Analiza dynamiki struktury towarowej polskiego handlu zagranicznego z Unią Europejską i CEFTA

Pełen tekst

(1)Zeszyty Naukowe nr. 723. 2006. Akademii Ekonomicznej w Krakowie. Henryk Czubek Katedra Handlu Zagranicznego. Analiza dynamiki struktury towarowej polskiego handlu zagranicznego z Unià Europejskà i CEFTA 1. Wprowadzenie Od momentu rozpoczęcia w Polsce transformacji gospodarczej na przełomie lat 80. i 90. ubiegłego wieku coraz większego przyśpieszenia nabierało przekształcanie struktury geograficznej oraz towarowej polskiego handlu zagranicznego. W odniesieniu do struktury geograficznej decydującym momentem było zawarcie na początku ostatniej dekady XX w. dwóch porozumień o wolnym handlu, z których jedno było integralną częścią tzw. Układu Europejskiego, a drugie – umowa CEFTA, już w samej swej nazwie określała obszar swojego funkcjonowania, jako strefę wolnego handlu pomiędzy umawiającymi się stronami1. Zarówno w odniesieniu do przyczyn, postanowień i skutków obu umów, jak i też ich praktycznej strony funkcjonowania w realiach polskiej wymiany gospodarczej z zagranicą została zgromadzona już bardzo obszerna i ciekawa literatura badawcza2. Co ciekawe, oba porozumienia zostały zawarte mniej więcej w tym 1 Chociaż nie stanowi to tematu niniejszego artykułu, nie należy zapominać, że oprócz porozumień o wolnym handlu w ramach Układu Europejskiego oraz umowy CEFTA Polska zawarła jeszcze cały szereg dodatkowych umów o wolnym handlu, które na pewno mają istotny wpływ na kształtowanie wielkości i struktury naszej wymiany towarowej w odniesieniu do stosunków z konkretnymi partnerami. Trzeba tu pamiętać o umowach wolnego handlu z Litwą, Łotwą, Estonią, Turcją i Izraelem, Wyspami Owczymi i ugrupowaniem EFTA. 2 Por.: Od liberalizacji do integracji Polski z Unią Europejską. Mechanizmy i skutki gospodarcze, J.J. Michałek, W. Siwiński, M. Socha (red.), PWN, Warszawa 2003; H. Tendera-Właszczuk, Rozszerzenie Unii Europejskiej na Wschód, PWN, Warszawa 2001; Rola CEFTA w integrującej się Europie, P. Bożyk (red.), SGH, Warszawa 1999; A. Sołtysińska, P. Czubik, CEFTA – Środkowoeuropejska strefa wolnego handlu, Kraków 1997..

(2) 30. Henryk Czubek. samym czasie i zaczęły obowiązywać w nie odległych od siebie terminach. Nie wymagająca ratyfikacji „Umowa przejściowa” zawierająca porozumienie o wolnym handlu z UE weszła w życie 1.03.1992 r., a postanowienia Umowy CEFTA zaczęły obowiązywać na zasadzie prowizorycznej od 1.03.1993 r. Równocześnie pełne formalne przyjęcie zarówno Układu Europejskiego, jak i umowy CEFTA nastąpiło w 1994 r. (od 1 lutego dla Układu Europejskiego i od 1 lipca dla Umowy CEFTA). Ten praktycznie równoczesny moment startu obu porozumień dotyczących liberalizacji handlu umożliwia porównanie wpływów tych uzgodnień na zmiany struktury towarowej i geograficznej polskiego handlu zagranicznego. Tematem niniejszego artykułu jest porównawcza analiza dynamiki struktur wymiany towarowej Polski z krajami UE i CEFTA, traktowanymi jako jedna całość, w ramach odpowiedniego ugrupowania. Zgromadzony materiał statystyczny został poddany analizie z wykorzystaniem syntetycznych wskaźników opierających się zarówno na absolutnych różnicach indywidualnych, jak i na wskaźnikach relatywnych. Pomocnym było również dokonanie analizy skupień z wykorzystaniem metody Warda. W artykule poruszone zostały następujące problemy badawcze: − zmiany relacji średniej wartości pozycji towarowej w wymianie z krajami UE w stosunku do średniej wartości pozycji towarowej w wymianie z krajami CEFTA, − proces upodobniania się i wzajemnego różnicowania struktury polskiego eksportu i importu do i z krajów CEFTA wobec struktury polskiego eksportu i importu do i z krajów UE, − wewnętrzna dynamika struktury polskiego eksportu i importu w wymianie handlowej z krajami UE i CEFTA. 2. Metodyka analizy Podstawę przeprowadzonej analizy stanowiły dane opracowane wstępnie przez Centrum Informacji Gospodarczej Ministerstwa Gospodarki RP (CIG) na podstawie deklaracji SAD składanych przez eksporterów i importerów w ramach dokonywanych odpraw celnych. Dane statystyczne dotyczyły obrotów polskiego handlu zagranicznego w latach 1994–2002 i zawierają ujęcie obrotów wszystkimi towarami Polski w ramach handlu ze wszystkimi krajami. Dane dla lat 1994–2000 przedstawione są w postaci rekordów identyfikowanych w 9-cyfrowym kodzie PCN, a dla lat 2001–2002 w 8-cyfrowym kodzie PCN. Liczba występowania danego kodu PCN równa się ilości krajów, z którymi dokonane były obroty w ramach towaru klasyfikowanego tym kodem PCN. W rezultacie przeprowadzonych procedur obliczeniowych z wykorzystaniem metod dostępnych w ramach programów Microsoft Excel i Microsoft Access.

(3) Analiza dynamiki struktury…. 31. otrzymano jednorodną klasyfikację towarową eksportu i importu Polski w stosunku do krajów CEFTA i UE, prezentującą obroty w latach 1994–2002 w rozbiciu na 2-cyfrowe działy taryfy celnej. Tym samym możliwe było wyznaczenie struktury procentowej udziałów poszczególnych działów taryfy w kolejnych latach analizy. Uzyskane dane analityczne w postaci struktury udziałów poszczególnych działów taryfy celnej opisanych kodem 2-cyfrowym w polskim eksporcie i imporcie względem krajów Unii Europejskiej i CEFTA stanowiły konkretny materiał analityczny umożliwiający sformułowanie i weryfikację szeregu problemów badawczych. W celu ułatwienia dalszego toku rozumowania wprowadzone zostały następujące oznaczenia macierzowe: X – macierz struktury eksportu Polski do CEFTA z odpowiednimi elementami xij, Y – macierz struktury eksportu Polski do UE z odpowiednimi elementami yij, V – macierz struktury importu Polski z CEFTA z odpowiednimi elementami vij, Z – macierz struktury importu Polski z UE z odpowiednimi elementami zij, gdzie subskrypt dolny i oznacza liczbę wierszy przy czym (i = 1, …, 97) dla 97 aktywnych działów taryfy celnej z wyłączeniem działu 77, ale przy uwzględnieniu dodatkowego (sztucznego) działu taryfy o kodzie „00”, do którego wpisywano wszystkie towary, dla których nie było pewności co do właściwej klasyfikacji w kodzie PCN, oraz subskrypt dolny j oznacza liczbę kolumn, przy czym (j = 1, …, 9) dla dziewięciu lat analizy. 3. WartoÊç Êrednich pozycji towarowych Kwestią związaną z tematyką kumulacji i struktury towarowej obrotów jest określenie średniej wartości pozycji towarowej opisywanej 9-cyfrowym kodem PCN w analizowanych latach zarówno dla eksportu, jak i importu w stosunkach z UE i CEFTA. Zbiorcze dane na ten temat zawarte są w tabeli 1. W zakresie wszystkich czterech kategorii: średniej pozycji towarowej w imporcie z UE, średniej pozycji towarowej w imporcie z CEFTA, średniej pozycji towarowej w eksporcie do UE i średniej pozycji towarowej w eksporcie do CEFTA, można zauważyć dynamiczny wzrost tej wartości, przy czym jest on zróżnicowany pomiędzy krajami CEFTA i UE. Na podstawie analizy danych z tabeli 1 można stwierdzić szybszy średni wzrost przeciętnej wartości towarów oznaczanych 9-cyfrowym kodem PCN w obrotach Polski z CEFTA w porównaniu z obrotami z UE. W analizowanym okresie średnia wartość wzrostu dostaw w eksporcie do UE wynosiła tylko 10,5%, podczas gdy średnia wartość wzrostu dostaw na rynki CEFTA była na poziomie 16%. Podobna różnica dotyczyła importu, gdzie średnia wartość wzrostu dostaw do krajów CEFTA wynosiła 15,3%, a dla obszaru UE było to tylko 11,4%. W rezultacie w okresie.

(4) Henryk Czubek. 32. Tabela 1. Średnia wartość dostaw towarów w handlu pomiędzy Polską i UE oraz Polską i CEFTA przy użyciu 9-cyfrowych kodów PCN (w USD) w latach 1994–2002 Wyszczególnienie Import z UE Import z CEFTA Eksport do UE Eksport do CEFTA. 1994. 1995. 1996. 1997. 1998. 1999. 2000. 2001. 2002. 1 574 944 2 067 441 2 556 594 2 854 538 3 270 854 3 208 079 3 227 500 3 400 360 3 746 385 217 202. 360 266. 417 549. 483 261. 520 876. 520 164. 574 764. 628 123. 678 427. 1 641 032 2 153 385 2 121 782 2 149 930 2 421 443 2 464 472 2 827 506 3 289 029 3 645 178 189 302. 281 580. 310 906. 335 796. 378 279. 395 068. 474 963. 546 936. 620 186. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG.. analizowanych 9 lat relacja średniej wartości pozycji towarowej w eksporcie do krajów UE w stosunku do średniej wartości pozycji towarowej w eksporcie do krajów CEFTA zmniejszyła się. W 1994 r. relacja ta wynosiła 8,67:1, a w 2002 r. obniżyła się do poziomu 5,88:1. W imporcie zmiana ta przejawiła się obniżeniem analizowanej relacji z poziomu 7,25:1 do poziomu 5,52:1. Można więc oczekiwać, że w okresie następnych kilkunastu lat średnie wielkości dostaw w odpowiednich pozycjach towarowych zbliżą się do siebie jeszcze bardziej w stosunkach handlowych Polski z krajami obecnej UE i krajami tworzącymi w 2003 r. ugrupowanie CEFTA. 4. Podobieƒstwa struktur eksportu i importu w stosunkach z CEFTA i UE Kolejnym problemem jest znalezienie odpowiedzi na pytanie, czy w kolejnych latach struktura polskiego eksportu i importu do i z krajów CEFTA upodabniała się, czy też coraz bardziej różnicowała się względem struktury polskiego eksportu i importu do i z krajów UE. Poszukując odpowiedzi na to pytanie, należy zbadać odległości pomiędzy tymi strukturami z wykorzystaniem odpowiednich miar podobieństwa. Metoda badania podobieństwa struktur eksportu i importu w stosunkach z CEFTA i UE. Na początku zarysowuje się pewien problem metodyczny, gdyż punktem wyjścia w tym obszarze jest dokonanie normalizacji (standaryzacji) odpowiednich danych wejściowych3, tak, aby spełniały one przynajmniej wymóg 3 Por. M. Dobosz, Wspomagana komputerowo statystyczna analiza wyników badań, Akademicka Oficyna Wydawnicza EXIT, Warszawa 2001; Metody statystyki międzynarodowej, A. Zeliaś (red.), PWE, Warszawa 1988..

(5) Analiza dynamiki struktury…. 33. addytywności4 w przypadku cech różnoimiennych. Jednakowoż ze względu na posługiwanie się już w ramach danych wejściowych zawartych w macierzach X, Y, V, Z cechami opisanymi w procentach lub ułamkach zawierających się od 0 do 1 i dotyczących udziałów poszczególnych działów taryfy celnej w eksporcie lub imporcie, to nie wydaje się, aby czynność standaryzowania lub normalizowania była niezbędna. Prowadziłoby to do dodatkowego odrealnienia i sztucznego dopasowywania danych wejściowych do obowiązującej teorii. Tak więc skonstruowano odpowiednie miary odległości dla poszczególnych właściwych kolumn macierzy X i Y oraz macierzy V i Z. Sprawdzono tym samym odległości pomiędzy tymi strukturami w kolejnych latach analizy. Wykorzystano tu dwa mierniki. Pierwszym był podstawowy miernik z zakresu grupy wskaźników opierających się na absolutnych różnicach indywidualnych wskaźników struktury i była to odległość Euklidesa. Drugim był miernik z grupy wskaźników relatywnych – zastosowano współczynnik dywergencji Clarka. Zasługuje on na szczególną uwagę, gdyż dzięki niemu uzyskuje się większą wagę przypisywaną różnicom otrzymywanym z mniejszych pojedynczych wskaźników struktury niż wagę, jaką uzyskuje się z różnicy otrzymywanej z większych pojedynczych wskaźników struktury. Taka sytuacja ma właśnie miejsce w rozpatrywanych strukturach towarowych eksportu i importu Polski z analizowanymi grupami krajów. Na łączną liczbę 97 działów taryfy z reguły w około ośmiu działach zawiera się ponad 50% eksportu lub importu w danym roku. Oznacza to, że na pozostałe 90 działów pozostaje do rozdysponowania drugie 50% eksportu lub importu w danym roku i zostawia to po ok. 0,5% na jeden dział. Dlatego tak ważne jest użycie miary z grupy mierników relatywnych, aby zostały uwypuklone ewentualne różnice pomiędzy małymi, ale licznymi wielkościami. Tak więc w celu obliczenia odległości Euklidesa (odpowiednio e i f) posłużono się następującymi wzorami5: – dla 9 odległości pomiędzy poszczególnymi, odpowiednimi kolumnami macierzy X i Y: 1.  1 97 22 e j =  ∑ xij – yij   97 i =1  4. (1). Addytywność to własność funkcji przypisującej wartości liczbowe dowolnym obiektom: funkcja jest addytywna, gdy jej wartość dla dowolnego obiektu jest równa sumie jej wartości dla części, na jakie obiekt został podzielony (Nowa Encyklopedia Powszechna PWN, t. 1, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa 1995, s. 31). Addytywność oznacza możliwość dodawania dwóch lub więcej składników do siebie, konieczne jest więc, aby te składniki były wyrażone w tych samych jednostkach miary lub też muszą to być wielkości bezmianowe. 5 Metody statystyki międzynarodowej, A. Zeliaś (red.), PWE, Warszawa 1988..

(6) Henryk Czubek. 34. – dla 9 odległości pomiędzy poszczególnymi, odpowiednimi kolumnami macierzy V i Z:  1 97 f j =  ∑ vij – zij  97 i =1. 1. 22.  . (2). Natomiast stosowne wzory dla współczynnika dywergencji Clarka są następujące: – dla 9 odległości pomiędzy poszczególnymi, odpowiednimi kolumnami macierzy X i Y: 1. 2 2  1 97  xij – yij      cj =  97 ∑  xij + yij   = 1 i  . (3). – dla 9 odległości pomiędzy poszczególnymi, odpowiednimi kolumnami macierzy V i Z: 1. 2 2  1 97  vij – zij      cj =  97 ∑  vij + zij    i =1 . (4). Wyniki pomiaru odległości struktur polskiego eksportu i importu do CEFTA i UE. Stosowne obliczenia zostały przeprowadzone z wykorzystaniem metod arkusza kalkulacyjnego Microsoft Excel i ich podsumowanie przedstawiają rys. 1 i 2. Zmiany obu wskaźników miar odległości, zarówno Euklidesa, jak i Clarka, wskazują na stopniowe upodobnianie się struktur polskiej wymiany towarowej z krajami CEFTA i UE. Analizowane wskaźniki mają wyraźną tendencję malejącą i można zakładać, że w kolejnych latach tendencja ta będzie kontynuowana. Zgodnie bowiem z podawaną w literaturze interpretacją, wskaźniki te przyjmują wartości od zera do jeden, przy czym im bliższe są one zeru, tym bardziej dane struktury są zbliżone do siebie, a im bardziej dążą one do jedności, tym większy jest stopień zróżnicowania badanych struktur. Warto również podkreślić, że nie bez znaczenia było zastosowanie współczynnika dywergencji Clarka. Jak wcześniej wspomniano, jego konstrukcja pozwala uwypuklić różnice pomiędzy dominującą liczbowo ilością działów taryfy celnej, których udziały nie różniły się znacząco w sposób bezwzględny pomiędzy sobą. Należy zauważyć, że w początkowych latach analizy (dla eksportu w okresie 1994–1997, a dla importu w okresie 1994–1996) wartość tych współczynników.

(7) Analiza dynamiki struktury…. 35. 0,6 0,5. 0,533. 0,523. 0,504. 0,517. 0,022. 0,022. 0,021. 1994. 1995. 1996. 0,495. 0,487. 0,505. 0,492. 0,483. 0,018. 0,016. 0,016. 0,014. 0,014. 0,014. 1997. 1998. 1999. 2000. 2001. 2002. 0,4 0,3 0,2 0,1 0. odległość Euklidesa. współczynnik dywergencji Clarka. Rys. 1. Odległości pomiędzy strukturami eksportu Polski do CEFTA Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG.. 0,6 0,5. 0,559. 0,560. 0,499. 0,487. 0,461. 0,467. 0,463. 0,4. 0,455. 0,480. 0,3 0,2 0,1 0. 0,018. 0,018. 0,015. 0,015. 0,015. 0,012. 0,012. 0,013. 0,012. 1994. 1995. 1996. 1997. 1998. 1999. 2000. 2001. 2002. odległość Euklidesa. współczynnik dywergencji Clarka. Rys. 2. Odległości pomiędzy strukturami importu Polski z CEFTA i UE Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG.. powyżej granicznego poziomu 0,5 wskazywała, że analizowane struktury były bardziej od siebie oddalone niż zbliżone. Proces upodobniania się struktur polskiego importu i eksportu wobec krajów UE i CEFTA uwidocznił się dopiero pod koniec lat 90. i wydaje się, że będzie kontynuowany w najbliższej przyszłości..

(8) Henryk Czubek. 36. 5. Zmiany pojedynczej struktury eksportu i importu Następnym problemem jest określenie, czy w poszczególnych latach w odniesieniu do pojedynczej struktury eksportu lub importu z UE lub CEFTA następowały znaczące zmiany, czyli określenie wewnętrznej dynamiki danej struktury. Metoda badania wewnętrznej dynamiki struktur. Zastosowano tu przeniesienie czterech zbiorów danych zapisanych w formie macierzy X, Y, V i Z do programu Statistica 5.5 i użyto tam pakietu narzędzi związanych z analizą skupień. Z możliwych do zastosowania w ramach programu Statistica sześciu różnych miar odległości, którymi są: odległość Euklidesowa, kwadrat odległości Euklidesowej, odległość miejska (Manhattan, City block), odległość Czebyszewa, odległość potęgowa oraz niezgodność procentowa, wykorzystano odległość Euklidesową. Powodem była przede wszystkim powszechność stosowania tej miary oraz jej wszechstronność, związana z używaniem funkcji potęgowania (eliminacja liczb ujemnych) oraz zdolnością do niwelacji wpływu na zbiorowość obiektów odstających. Niestety w programie Statistica 5.5 nie ma możliwości posługiwania się w ramach analizy skupień miernikami opierającymi się na różnicach względnych, tak jak współczynnik dywergencji Clarka. W programie Statistica 5.5 wzór na odległość Euklidesową, tj.: 1. odl X ab.  97 2 2 = ∑ ( xia – xib )   i =1 . (5). gdzie: odl Xab – odległość struktur lat a i b w ramach macierzy X, przy czym a ≠ b oraz (a = 1, …, 9) i (b = 1, …, 9); nie zawiera w sobie dzielenia przez liczbę przypadków m = 97, tak jak to miało miejsce przy zastosowaniu wzorów (1) i (2) na odległość Euklidesa dla obliczania miar podobieństw pomiędzy strukturami polskiego eksportu i importu z krajami UE i CEFTA, co było możliwe za pomocą procedury zapisanej w programie Excel. Dla macierzy Y, V i Z wzór (5) jest modyfikowany poprzez zmianę oznaczenia literowego macierzy z X na Y, V i Z oraz jej elementów z x na y, v i z. Po skonstruowaniu odpowiednich macierzy odległości Euklidesowego podobieństwa struktur polskiego eksportu i importu do krajów CEFTA i UE dokonano analizy skupień tego podobieństwa z wykorzystaniem metody Warda. W metodzie tej do oszacowania odległości między skupieniami wykorzystuje się podejście analizy wariancji. Stosując ją zmierza się do minimalizacji sumy kwadratów dowolnych dwóch skupień, które mogą zostać uformowane na każdym etapie. Ogólnie, metodę tę uznaje się za bardzo efektywną, chociaż zmierza ona do tworzenia skupień o małej wielkości..

(9) Analiza dynamiki struktury…. 37. Tabela 2. Macierz odległości Euklidesowych podobieństwa struktur polskiego eksportu do UE w latach 1994–2002 Wyszczególnienie. 1994. 1995. 1996. 1997. 1998. 1999. 2000. 2001. 2002. 1994. 0,00. 0,03. 0,05. 0,07. 0,09. 0,11. 0,14. 0,15. 0,16. 1995. 0,03. 0,00. 0,03. 0,06. 0,07. 0,09. 0,12. 0,13. 0,14. 1996. 0,05. 0,03. 0,00. 0,04. 0,05. 0,07. 0,10. 0,11. 0,12. 1997. 0,07. 0,06. 0,04. 0,00. 0,05. 0,05. 0,09. 0,10. 0,12. 1998. 0,09. 0,07. 0,05. 0,05. 0,00. 0,03. 0,07. 0,08. 0,09. 1999. 0,11. 0,09. 0,07. 0,05. 0,03. 0,00. 0,05. 0,06. 0,08. 2000. 0,14. 0,12. 0,10. 0,09. 0,07. 0,05. 0,00. 0,03. 0,04. 2001. 0,15. 0,13. 0,11. 0,10. 0,08. 0,06. 0,03. 0,00. 0,02. 2002. 0,16. 0,14. 0,12. 0,12. 0,09. 0,08. 0,04. 0,02. 0,00. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG.. Tabela 3. Przebieg aglomeracji podobieństwa struktur polskiego eksportu do UE w latach 1994–2002 z wykorzystaniem metody Warda na bazie odległości Euklidesowych Odległość Obiekt nr 1 wiązania. Obiekt nr 2. 0,0200. 2001. 2002. 0,0308. 1998. 1999. 0,0327. 1995. 1996. Obiekt nr 3. Obiekt nr 4. Obiekt nr 5. Obiekt nr 6. 0,0391. 2000. 2001. 2002. 0,0485. 1994. 1995. 1996. 0,0572. 1997. 1998. 1999. 0,1396. 1994. 1995. 1996. 1997. 1998. 1999. 0,2862. 1994. 1995. 1996. 1997. 1998. 1999. Obiekt nr 7. Obiekt nr 8. Obiekt nr 9. 2000. 2001. 2002. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG.. Dla każdej z macierzy wejściowych X, Y, V i Z obliczono macierze odległości Euklidesowych pomiędzy strukturami eksportu i importu w poszczególnych latach (zob. tabela 2). Następnie w tabeli 3 przedstawiono opis przebiegu procesu aglomeracji. Pierwsza kolumna tej tabeli zawiera odległości wiązań, na których zostały uformowane odpowiednie skupienia (wskazane w odpowiednich wierszach), a każdy wiersz zawiera określenie lat, które formują dane skupienie. Na sam koniec zamieszczone są dla każdej macierzy tzw. wykresy sopelkowe (pionowe dendrogramy), w ramach których na osi pionowej odłożone są odległości aglomeracyjne, a na osi poziomej odpowiednie lata. Przy każdym węźle na wykresie (gdzie uformowało się nowe skupienie) można odczytać odległość, w której.

(10) Henryk Czubek. 38. odpowiednie elementy zostały powiązane ze sobą tworząc nowe pojedyncze skupienie. 0,30. Odległość wiązania. 0,25 0,20 0,15 0,10 0,05 0,00. 2002. 2001. 2000. 1999. 1998. 1997. 1996. 1995. 1994. Rys. 3. Analiza skupień podobieństwa poszczególnych lat według metody Warda z wykorzystaniem odległości Euklidesowych Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG.. Tabela 4. Macierz odległości euklidesowych podobieństwa struktur polskiego eksportu do CEFTA w latach 1994–2002 Wyszczególnienie. 1994. 1995. 1996. 1997. 1998. 1999. 2000. 2001. 2002. 1994. 0,00. 0,05. 0,06. 0,10. 0,15. 0,15. 0,17. 0,17. 0,18. 1995. 0,05. 0,00. 0,03. 0,07. 0,13. 0,13. 0,15. 0,15. 0,15. 1996. 0,06. 0,03. 0,00. 0,06. 0,11. 0,11. 0,13. 0,13. 0,14. 1997. 0,10. 0,07. 0,06. 0,00. 0,06. 0,07. 0,09. 0,09. 0,10. 1998. 0,15. 0,13. 0,11. 0,06. 0,00. 0,04. 0,06. 0,06. 0,06. 1999. 0,15. 0,13. 0,11. 0,07. 0,04. 0,00. 0,03. 0,04. 0,05. 2000. 0,17. 0,15. 0,13. 0,09. 0,06. 0,03. 0,00. 0,03. 0,05. 2001. 0,17. 0,15. 0,13. 0,09. 0,06. 0,04. 0,03. 0,00. 0,03. 2002. 0,18. 0,15. 0,14. 0,10. 0,06. 0,05. 0,05. 0,03. 0,00. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG..

(11) Analiza dynamiki struktury…. 39. Tabela 5. Przebieg aglomeracji podobieństwa struktur polskiego eksportu do CEFTA w latach 1994–2002 z wykorzystaniem metody Warda na bazie odległości euklidesowych Odległość Obiekt wiązania nr 1. Obiekt nr 2. 0,0292. 1999. 2000. 0,0314. 2001. 2002. 0,0337. 1995. 1996. 0,0535. 1998. 1999. Obiekt nr 3. Obiekt nr 4. Obiekt nr 5. 2001. 2002. Obiekt nr 6. Obiekt nr 7. Obiekt nr 8. Obiekt nr 9. 1999. 2000. 2001. 2002. 2000. 0,0597. 1994. 1995. 1996. 0,0634. 1998. 1999. 2000. 0,0868. 1994. 1995. 1996. 1997. 0,3892. 1994. 1995. 1996. 1997. 1998. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG. 0,40. Odległość wiązania. 0,35 0,30 0,25 0,20 0,15 0,10 0,05 0,00. 2002. 2001. 2000. 1999. 1998. 1997. 1996. 1995. 1994. Rys. 4. Analiza skupień podobieństwa poszczególnych lat według metody Warda z wykorzystaniem odległości Euklidesowej Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG.. Tabela 6. Macierz odległości euklidesowych podobieństwa struktur polskiego importu z UE w latach 1994–2002 Wyszczególnienie. 1994. 1994 1995 1996. 1995. 1996. 1997. 1998. 1999. 2000. 0,00. 0,02. 0,02. 0,00. 0,04. 0,03. 2001. 2002. 0,04. 0,05. 0,06. 0,06. 0,03. 0,04. 0,05. 0,05. 0,06. 0,06. 0,08. 0,05. 0,06. 0,07. 0,00. 0,02. 0,04. 0,04. 0,04. 0,05. 0,06.

(12) Henryk Czubek. 40. cd. tabeli 6 Wyszczególnienie. 1994. 1995. 1996. 1997. 1997. 0,05. 1998. 0,06. 1999. 0,06. 1998. 1999. 2000. 2001. 2002. 0,04. 0,02. 0,05. 0,04. 0,00. 0,02. 0,02. 0,03. 0,03. 0,05. 0,02. 0,00. 0,02. 0,03. 0,03. 0,05. 0,04. 0,05. 0,02. 0,02. 0,00. 0,01. 0,02. 0,03. 2000. 0,06. 0,05. 0,04. 0,03. 0,03. 0,01. 0,00. 0,01. 0,03. 2001. 0,06. 0,06. 0,05. 0,03. 0,03. 0,02. 0,01. 0,00. 0,02. 2002. 0,08. 0,07. 0,06. 0,05. 0,05. 0,03. 0,03. 0,02. 0,00. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG.. Tabela 7. Przebieg aglomeracji podobieństwa struktur polskiego importu z do UE w latach 1994–2002 z wykorzystaniem metody Warda na bazie odległości Euklidesowych Odległość Obiekt wiązania nr 1. Obiekt nr 2. 0,0103. 2000. 2001. 0,0164. 1999. 2000. 0,0170. 1994. 1995. 0,0220. 1997. 1998. Obiekt nr 3. Obiekt nr 4. Obiekt nr 5. Obiekt nr 6. Obiekt nr 7. Obiekt nr 8. Obiekt nr 9. 1999. 2000. 2001. 2002. 2001. 0,0320. 1996. 1997. 1998. 0,0351. 1999. 2000. 2001. 2002. 0,0725. 1994. 1995. 1996. 1997. 1998. 0,1143. 1994. 1995. 1996. 1997. 1998. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG.. Tabela 8. Macierz odległości Euklidesowych podobieństwa struktur polskiego importu z CEFTA w latach 1994–2002 Wyszczególnienie. 1994. 1995. 1996. 1997. 1998. 1999. 2000. 2001. 2002. 1994. 0,00. 0,09. 0,08. 0,09. 0,10. 0,11. 0,12. 0,11. 0,13. 1995. 0,09. 0,00. 0,07. 0,09. 0,09. 0,10. 0,11. 0,11. 0,13. 1996. 0,08. 0,07. 0,00. 0,04. 0,05. 0,06. 0,07. 0,08. 0,09. 1997. 0,09. 0,09. 0,04. 0,00. 0,02. 0,04. 0,05. 0,06. 0,07. 1998. 0,10. 0,09. 0,05. 0,02. 0,00. 0,03. 0,04. 0,05. 0,07. 1999. 0,11. 0,10. 0,06. 0,04. 0,03. 0,00. 0,03. 0,04. 0,06. 2000. 0,12. 0,11. 0,07. 0,05. 0,04. 0,03. 0,00. 0,03. 0,04. 2001. 0,11. 0,11. 0,08. 0,06. 0,05. 0,04. 0,03. 0,00. 0,04. 2002. 0,13. 0,13. 0,09. 0,07. 0,07. 0,06. 0,04. 0,04. 0,00. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG..

(13) Analiza dynamiki struktury…. 41. 0,12. Odległość wiązania. 0,10 0,08 0,06 0,04 0,02 0,00. 2002. 2001. 2000. 1999. 1998. 1997. 1996. 1995. 1994. Rys. 5. Analiza skupień podobieństwa poszczególnych lat według metody Warda z wykorzystaniem odległości Euklidesowej Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG.. Tabela 9. Przebieg aglomeracji podobieństwa struktur polskiego importu z CEFTA w latach 1994–2002 z wykorzystaniem metody Warda na bazie odległości Euklidesowych Odległość Obiekt wiązania nr 1. Obiekt nr 2. 0,0241. 1997. 1998. 0,0260. 2000. 2001. Obiekt nr 3. Obiekt nr 4. Obiekt nr 5. Obiekt nr 6. Obiekt nr 7. 0,0418. 1997. 1998. 1999. 0,0448. 2000. 2001. 2002. 0,0582. 1996. 1997. 1998. 1999. 0,0852. 1994. 1995. 0,1094. 1996. 1997. 1998. 1999. 2000. 2001. 2002. 0,1856. 1994. 1995. 1996. 1997. 1998. 1999. 2000. Obiekt nr 8. Obiekt nr 9. 2001. 2002. Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG.. Interpretacja wyników analizy skupień struktur. Na podstawie danych zawartych w tabelach przebiegu aglomeracji oraz odpowiednich wykresów sopelkowych można powiedzieć, że najbardziej równomiernie zróżnicowane były struktury w eksporcie Polski do krajów UE, gdyż pierwsze i drugie wiązanie grupują dokładnie te same liczby lat, przy czym wielkość odległości dla trzech pierwszych wiązań jest bardzo zbliżona i oscyluje wokół poziomu 0,02–0,03. Przedział dzie-.

(14) Henryk Czubek. 42. 0,20 0,18 Odległość wiązania. 0,16 0,14 0,12 0,10 0,08 0,06 0,04 0,02 0,00. 2002. 2001. 2000. 1999. 1998. 1997. 1996. 1995. 1994. Rys. 6. Analiza zmian struktury polskiego importu z CEFTA w okresie 1994–2002. Analiza skupień podobieństwa poszczególnych lat według metody Warda z wykorzystaniem odległości Euklidesowej Źródło: opracowanie własne na podstawie danych CIG.. więciu lat jest mniej więcej równo rozdzielony na trzy 3-letnie okresy, przy czym ostatni okres 2000–2002 jest najbardziej spoisty wewnętrznie. Widać też wyraźnie odległość, jaka dzieli struktury polskiego eksportu do UE w latach 2000–2002 od struktur, jakie występowały w latach 1994–1996 i w latach 1997–2000. Można się zastanawiać, co spowodowało aż takie zbliżenie tych struktur do siebie w okresie tuż przedakcesyjnym dla Polski. Zmiany struktury polskiego eksportu do CEFTA były większe niż to miało miejsce w strukturze polskiego eksportu do UE. Wynika to z wyższego poziomu pierwszego wiązania, które dla krajów CEFTA zrealizowane było na wysokości 0,029 dla lat 1999 i 2000, podczas gdy dla krajów UE było to już na poziomie 0,020 przy łączeniu lat 2001 i 2002. Widoczne jest także, że na wyższym poziomie grupowania polski eksport do krajów CEFTA dzieli się na dwa podokresy w kategoriach podobieństwa struktur. Pierwszy okres obejmuje lata 1994–1997, a drugi zawiera się w przedziale lat 1998–2002. Również tutaj widać większe zbliżenie do siebie struktur eksportu realizowanego w okresie późniejszym. W strukturze polskiego importu z krajów UE i CEFTA można również zauważyć podobne tendencje, jak i w eksporcie. Z jednej strony, im bardziej okres analizy obejmuje lata bliższe chwili obecnej, tym wyraźniejsze staje się zbliżanie się struktur do siebie, gdyż lata 1999–2002 dla stosunków z UE i lata 2000–2002 dla stosunków z CEFTA mają wyraźnie niższy poziom wiązania niż to ma miejsce w okresach wcześniejszych. Z drugiej strony widać, że struktura polskiego.

(15) Analiza dynamiki struktury…. 43. importu z UE jest bardziej stabilna niż ma to miejsce w polskim imporcie z krajów CEFTA. Zarówno bowiem początkowe, jak i końcowe poziomy wiązania są niższe dla zmian struktur importu z UE niż dla zmian struktur importu z CEFTA. Podobnie większa stabilność (chociaż nie w tak wysokim stopniu) występuje w przypadku polskiego eksportu, co potwierdzałoby tezę, że nasze stosunki handlowe z krajami UE cechuje znaczny stopień inercji, zwłaszcza w przypadku importu, podczas gdy relacje z krajami CEFTA często kształtowane są pod wpływem dużej dynamiki zdarzeń w gospodarkach tych krajów i nie są przez to stabilne w dłuższym okresie. Wpływ na tę różnicę w stabilności struktur wymiany towarowej z UE i CEFTA ma również jej skala oraz dynamika. Polskie obroty z krajami CEFTA stanowiły w 1994 r. zaledwie 7,5% obrotów Polski z UE, a w 2002 r. stanowiły już ok. 12% (jako rezultat bardziej dynamicznego wzrostu stosunków handlowych z CEFTA niż z UE). Zawsze więc choćby niewielka zmiana, ale odniesiona do nieznacznych wartości wyjściowych, będzie przejawiała się w istotnej zmianie struktury. Należy więc oczekiwać, że nadal w przyszłości zmiany struktury polskiego handlu zagranicznego z krajami CEFTA (lub tymi krajami, które tworzyły to ugrupowanie) będą podlegały większym relatywnym wahaniom niż to ma miejsce w naszych stosunkach z UE. 6. Podsumowanie Przedstawiona analiza została sporządzona na średnim stopniu agregacji towarowej dla 97 działów taryfy, na wysokim szczeblu agregacji geograficznej, gdyż obejmowała całe ugrupowania CEFTA i UE, bez podziału struktury towarowej w stosunkach z poszczególnymi krajami. Zamysłem było właśnie potraktowanie tych dwóch ugrupowań jako dwóch odrębnych całości, które mają wpływ na polską gospodarkę. Dzięki temu możliwe było zestawienie zmian, które zachodziły w polskim handlu zagranicznym na skutek integracji z tymi dwoma blokami państw, bez rozdzielania wpływów stosunków handlowych na pojedyncze kraje. Przeprowadzona analiza zmian struktury towarowej polskiego handlu zagranicznego z krajami CEFTA i UE w latach 1994–2002 pozwala sformułować kilka wniosków. Następuje szybszy średni wzrost przeciętnej wartości towarów oznaczanych 9-cyfrowym kodem PCN w obrotach Polski z CEFTA niż ma to miejsce w obrotach z UE. Można oczekiwać, że w okresie następnych kilkunastu lat średnie wielkości dostaw w odpowiednich pozycjach towarowych znacząco zbliżą się do siebie w stosunkach handlowych Polski z krajami obecnej UE i krajami tworzącymi w 2002 r. ugrupowanie CEFTA. Zmiany obu wskaźników miar odległości, zarówno Euklidesa, jak i współczynnika dywergencji Clarka, wskazują na stopniowe upodobnianie się struktur polskiej wymiany towarowej z krajami CEFTA i UE. Proces upodobniania się struktur pol-.

(16) 44. Henryk Czubek. skiego importu i eksportu wobec krajów UE i CEFTA uwidocznił się szczególnie pod koniec lat 90. i wydaje się, że będzie kontynuowany w najbliższej przyszłości. Strukturę polskiej wymiany handlowej z krajami UE cechuje większa stabilność niż ma to miejsce w przypadku stosunków z CEFTA. Zmiany, które następowały w strukturach eksportu i importu zarówno z UE, jak i z CEFTA były najbardziej istotne w pierwszej połowie analizowanego okresu. W drugiej połowie analizowanego okresu zmiany tych struktur były już znacznie mniej widoczne. Oznacza to, że polska gospodarka stopniowo osiąga kształt modelu docelowego, ale wcale nie optymalnego, struktury swoich stosunków handlowych z krajami UE i CEFTA. Każda następna roczna zmiana, która byłaby pod względem absolutnej różnicy większa niż zmiana dokonana w poprzednim roku, staje się coraz mniej prawdopodobna. Tendencja ta świadczy o utrwalaniu się i umocnieniu wypracowanych z biegiem czasu relacji handlowych zrównoważonych na zasadach gospodarki wolnorynkowej, dla których nie oczekuje się ani nie zakłada żadnych gwałtownych zmian. Tym samym potwierdza się teza o coraz bardziej trwałym związaniu polskiej gospodarki z tymi rynkami. An Analysis of Changes in the Goods Structure of Poland’s Trade with the European Union and CEFTA In this article, the author presents a comparative analysis of the changes in the structure of Polandʼs trade with EU and CEFTA countries. The intention was to treat these two groups as two separate wholes that have an impact on the Polish economy. As a result, it was possible to list the changes that have occurred in Polish foreign trade due to integration with these two blocks without separating out the impacts of trade relations with individual countries. The conducted analysis of changes in the goods structure of Polandʼs trade with CEFTA and EU countries from 1994 to 2002 enabled the following findings to be reported: A more rapid average increase has occurred in the average value of goods designated with a 9-digit PCN code in Polish trade with CEFTA than is the case with trade with the EU. It may be expected that over the next several years there will be strong convergence in the average size of deliveries in corresponding types of goods in Polandʼs trade with the present EU countries and the countries that composed the CEFTA group in 2003. Changes in both Euclidean indicators and Clarkʼs divergence coefficient point to the gradually increasing similarity of the structure of Polish trade with EU and CEFTA countries. This process of the structure of Polish imports and exports to EU and CEFTA countries becoming more similar became especially visible at the end of the 1990s and it appears that this trend will continue in the nearest future. The structure of Polandʼs trade with EU countries exhibits a greater level of stability compared to trade with CEFTA. Over time, increasingly less significant changes have been observed in the export and import structures both with respect to the EU as well as CEFTA, which confirms that the Polish economy is becoming permanently linked with these markets..

(17)