osiągali dochody wyższe na początku rozpatrywanego okresu o 89%, a na jego końcu o 98%. W przypadku gospodarstw pracowników brakuje takiej stabilności. W 1993 r. dochody najbiedniejszych z nich stanowiły 46% dochodów gospodarstw domowych ogółem, a w 2003 r. 42%, natomiast najbogatszych – odpowiednio – 195% i 228%. Poprawiła się przy tym sytuacja najbogatszych gospodarstw pracowników względem V grupy kwintylowej gospodarstw domowych ogółem; o ile w 1993 r. dochody tych pierwszych były niższe od dochodów najbogatszych gospodarstw ogółem o niespełna 1%, to dziesięć lat później przewyższały je już prawie o 7%..

(17) Rozwarstwienie dochodowe gospodarstw domowych…. )*. )#GdolVghil^Zc^ZYdX]dYdlZ\dhedYVghilYdbdlnX] lÑl^ZiaZlnc^`lVc`^ZidlnX]WVYV²ogèc^XdlVc^V lVgjc`lènX^VajYcdÑXôaVi&..,^'%%& Przeprowadzona powyżej analiza zróżnicowania dochodów pomiędzy grupami społeczno-ekonomicznymi gospodarstw domowych, a także pomiędzy ich skrajnymi grupami kwintylowymi oparta była na poziomie przeciętnych miesięcznych dochodów w gospodarstwach domowych w przeliczeniu na 1 osobę. Jak wcześniej wspomniano, dane tego typu nie uwzględniają jednak składu demograficznego poszczególnych gospodarstw jako czynnika różnicującego ciężar ponoszonych przez nie stałych wydatków związanych z utrzymaniem gospodarstwa. W celu analizy stopnia nierówności dochodowych bardziej zasadne jest posłużenie się miernikami zróżnicowania oraz koncentracji dochodów ustalonymi z uwzględnieniem w badaniu skali ekwiwalentności (tzw. jednostek konsumpcyjnych), która eliminuje nieporównywalność dochodów wynikającą z odmiennych cech demograficznych badanych gospodarstw domowych29. Takich właśnie informacji dostarczają wyniki – wspomnianych już wcześniej – ankietowych badań zróżnicowania warunków życia ludności w Polsce. Przeprowadzane są one cyklicznie co kilka lat przez GUS, począwszy od 1997 r. Pierwsze tego typu badanie (z 1997 r.) obejmowało 12 524 gospodarstwa domowe, kolejne zaś – przeprowadzone cztery lata później (w 2001 r.) – 18 052 gospodarstwa30. W tabeli 5 zaprezentowano względne mierniki zróżnicowania dochodów gospodarstw domowych ogółem w latach 1997 i 2001, tj. współczynnik zróżnicowania decylowego, wskaźnik wahania decylowego, wskaźniki dyspersji oparte na pierwszym i dziewiątym decylu, a także miernik koncentracji – współczynnik Giniego31. 29 Skala ekwiwalentności jest zbiorem parametrów pozwalających zmierzyć wpływ składu demograficznego gospodarstwa domowego na jego łączne koszty utrzymania. Najczęściej wykorzystywanymi w badaniach skalami ekwiwalentności są skale opracowane przez Organizację Współpracy Gospodarczej i Rozwoju (OECD). Oryginalna skala ekwiwalentności OECD poszczególnym członkom gospodarstwa domowego przypisuje w badaniu następujące wagi: 1 – głowie gospodarstwa domowego, 0,7 – każdemu kolejnemu członkowi tego gospodarstwa w wieku nie niższym niż 15 lat oraz 0,5 – poszczególnym dzieciom (osobom, które nie ukończyły 15 roku życia). Zob. A. Szulc, Skale ekwiwalentności w pomiarze dobrobytu gospodarstw domowych, „Polityka Społeczna” 1995, nr 8, s. 37 i 38, oraz Zróżnicowanie warunków życia ludności w Polsce w 2001 r., s. 44. 30 Zob. Zróżnicowanie warunków życia ludności w Polsce w 1997 r. (raport analityczny z badania ankietowego), GUS, Warszawa 1998, s. 11 i 12, oraz Zróżnicowanie warunków życia ludności w Polsce w 2001 r., s. 9–14. 31 Współczynnik zróżnicowania decylowego określa relację między najwyższym (granicznym) dochodem w dziewiątej grupie decylowej a najwyższym (granicznym) dochodem w pierwszej grupie decylowej. Wzrost wartości tego współczynnika (przedział możliwych – od 100% aż do plus.

(18) Ryszard Kowalski, Artur Pollok. )+. Tabela 5. Nierówności dochodowe gospodarstw domowych ogółem w latach 1997 i 2001 2001a. Miary nierówności. 1997. Współczynnik zróżnicowania decylowego (w %). 408,30. 401,10. Wskaźnik wahania decylowego (w %). 144,20. 146,20. Wskaźnik dyspersji oparty na pierwszym decylu (w %). 46,80. 48,60. Wskaźnik dyspersji oparty na dziewiątym decylu (w %). 191,00. 194,80. 0,31. 0,31. Współczynnik Giniego a. Dochód pieniężny w przeliczeniu na jednostkę ekwiwalentną (według oryginalnej skali ekwiwalentności OECD). Źródło: Zróżnicowanie warunków życia ludności w Polsce w 1997 r. (raport analityczny z badania ankietowego), GUS, Warszawa 1998, s. 82 i 83, oraz Zróżnicowanie warunków życia ludności w Polsce w 2001 r. Raport analityczny z badania ankietowego, GUS, Warszawa 2002, s. 43.. Przedstawione wskaźniki dają dowód niewielkich zmian dokonujących się w obszarze nierówności dochodowych polskich gospodarstw domowych na przełomie wieków, mających – w zależności od rodzaju miernika – różniący się kierunkiem charakter. Malejący współczynnik zróżnicowania decylowego (z 408,3% w 1997 r. do 401,1% w 2001 r.) oraz rosnący wskaźnik dyspersji oparty na pierwszym decylu (odpowiednio z 46,8% do 48,6%) wskazują na zmniejszanie się dysproporcji pomiędzy najwyższym poziomem dochodów w dziewiątej grupie decylowej a najwyższym w pierwszej oraz na „zbliżanie” się tego drugiego do dochodu środkowego (co oznacza spadek nierówności dochodowych). Jednocześnie wzrosła różnica między najwyższym poziomem dochodu w dziewiątym decylu a dochodem środkowym – w 1997 r. był on wyższy o 91%, a w 2001 r. o 94,8% od najwyższego poziomu dochodów w piątej grupie decylowej. W tym okresie towarzyszył temu ponadto wzrost wartości wskaźnika wahania decylowego z poziomu 144,2% do 146,2%, co jest równoznaczne (przynajmniej teoretycznie) ze wzrostem zróżnicowania dochodów gospodarstw domowych. Wyjaśnienia tak różnokierunkowych ze względu na interpretację zmian wartości poszczególnych wskaźników szukać należy w nierównomiernym wzroście. nieskończoności) oznacza wzrost rozpiętości dochodów. Wskaźnik wahania decylowego stanowi iloraz różnicy pomiędzy dochodem granicznym w dziewiątej i pierwszej grupie decylowej przez dochód środkowy (medianę). Przyjmuje wartości z przedziału od 0% do plus nieskończoności i rośnie przy zwiększaniu się rozwarstwienia dochodów. Wskaźnik dyspersji może być natomiast oparty na pierwszym lub dziewiątym decylu. W pierwszym przypadku przybiera wartości od 0% do 100% i wraz ze wzrostem zróżnicowania dochodów maleje, w drugim zaś – od 100% do plus nieskończoności i rośnie przy zwiększaniu się nierówności dochodowych. Zob. Zróżnicowanie warunków życia ludności w Polsce w 2001 r., s. 45..

(19) Rozwarstwienie dochodowe gospodarstw domowych…. ),. dochodów w badanym okresie; najsilniejszym – jak można wnioskować z przedstawionych wskaźników – w gospodarstwach o najniższych dochodach i na tyle silnym w przypadku dziewiątego decyla, żeby zwiększeniu uległa relacja między najwyższym poziomem dochodu tej grupy decylowej a dochodem środkowym (medianą). Nie należy jednak zapominać, że zmiany te miały wymiar nieznaczny, czego wyrazem jest w pewnym sensie stałość wartości współczynnika Giniego. Tak w 1997 r., jak i w 2001 r. kształtował się on na poziomie 0,31. Tabela 6. Zróżnicowanie przeciętnych miesięcznych dochodów gospodarstw domowych według grup społeczno-ekonomicznych w latach 1997 i 2001 (współczynnik Giniego) 1997. 2001a. Pracowników. 0,33. 0,32. Pracowników użytkujących gospodarstwo rolne. 0,30. 0,29. Gospodarstwa domowe. Rolników. 0,33. 0,33. Pracujących na własny rachunek. 0,35. 0,34. Emerytów i rencistów. 0,25. 0,26. Utrzymujących się z niezarobkowych źródeł. 0,39. 0,38. a. Dochód pieniężny w przeliczeniu na jednostkę ekwiwalentną (według oryginalnej skali ekwiwalentności OECD). Źródło: Zróżnicowanie warunków życia ludności w Polsce w 1997 r., s. 83, oraz Zróżnicowanie warunków życia ludności w Polsce w 2001 r., s. 40.. Podobnie jak w przypadku gospodarstw domowych ogółem praktycznie niezmienny w badanym okresie okazał się współczynnik Giniego również w odniesieniu do ich grup społeczno-ekonomicznych (tabela 6). Nie oznacza to jednak jednorodnej wewnętrznie sytuacji dochodowej poszczególnych grup gospodarstw domowych, a jedynie wskazuje na trwałość różnic w dysproporcjach dochodowych pomiędzy nimi. Największe zróżnicowanie dochodów w 2001 r. dotyczyło gospodarstw utrzymujących się z niezarobkowych źródeł (wartość współczynnika 0,38), najmniejsze zaś emerytów i rencistów, w przypadku których współczynnik Giniego osiągnął wówczas wartość 0,26. Zbliżone nierówności dochodowe charakteryzowały gospodarstwa domowe pracowników, rolników oraz pracujących na własny rachunek (wartość współczynnika w ich przypadku oscylowała w 2001 r. pomiędzy 0,32 a 0,34)..

(20) Ryszard Kowalski, Artur Pollok. )-. *#Lc^dh`^^jlV\^`d²XdlZ Mimo istniejącego w świadomości społecznej przekonania o nadmiernym zróżnicowaniu dochodowym polskiego społeczeństwa, statystyczne jego mierniki (np. współczynnik Giniego odnoszący się do dochodów, czy to liczonych per capita, czy na jednostkę ekwiwalentną) zaprzeczają temu twierdzeniu, sytuując Polskę wśród krajów o względnie egalitarnej strukturze podziału dochodów32. Szukając wyjaśnień społecznej percepcji nierówności dochodowych, należy cofnąć się do okresu gospodarki socjalistycznej, kiedy to, pomijając nawet deklaracje ideologiczne, większa równość i jednorodność stylów życia była w dużej mierze rezultatem niewydolności ówczesnego systemu gospodarczego. Stąd nieporównanie bardziej efektywna gospodarka rynkowa, „nagradzająca” jednostki najbardziej aktywne, z definicji stała się „niesprawiedliwa” dla społeczeństwa przyzwyczajonego do równości (przynajmniej w sferze deklaracji) w obszarach tak ważnych, jak dochody czy poziom życia. Tymczasem, analizując obiektywnie sytuację dochodową polskich gospodarstw domowych w okresie transformacji, należy, jak to wynika z przedstawionych pokrótce przez A. Wojtynę głównych wniosków płynących ze studium autorstwa J. Rutkowskiego, skupić się na odpowiedzi nie na pytanie, dlaczego nierówności wzrosły, ale dlaczego wzrost ten miał tak ograniczony charakter33. Według J. Rutkowskiego za taki stan rzeczy odpowiedzialne były34: – duże rozmiary szarej strefy w gospodarce, umożliwiające osiąganie dochodów osobom, które niejednokrotnie w przypadku jej braku stałyby się bezrobotne, – znaczący udział w strukturze bezrobotnych osób bardzo młodych i kobiet, – konkurencyjna presja w sektorze prywatnym ograniczająca wzrost płac oraz presja związków zawodowych w sektorze publicznym w kierunku egalitaryzmu, – względnie skuteczny system zabezpieczenia społecznego chroniący przed ubóstwem, – względnie (tylko w porównaniu z innymi krajami przechodzącymi transformację gospodarczą) sprawny system regulacji, rządy prawa, silne instytucje państwowe, demokratyczna kontrola nad procesami gospodarczymi, działające ograniczająco na zachowania korupcyjne i zachowania typu pogoni za rentą. Wydawać by się mogło, że obiektywnie niezbyt duże rozwarstwienie dochodowe polskiego społeczeństwa, zbliżone do tego charakteryzującego społeczeń32. Zob. B. Górecki, op. cit., s. 635, oraz A. Wojtyna, op. cit., s. 21. Zob. A. Wojtyna, op. cit., s. 16–18. 34 Trzy Polski: Potencjał i bariery integracji z Unią Europejską. EU-monitoring III, red. J. Hausner, M. Marody, Fundacja Ericha Brosta przy Fundacji im. Friedricha Eberta, Warszawa 1999, s. 126. 33.

(21) Rozwarstwienie dochodowe gospodarstw domowych…. ).. stwa najbardziej rozwiniętych krajów, jest oznaką dojrzałości i siły gospodarki polskiej. Wniosek taki jest jednak zbytnio uproszczony, nie uwzględnia bowiem różnic w poziomie dochodu narodowego pomiędzy Polską a tymi krajami 35. Stosunkowo niewielkie dysproporcje dochodowe, po części będące wynikiem źle pojmowanej i lokowanej opiekuńczości państwa, mogą w pewnych warunkach stać się barierą szybkiego rozwoju naszego kraju. Wyższe niż do tej pory nierówności dochodowe byłyby w takim przypadku jednym z czynników stymulujących procesy sprzyjające zmniejszaniu wspomnianych różnic w zakresie poziomu dochodu narodowego. Inaczej mówiąc, nie da się wykluczyć takiej sytuacji, w której możliwość czerpania przyszłych korzyści z wysokiego poziomu rozwoju uwarunkowana będzie w Polsce koniecznością poniesienia „kosztów społecznych” związanych ze stosunkowo dużymi dysproporcjami dochodowymi gospodarstw domowych. AîZgVijgV Beskid L., Zróżnicowanie dochodów i jego potoczna percepcja, „Praca i Zabezpieczenie Społeczne” 1995, nr 1. Brzeziński M., Wpływ nierówności dochodowej na dobrobyt społeczny w Polsce w latach 1987–1997, „Gospodarka Narodowa” 2002, nr 9. Budżety gospodarstw domowych w 1992 r. (–2003 r.), „Informacje i opracowania statystyczne”, GUS, Warszawa 1993–2004. Cichomski B., Płaszczyzny nierówności dochodów i wynagrodzeń w Polsce w latach dziewięćdziesiątych [w:] Sprawiedliwość społeczna. Polska lat dziewięćdziesiątych, red. B. Cichomski, W. Kozek, P. Morawski, W. Morawski, Wydawnictwo Naukowe Scholar, Warszawa 2001. Deniszczuk L., Żukowska I., Sytuacja materialna gospodarstw domowych w okresie wprowadzania programu stabilizacji gospodarki, „Ekonomista” 1992, nr 4. Dobrska Z., Rozwarstwienie – oszczędności – wzrost, „Ekonomista” 1995, nr 1–2. Golinowska S., Nierówności społeczne; identyfikacja i możliwości wyrównywania [w:] Nierówności dochodowe i majątkowe. Zakres i formy redystrybucji dochodów państwa, Rada Strategii Społeczno-Gospodarczej przy Radzie Ministrów, raport nr 49, Warszawa 2002. Górecki B., Dynamika zarobków w krajach przechodzących transformację i w krajach Unii Europejskiej, „Ekonomista” 2000, nr 5. Górecki B., Wiśniewski M., Zróżnicowanie dochodów gospodarstw domowych w Polsce w latach 1987–1995 [w:] Podział dochodu i nierówności dochodowe. Fakty, tendencje, porównania, Rada Strategii Społeczno-Gospodarczej przy Radzie Ministrów, raport nr 29, Warszawa 1998. Kryńska E., Socjalne skutki zmian w zatrudnieniu i dochodach z pracy w okresie przebudowy. Raport syntetyczny, Instytut Pracy i Spraw Socjalnych, Warszawa 1999.. 35. A. Wojtyna, op. cit., s. 21..

(22) *%. Ryszard Kowalski, Artur Pollok. Kudrycka I., Radziukiewicz M., Możliwości pozyskiwania dochodów przez poszczególne grupy społeczne – zmiany w rozkładach dochodów i prognozy, Instytut Rozwoju i Studiów Strategicznych, „Raporty”, nr 75, Warszawa 1998. Ludność i gospodarstwa domowe. Stan i struktura społeczno-ekonomiczna, GUS, Warszawa 2003. Metodyka badania budżetów gospodarstw domowych, „Zeszyty metodyczne i klasyfikacje”, GUS, Warszawa 1999. Nierówności dochodowe i majątkowe. Zakres i formy redystrybucji dochodów państwa, Rada Strategii Społeczno-Gospodarczej przy Radzie Ministrów, raport nr 49, Warszawa 2002. Podział dochodu i nierówności dochodowe. Fakty, tendencje, porównania, Rada Strategii Społeczno-Gospodarczej przy Radzie Ministrów, raport nr 29, Warszawa 1998. Polski talk show: Dialog społeczny a integracja europejska. EU-monitoring V, red. J. Hausner, M. Marody, Małopolska Szkoła Administracji Publicznej Akademii Ekonomicznej w Krakowie – Fundacja im. Friedricha Eberta, Kraków 2001. Rocznik Statystyczny 1995, GUS, Warszawa 1995. Rocznik Statystyczny Rzeczypospolitej Polskiej 2000, GUS, Warszawa 2000. Rocznik Statystyczny Rzeczypospolitej Polskiej 2004, GUS, Warszawa 2004. Szopa B., Kontrowersje wokół problemów podziału, „Ruch Prawniczy, Ekonomiczny i Socjologiczny” 2005, z. 4. Szopa B., Nierówności dochodowe na tle transformacji polskiej gospodarki [w:] Transformacja. Integracja. Globalizacja. W poszukiwaniu modelu rozwoju gospodarczego Polski, Akademia Ekonomiczna w Krakowie – Małopolska Wyższa Szkoła Ekonomiczna w Tarnowie, Kraków–Tarnów 2004. Szulc A., Skale ekwiwalentności w pomiarze dobrobytu gospodarstw domowych, „Polityka Społeczna” 1995, nr 8. Trzy Polski: Potencjał i bariery integracji z Unią Europejską. EU-monitoring III, red. J. Hausner, M. Marody, Fundacja Ericha Brosta przy Fundacji im. Friedricha Eberta, Warszawa 1999. Warunki życia emerytów i rencistów w Polsce i w krajach zachodnich. Uwarunkowania. Problemy. Tendencje, red. D. Graniewska, Instytut Pracy i Spraw Socjalnych, Warszawa 1999. Warunki życia ludności w 1993 r. (–2003 r.), „Studia i analizy statystyczne”, GUS, Warszawa 1994–2004. Wiśniewski M., Nierówności dochodowe i majątkowe oraz zakres i formy państwowej redystrybucji dochodów (Tezy wystąpienia) [w:] Nierówności dochodowe i majątkowe. Zakres i formy redystrybucji dochodów państwa, Rada Strategii Społeczno-Gospodarczej przy Radzie Ministrów, raport nr 49, Warszawa 2002. Wiśniewski M., Zmiany rozkładu dochodów w latach 1987–1992 [w:] Studia nad reformowaną gospodarką. Aspekty instytucjonalne, red. M. Okólski, U. Sztanderska, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa 1996. Wojtyna A., Problem nierówności dochodów w kontekście przystąpienia Polski do Unii Europejskiej, Zeszyty Naukowe Akademii Ekonomicznej w Krakowie, nr 600, Kraków 2002. Zienkowski L., Dochody gospodarstw domowych w okresie transformacji 1989–1996 (próba syntezy), „Studia i Prace. Z Prac Zakładu Badań Statystyczno-Ekonomicznych”, z. 254, Zakład Badań Statystyczno-Ekonomicznych GUS, Warszawa 1998..

(23) Rozwarstwienie dochodowe gospodarstw domowych…. *&. Zróżnicowanie warunków życia ludności w Polsce w 1997 r. (raport analityczny z badania ankietowego), GUS, Warszawa 1998. Zróżnicowanie warunków życia ludności w Polsce w 2001 r. (raport analityczny z badania ankietowego), GUS, Warszawa 2002. >cXdbZ9^heZgh^dcd[Eda^h]=djhZ]daYhYjg^c\i]Z:Xdcdb^X IgVchî^dc The economic transition has brought about a radical change in the income distribution mechanism in the Polish economy. Research on household budgets shows unequivocally that in the 1993–2003 period a real growth in income occurred in all socio-economic household groups, albeit to various degrees. The largest growth rate and the highest income level (compared to all other households) were observed in the case of self-employed households. At the opposite end were farming households, which exhibited both the lowest growth rate and the lowest income level. The different income growth rate was specific not only to individual socio-economic household groups, but to individual income groups within them as well. These processes resulted in clear changes in material stratification and in the growth of income disparities among households. Statistical measures of income distribution (among others, the Gini coefficient) show, however, that the transition period was not homogenous with regard to the growth rate of income inequalities in Polish society. Whereas strong growth in income stratification occurred up to 1996, in the following period only small changes were noted. As a result, after more than a dozen years of economic transition, Poland remains a country with a relatively egalitarian income distribution structure..

(24)