Czynniki wzrostu gospodarczego w Polsce 2006+

Czynniki wzrostu gospodarczego w Polsce 2006+

redakcja naukowa:

Kazimierz Ryć

Mirosław Dusza

Wydawnictwo Naukowe Wydziału Zarządzania Uniwersytetu Warszawskiego Warszawa 2007

ISBN 978-83-89069-64-7

Spis treści

Górski Marian, Górka Jakub, Winiarski Radosław, Realne stopy zwrotu inwestorów krajowych i zagranicznych z inwestycji finansowych w Polsce w latach 1994-2005 ...3

Jasiński Andrzej H., Manikowski Arkadiusz, Innowacje a wzrost gospodarczy w okresie transformacji gospodarki polskiej...32

Dusza Mirosław, Kozioł Waldemar, Korupcja a wiarygodność kredytowo-inwestysyjna kraju ...53

KuzińskaHanna,Podatek liniowy – stymulator czy przeszkoda? ...77 Zborowska Władysława, Zmiany w strukturze aktywów finansowych gospodarstw

domowych a wzrost gospodarczy w Polsce w latach 2000-2004 ...88

Olszak Małgorzata, Adekwatność kapitałowa banków a podaż kredytu bankowego ...111 Skrzypczak Zofia, Ryć Kazimierz, Miejsce wydatków na ochronę zdrowia w strukturze wydatków gospodarstw domowych w Polsce w latach 1995 – 2004 ...142

Zalega Tomasz, Wpływ przystąpienia Polski do Unii Europejskiej na krajowy rynek

pracy...166

Krakowińska Ewa, Społeczne skutki transformacji gospodarki – polska bieda ...197

Bednarska Hanna, Wzrost gospodarczy a rozwój niepaństwowego szkolnictwa w

Polsce...230

Mijal Michał, Polityka migracyjna państwa stymulująca wzrost gospodarczy ...258

Górski Marian Górka Jakub

Winiarski Radosław

Realne stopy zwrotu inwestorów krajowych i zagranicznych z inwestycji finansowych w Polsce w latach 1994-2005

Celem artykułu jest analiza realizowanych przez inwestorów krajowych i zagranicznych realnych stóp zwrotu z inwestycji na głównych rynkach finansowych w Polsce w okresie 1994-2005. W szczególności weryfikowane będą hipotezy zależności między poziomem stóp zwrotu osiąganych w poszczególnych klasach inwestycji z poziomem ponoszonego ryzyka.

W analizie wykorzystujemy m.in. wskaźnik Sharpe’a, jeden z powszechnie stosowanych wskaźników oceny jakości portfela inwestycyjnego. Proponujemy również wskaźnik zmodyfikowany W_G, który daje pełniejsze informacje o jakości portfela w przypadku, gdy benchmarkowa stopa zwrotu jest wyższa od stopy zwrotu ocenianego portfela inwestycyjnego.

W badanym okresie premii za ryzyko nie realizowali krajowi inwestorzy pasywni inwestujący w jedną klasę inwestycyjną. Wysokie premie za ryzyko realizowali natomiast inwestorzy aktywni dobierający trafnie w kolejnych latach inwestycje z poszczególnych klas inwestycyjnych oraz akcje spółek o najwyższych stopach zwrotu. Płytkość rynku akcji małych i średnich spółek na Giełdzie Papierów Wartościowych (GPW) z jednoczesną koncentracją kapitału inwestorskiego, w początkowym okresie wśród inwestorów indywidualnych a od 2003 r. również instytucjonalnych, nadaje wyjątkowo spekulacyjny charakter temu segmentowi rynku.

W tym samym okresie szczególną premię realizowali inwestorzy zagraniczni inwestujący USD i EUR w instrumenty finansowe denominowane w złotych. Źródłem tej premii były początkowo wysokie nominalne stopy procentowe w Polsce, przy jednocześnie niskiej inflacji w macierzystych krajach inwestorów. Źródłem premii inwestorów zagranicznych po 2003 r. była silna apercjacja złotego.

Zgodnie z obowiązującym we współczesnej nauce finansów paradygmatem, stopy zwrotu z inwestycji w danym momencie odzwierciedlają wolną od ryzyka cenę pieniądza (risk-free interest rate) oraz marżę za ryzyko związane z konkretną inwestycją (risk premium):

sz i = r + mri, gdzie:

sz i - stopa zwrotu z i-tej inwestycji finansowej, r – stopa zwrotu wolna od ryzyka, cena pieniądza,

mri - marża za ryzyko związana ze zmiennością dochodu z i-tej inwestycji.

Powszechnie stosowanym miernikiem zmienności dochodu, a zatem i poziomu ryzyka, jest odchylenie standardowe rocznych stóp zwrotu z danej inwestycji od jej średniorocznego poziomu w analizowanym okresie. W dalszej części artykułu analizowane będą roczne stopy zwrotu w poszczególnych klasach inwestycji przy założeniu, że inwestycje podejmowane były na początku kolejnych lat kalendarzowych w okresie 1994–2005. Szeregi czasowe poszczególnych stóp zwrotu składają się w każdym przypadku z dwunastu obserwacji.

Jako nieobciążone ryzykiem stopy procentowe przyjmuje się najczęściej stopy procentowe banku centralnego lub stopy procentowe z rynku międzybankowego. W analizowanym okresie Narodowy Bank Polski ogłaszał następujące stopy:

1) lombardową – krótkoterminowych kredytów (over-night) dla banków komercyjnych pod zastaw publicznych papierów wartościowych;

2) redyskontową – po której NBP oferował bankom komercyjnym redyskontowanie zdyskontowanych uprzednio przez nie weksli (stopa ta w praktyce nie była wykorzystywana z powodu niskiej popularności weksli oraz wysokich wymagań NBP względem jakości weksli podlegających redyskontowaniu);

3) referencyjną – operacji otwartego rynku, jako minimalną rentowność bonów pieniężnych NBP sprzedawanych na cotygodniowych przetargach początkowo z miesięcznym, następnie dwutygodniowym a obecnie tygodniowym terminem zapadalności (stopa ta jest ogłaszana jednak dopiero od 1998 r.);

4) lokat dobowych w NBP.

System notowań stawek WIBID (Warsaw Interbank Bid Rate) i WIBOR (Warsaw

Początkowo kwotował je raz w tygodniu Polski Bank Rozwoju S.A. Od marca 1993 r.

zajmuje się tym agencja Reuters, która w ramach tzw. fixingu codziennie o godz. 11⁰⁰ na podstawie stawek kwotowanych przez banki uczestniczące wylicza średnie arytmetyczne stawki WIBID i WIBOR. Efektywny rynek międzybankowy mógł powstać dopiero po scentralizowaniu rachunków banków komercyjnych w NBP (wcześniej były one prowadzone w oddziałach okręgowych NBP) oraz po skonsolidowaniu rachunków rezerwy obowiązkowej z rachunkami bieżącymi banków. Nastąpiło to dopiero w roku 1994 i fakt ten jest jednym z argumentów zawężenia badanego okresu do lat 1994-2005. Do roku 2001 najdłuższym terminem depozytów międzybankowych, dla których kwotowano stawki WIBID i WIBOR był termin 6-cio miesięczny. Od tego roku kwotuje się również stawki dla terminów 9-cio miesięcznych i rocznych. Od początku istnienia rynku międzybankowego do dzisiaj największe obroty notuje się dla depozytów miesięcznych. WIBOR (1M) jest też najczęściej stosowaną stawką jako punkt odniesienia dla przeszacowania oprocentowania kredytów udzielanych przez banki. Z tego względu przyjmujemy WIMEAN (1M) – średnią arytmetyczną stawek WIBID (1M) i WIBOR (1M) – jako najbardziej adekwatny odpowiednik ceny pieniądza na rynku międzybankowym w Polsce.

Tabela 1. oraz rysunek 1. prezentują średnioroczne poziomy nominalnych stóp lombardowych i referencyjnych NBP oraz stopy WIBID (1M), WIBOR (1M) i WIMEAN (1M) w Polsce w latach 1993–2005¹.

WIMEAN porusza się w korytarzu, który od góry wyznacza stopa lombardowa a od dołu stopa referencyjna. Od wprowadzenia przez NBP w 1998 r. stopy referencyjnej WIMEAN „przykleja się” do niej. Współczynniki korelacji: między stopą WIMEAN (1M) a stopą lombardową oraz między stopą WIMEAN (1M) a stopą referencyjną oscylują wokół 0,99. Jest to typowa zależność między stopami banku centralnego i stopami na rynku międzybankowym w warunkach strukturalnej nadpłynności sektora bankowego. Nadpłynność sektora bankowego w Polsce nie ulega zmniejszeniu i NBP utrzymuje równowagę pieniężną, stosując operacje reverse repo oraz outright sale. W strefie euro, przy strukturalnym braku płynności sektora bankowego, EBC zasila sektor bankowy w pieniądz, stosując operacje repo oraz outright purchase (głównie dwutygodniowe operacje repo, czyli tzw. main refinancing operations). Ta strukturalna różnica może być ważnym czynnikiem wyznaczającym termin przystąpienia Polski do strefy euro.

1 Poszczególne tabele i rysunki znajdują się w załączniku do artykułu.

Nominalne stopy procentowe w Polsce mają wyraźną tendencję malejącą, co dobrze odzwierciedlają liniowe trendy ich spadku przedstawione na rysunku 1. Zahamowanie stałej tendencji spadkowej nastąpiło w latach 2000–2001.

Oczekiwana przez inwestorów premia zależy od ryzyka inwestycyjnego związanego z klasą instrumentów finansowych oraz od ryzyka konkretnego instrumentu w danej klasie inwestycyjnej. Analizowane są roczne stopy zwrotu z inwestycji podjętych 1 stycznia kolejnego roku i zamykanych 31 grudnia tego samego roku.

Przyjęto stopy zwrotu z następujących klas inwestycyjnych:

 roczna lokata bankowa,

 indeks polskich obligacji skarbowych denominowanych w złotych,

 indeks WIG 20,

 indeks WIG,

Przeciętne oprocentowanie lokat rocznych w głównych bankach komercyjnych zaczerpnięto dla lat 1994-1995 z Banku BPH (PBK), natomiast dla lat 1996-2006 z archiwum portalu Bankier.pl (za NBP).

Stopy zwrotu z obligacji skarbowych od 2000 r. reprezentowane są przez Polish Government Bonds Index notowany przez Bank Handlowy. Dla okresu wcześniejszego dokonano własnego szacunku indeksu odzwierciedlającego średnią rentowność obligacji zerokuponowych oraz obligacji dwu-, pięcio- i dziesięcioletnich o stałym oprocentowaniu.

Indeks WIG obejmujący akcje spółek, których łączna wartość stanowi 99% kapitalizacji giełdy jest notowany od początku funkcjonowania Giełdy Papierów Wartościowych w Warszawie (GPW), tj. od 16.04.1991 r. Ma on charakter dochodowy (uwzględnia dywidendy i prawa poboru), a jego wartość bazowa wynosiła 1000 p. W roku 1993 wystąpiła po wcześniejszym uśpieniu giełdy wyjątkowa hossa, WIG w ujęciu nominalnym wzrósł o 1095,25 %. Było to zjawisko anormalne i krótkotrwałe. Jest to kolejny argument za skróceniem analizy do okresu 1994–2005.

Indeks WIG 20 obejmujący 20 największych spółek kwotowanych na GPW notuje się od 16.04.1994 r. Ma on charakter cenowy (nie uwzględnia dywidendy i praw poboru), a jego wartość bazowa wynosiła również 1000 p.

Stopy zwrotu urealniono deflując je wskaźnikami inflacji:

(1 + szit)

rsz_it = --- – 1, (1 + π_t)

gdzie:

rsz_it – realna stopa zwrotu z i-tej inwestycji w roku t, sz_it – nominalna stopa zwrotu z i-tej inwestycji w roku t,

πt – punktowa stopa wzrostu cen dóbr i usług konsumpcyjnych (grudzień do grudnia) w roku t.

Przyjęte w obliczeniach stopy inflacji z okresu 1994–2005 prezentujemy w tabeli 4. oraz na rysunku 4.

Tabela 2. oraz rysunek 2. prezentują średni w roku poziom realnej stawki WIMEAN (1M) oraz realne roczne stopy zwrotu realizowane w opisanych już klasach inwestycyjnych.

Tabela 2 zawiera ponadto: średnioroczne stopy zwrotu w okresie 1994-2005; odchylenia standardowe; współczynniki zmienności oraz wskaźniki Sharpe’a dla wszystkich klas inwestycyjnych. Średnioroczne stopy zwrotu obliczono zgodnie z zasadą średniej geometrycznej i arytmetycznej. Średnia geometryczna informuje o średniorocznej stopie zwrotu inwestora w danej klasie inwestycyjnej, przy założeniu utrzymywania inwestycji przez cały analizowany okres. Średnia arytmetyczna informuje o średniorocznej stopie zwrotu, którą inwestor mógł zrealizować w jednym wybranym losowo roku analizowanego okresu.

Odchylenia standardowe oraz współczynniki zmienności obliczono dla średnich arytmetycznych stóp zwrotu.

Zgodnie z weryfikowanym paradygmatem finansów wraz ze wzrostem stóp zwrotu w poszczególnych klasach inwestycyjnych wzrastać powinno ryzyko ich zrealizowania reprezentowane przez odchylenie standardowe i współczynnik zmienności. Zależność tę opisuje wskaźnik Sharpe’a, coraz częściej stosowany syntetyczny miernik jakości portfela uwzględniający jednocześnie stopę zwrotu oraz ryzyko². Wskaźnik ten określony jest wzorem:

SZ_i – R W_S = ---,

Si

gdzie:

SZi – średnioroczna stopa zwrotu wskaźników inwestycji w i-tej klasie,

R – średnioroczna stopa zwrotu z instrumentu wolnego od ryzyka – WIMEAN (1M), Si – odchylenie standardowe stóp zwrotu w i-tej klasie inwestycyjnej.

2 Por. E. Elton, M. Gruber, Nowoczesna Teoria Portfelowa i Analiza Papierów Wartościowych, WIG PRESS, Warszawa 1998.

Wskaźnik Sharpe’a informuje, jaką premię za ryzyko realizuje inwestor w przeliczeniu na jednostkę ponoszonego przez niego ryzyka. WS>0, jeżeli SZi>R i jest tym wyższy, im wyższa jest stopa zwrotu i niższa jej zmienność mierzona odchyleniem standardowym w analizowanej klasie inwestycyjnej. Poziom wskaźnika Sharpe’a utrzymujący się poniżej zera oznacza, że inwestor nie zrealizował premii za ryzyko a rentowność jego inwestycji była niższa od stopy wolnej od ryzyka - ceny pieniądza w czasie. Wskaźnik Sharpe’a przyjmuje wartości ujemne zawsze, gdy SZi<R, niezależnie od różnic w odchyleniu standardowym benchmarkowej stopy zwrotu i stopy zwrotu w analizowanej inwestycji. Jest również ujemny, gdy przy niższej stopie zwrotu z danego portfela inwestycyjnego, niższe jest również jej odchylenie standardowe w porównaniu ze stopą benchmarkową.

 W_S ≤ 0 – inwestor nie realizuje premii za ryzyko niezależnie od jego poziomu, również wówczas, gdy odchylenie standardowe jego stóp zwrotu jest niższe od odchylenia standardowego benchmarkowej stopy zwrotu.

 WS > 0 – inwestor uzyskuje premię za ryzyko nawet wówczas, gdy uzyskuje wyższe stopy zwrotu przy niższym poziomie ryzyka (odchyleniu standardowym).

Dane przedstawione w tabeli 2. skłaniają do kilku konkluzji.

 Średnioroczna stopa zwrotu (średnia geometryczna) w okresie 1994-2005 w żadnej klasie inwestycyjnej nie przekroczyła średniorocznej stawki WIMEAN. Nie potwierdza to zatem podstawowego paradygmatu finansów mówiącego, że w długim okresie stopy zwrotu z indeksów głównych rynków finansowych w Polsce uwzględniały premię za ryzyko. Żaden długoterminowy pasywny inwestor nie zrealizował w tym okresie premii za ryzyko. Było to przede wszystkim efektem wysokiej realnej ceny pieniądza na rynku międzybankowym, szczególnie w latach 1997-1998 i 2000-2002 oraz wysokiej zmienności stóp zwrotu w poszczególnych klasach inwestycyjnych (poza roczną lokatą bankową).

 Jedynie średnia arytmetyczna stóp zwrotu z indeksu WIG 20 była wyższa od średniej arytmetycznej stawki WIMEAN. Inwestor giełdowy posiadający pakiet akcji odpowiadający składowi indeksu WIG 20 mógł w losowo wybranym roku analizowanego okresu zrealizować premię za ryzyko w wysokości 1,53 p.p. Jego premia za ryzyko była szczególnie wysoka, gdy inwestował na giełdzie po 2003 r.

Potwierdza to również jedyny dodatni (0,05) wskaźnik Sharpe’a w tej klasie inwestycyjnej.

 Najniższą średnioroczną stopę zwrotu przynosiła w tym okresie roczna lokata (3,98%). Była to jednocześnie inwestycja najbezpieczniejsza, współczynnik zmienności wynosił 0,74 i był tylko nieznacznie wyższy od współczynnika zmienności stawki WIMEAN (0,68). Wskaźnik Sharpe’a jest dla tej klasy inwestycji ujemny (-0,65), co mogłoby sugerować, że inwestor ponosił straty mimo niskiego ryzyka inwestycji.

 Najwyższą zmiennością charakteryzowała się stopa zwrotu z indeksu WIG, nawet po wyeliminowaniu 1993 r. (współczynnik zmienności – 7,13). Jednak średnioroczna stopa zwrotu (średnia arytmetyczna) była tylko nieznacznie wyższa (o 0,62 p.p.) od stopy zwrotu z rocznej lokaty bankowej. Wskaźnik Sharpe’a jest ujemny (−0,04), co rzeczywiście świadczy o tym, że inwestor ponosił straty mimo podjęcia wyższego ryzyka na tym rynku.

 Długoterminowy inwestor pasywny, inwestujący na jednym rynku finansowym zgodnie z głównymi jego indeksami, nie mógł zrealizować w Polsce w okresie 1994- 2005 premii za ponoszone ryzyko. Premię taką realizowali aktywni inwestorzy zmieniający strukturę swojego portfela inwestycyjnego. Najwyższą premię zrealizować mógł inwestor inwestujący:

 w latach 1994-95 w lokatę bankową,

 w roku 1996 w indeks WIG 20 lub WIG,

 w latach 1997-2002 w indeks obligacji,

 w latach 2003-2005 w indeks WIG lub WIG 20.

Zależności między stopami zwrotu i ich zmiennością na głównych rynkach finansowych skłaniają do następujących wniosków metodologicznych:

 cena pieniądza w czasie na rynku międzybankowym nie jest stopą procentową wolną od ryzyka; charakteryzuje się niekiedy wysoką zmiennością w czasie, co związane jest z nastawieniem władz monetarnych w realizacji polityki pieniężnej (rysunek 1);

odchylenie standardowe charakteryzujące zmienność w czasie stawki WIMEAN (S_R) reprezentuje ryzyko polityki pieniężnej państwa; odchylenia standardowe stóp zwrotu z poszczególnych klas inwestycyjnych (S_i) reprezentują systemowe ryzyko rynku;

 podstawą konstrukcji i interpretacji wskaźnika Sharpe’a jest założenie, że będąca desygnatem wolnej od ryzyka stopa procentowa jest najniższa w kraju; ryzyko systemowe niektórych rynków finansowych może być jednak niższe od ryzyka

polityki pieniężnej państwa (to zaś wystąpiło w Polsce na rynku lokat bankowych);

jeżeli przy niższym ponoszonym ryzyku zmienności stóp zwrotu inwestor osiąga niższe stopy zwrotu od benchmarku, którym w tym przypadku jest średnioroczna cena pieniądza (WIMEAN 1M), wskaźnik opisujący poziom stopy zwrotu i ryzyko tego rynku powinien być również dodatni (warunku tego nie spełnia wskaźnik Sharpe’a).

Proponujemy zmodyfikowany wskaźnik WG, który spełnia zaprezentowany postulat, a ponadto informuje o różnicy między stopą zwrotu i odchyleniem standardowym portfela inwestycyjnego w stosunku do stopy zwrotu i odchylenia standardowego benchmarku.

SZi – B

W_G = ---, Si – SB

gdzie:

SZi – średnioroczna stopa zwrotu z i-tego portfela inwestycyjnego, B – średnioroczna stopa zwrotu z benchmarku, np. WIMEAN (1M), S_i – odchylenie standardowe stóp zwrotu w i-tym portfelu inwestycyjnym, S_B – odchylenie standardowe stóp zwrotu benchmarku.

W_G odpowiada premii za ryzyko, wyrażonej w punktach procentowych (dalej: p.p.) stopy zwrotu, jaką inwestor uzyskuje na ponadstandardową jednostkę ryzyka wyrażoną w p.p., będących różnicą między odchyleniem standardowym analizowanej i benchmarkowej stopy zwrotu, np. WIMEAN 1M.

WG = 0 – inwestor nie realizuje premii za ryzyko. Jeżeli sytuacja taka zachodzi w warunkach Si>SB, wskaźnik powinien być oznaczony dodatkowym plusem WG(+), co oznacza, że inwestor nie realizuje premii mimo ponoszenia zwiększonego ryzyka. Jeżeli sytuacja taka zachodzi w warunkach Si<SR, wskaźnik powinien być oznaczony dodatkowym minusem WG(−), co oznacza, że inwestor nie realizuje premii, jednak ponosi niższe ryzyko w stosunku do stopy benchmarkowej.

WG>0 – inwestor realizuje premię związaną z ryzykiem, uzyskując wyższe stopy zwrotu przy wyższym ryzyku (odchyleniu standardowym) i niższe stopy zwrotu przy niższym ryzyku (odchyleniu standardowym). W tym pierwszym przypadku wskaźnik oznaczamy dodatkowym plusem WG(+), zaś w drugim minusem WG(−).

W_G<0 – inwestor ponosi stratę związaną z ryzykiem, uzyskując niższe stopy zwrotu przy wyższym ryzyku (odchyleniu standardowym), bądź zyski nadzwyczajne, uzyskując wyższe stopy zwrotu przy niższym ryzyku (odchyleniu standardowym). W pierwszym przypadku wskaźnik oznaczamy dodatkowym plusem WG(+), zaś w drugim przypadku dodatkowym minusem WG(−).

Reasumując:

+ WG (+) – inwestor realizuje premię za ryzyko przy wyższym poziomie ryzyka;

+ WG (−) – inwestor realizuje premię za ryzyko przy niższym poziomie ryzyka;

− WG (+) – inwestor nie realizuje premii za ryzyko przy wyższym poziomie ryzyka;

−WG (−) – inwestor nie realizuje premii za ryzyko, chociaż ponosi niższe ryzyko.

Wskaźniki +WG(−) oraz −WG(+) charakteryzują rynki, które nie spełniają kardynalnej zasady finansowej dodatniej korelacji między oczekiwaną stopą zwrotu i ryzykiem.

Wskaźniki WG są zamieszczone w ostatniej kolumnie tabeli 2. Są one równe ze wskaźnikami Sharpe’a w przypadku WIG 20, WIG i indeksu obligacji. Jednak dodatkowe oznaczenia wskaźników W_G(+) lub (−) uzupełniają naszą wiedzę o tendencjach zachodzących na danych rynkach w odniesieniu do rynku pieniężnego. Inwestor w WIG 20 zrealizował nieznacznie wyższą stopę zwrotu przy wyższym ryzyku. Inwestor w WIG zrealizował niższą stopę zwrotu przy wyższym poziomie ryzyka. Inwestor w indeks obligacji nie zrealizował premii mimo wyższego ryzyka, na jakie nastawiona była jego inwestycja. W przypadku rocznej lokaty wskaźnik WG jest dodatni (1,80(−)) w przeciwieństwie do ujemnego wskaźnika Sharpe’a (−0,65), co oznacza, że przy mniejszym ryzyku inwestujący w lokatę bankową zrealizował niższą w porównaniu z benchmarkiem stopę zwrotu.

Jak wynika z danych zawartych w tabeli 2. portfel inwestycyjny, który mógł przynieść wysokie stopy zwrotu w Polsce powinien charakteryzować się wysoką zmiennością struktury pod względem udziału instrumentów finansowych w poszczególnych klasach inwestycyjnych.

Zmiana struktury portfela naraża jednak inwestora na ryzyko zrealizowania najniższej stopy zwrotu spośród dostępnych i analizowanych klas inwestycyjnych. Proponujemy utworzenie dwóch skrajnych benchmarków.

Benchmark najlepiej dostosowanego portfela inwestycyjnego do zmian stóp zwrotu na poszczególnych rynkach, który składa się z najwyższych stóp zwrotu zrealizowanych w kolejnych latach na tych rynkach.

max SZt = max SZit.

Średnia geometryczna stóp zwrotu z tego benchmarku informuje o maksymalnej średniorocznej stopie zwrotu aktywnego inwestora długoterminowego, który dobierałby do swojego portfela instrumenty finansowe z rynku, który przynosił w każdym roku najwyższe stopy zwrotu. Jego portfel inwestycyjny na rynku składałby się z instrumentów odpowiadających indeksowi danego rynku. Jest to inwestor aktywny w wyborze rynków, lecz pasywny w wyborze instrumentów z danego rynku.

Benchmark najgorzej dostosowanego portfela inwestycyjnego do zmian stóp zwrotu na poszczególnych rynkach, który składa się z najniższych stóp zwrotu zrealizowanych w poszczególnych, kolejnych latach na określonych rynkach.

min SZt = min SZit.

Stopy zwrotu z obu tych portfeli benchmarkowych prezentujemy w dwóch ostatnich wierszach tabeli 2. Aktywni inwestorzy, którzy najtrafniej dobierali w swoim portfelu inwestycje z poszczególnych klas inwestycyjnych, mogli zrealizować średnioroczną realną stopę zwrotu na poziomie 20,74%. Realizowali oni wysoką premię za ryzyko 15,91%, co jest również uwidocznione w wysokich poziomach wskaźników WS = 0,92 i WG = 1,18(+). O wysokim ryzyku aktywnych inwestorów świadczy również średnioroczna strata na poziomie –14,25%, jako mogli ponieść inwestorzy dobierający poszczególne klasy inwestycyjne najmniej trafnie. Oba wskaźniki jakości portfela są dla tej grupy inwestorów ujemne, WS =

−1,04, WG = −1,35 (+).

Tak skonstruowane benchmarki mogą być wykorzystywane w ocenie efektywności inwestorów instytucjonalnych np. funduszy emerytalnych oraz funduszy inwestycyjnych o zmiennym udziale instrumentów finansowych z różnych klas inwestycyjnych (funduszy zrównoważonych, stabilnego wzrostu itp.).

Jeszcze wyższe stopy zwrotu aktywny inwestor mógł zrealizować, dobierając instrumenty przynoszące najwyższe stopy zwrotu w ramach poszczególnych klas inwestycyjnych. Możliwości takich dostarczały przede wszystkim inwestycje w akcje notowane na Giełdzie Papierów Wartościowych w Warszawie (GPW). Tabela 3. oraz rysunek 3. przedstawiają przeciętne roczne stopy zwrotu wśród pięciu procent akcji spółek przynoszących najwyższe stopy zwrotu w danym roku (pięć centyli maksymalnych stóp zwrotu) oraz przeciętne roczne stopy zwrotu pięciu procent spółek przynoszących najwyższe straty w danym roku (pięć centyli minimalnych stóp zwrotu). Najwyższe i najniższe stopy zwrotu inwestorzy mogli osiągać na akcjach małych i średnich spółek, dlatego najwłaściwszym dla nich benchmarkiem wydaje się być WIG.

W tabeli 3. obliczono Wskaźnik Sharpe’a oraz WG dla pięciu centyli maksymalnych i minimalnych stóp zwrotu w odniesieniu do stopy zwroty i odchylenia standardowego indeksu WIG.

Bardzo wysokie zyski, jakie realizowali inwestorzy na akcjach niewielu małych spółek, sugerują spekulacyjny charakter tych inwestycji. Zjawisko to nasiliło się od 2003 r. Trudno jest sobie wyobrazić, by ponad 600% i 700% stopy zwrotu z akcji pięciu procent spółek miały odzwierciedlenie w takich samych zmianach ich wartości fundamentalnej³. Zjawisko to zaobserwowali zarządzający funduszami inwestycyjnymi i zaoferowali nowe fundusze specjalizujące się w akcjach małych i średnich spółek, np. DWS Top – 25 Małych Spółek, Pionier MiS Spółek. Ich stopy są w latach 2005-2006 najwyższe spośród funduszy inwestycyjnych. Wejście inwestorów instytucjonalnych na segment małych i średnich spółek giełdowych wzmocniło i tak już wysoką hossę, która na nim panowała. Jednak możliwości jej kontynuacji w przyszłości wydają się być wyczerpane.

Podsumowując badania realnych stóp zwrotu inwestorów krajowych należy przypomnieć, że w okresie 1994–2005 premii za ryzyko nie realizowali inwestorzy pasywni, inwestujący w jedną klasę inwestycyjną. Wysokie premie za ryzyko realizowali natomiast inwestorzy aktywni dobierający trafnie w swoim portfelu inwestycyjnym inwestycje z poszczególnych klas inwestycyjnych oraz akcje spółek o najwyższych stopach zwrotu.

Płytkość rynku akcji małych i średnich spółek na GPW z jednoczesną koncentracją kapitału inwestorskiego, w początkowym okresie inwestorów indywidualnych a od 2003 r. również instytucjonalnych, nadaje wyjątkowo spekulacyjny charakter temu segmentowi rynku.

Realne stopy zwrotu inwestorów zagranicznych z inwestycji finansowych poza krajem macierzystym (offshore inwestments) kształtują:

 nominalne stopy zwrotu w kraju inwestycji,

 zmiana kursów walutowych,

 różnica (spread) między ceną sprzedaży i zakupu waluty,

 stopa inflacji w kraju macierzystym.

Realne stopy zwrotu inwestorów zagranicznych (RSZIZ) ustalamy zgodnie z formułą:

KWt-1 (1 + NSZt) – KWt

RSZIZ = --- × 100%, KW_t-1 (1 + πk_t)(1+ spread)

3 Najwyższą +2335,0% stopę zwrotu w 2005 r. inwestorzy zrealizowali na akcjach spółki ALCHEMIA, najwyższa stopa zwrotu w 2003 r. wynosiła 1241,7 – akcje spółki IBSYSTEM.

gdzie:

NSZ_t – nominalna stopa zwrotu w kraju inwestycji w roku t, KW_t-1 – kurs waluty obcej na koniec roku t-1,

KWt – kurs waluty obcej na koniec roku t,

πkt – stopa inflacji w kraju macierzystym w roku t,

spread – marża spreadowa ((kurs sprzedaży waluty obcej – kurs kupna waluty obcej) / kurs średni waluty obcej).

W dalszej części artykułu ustalimy stopy zwrotu, w poszczególnych latach badanego okresu, inwestora inwestującego w USD i EUR w klasach inwestycyjnych analizowanych wcześniej dla inwestorów krajowych.

Wykorzystane w obliczeniach stopy inflacji w Polsce oraz w USA i w eurolandzie prezentujemy w tabeli 4. i na rysunku 4. Szczególnie na tym ostatnim widać pozytywne skutki realizacji programu antyinflacyjnego w Polsce.

Głównym instrumentem polityki antyinflacyjnej w Polsce były wysokie nominalne krajowe stopy procentowe, które przy niskich stopach inflacji w krajach macierzystych stwarzały możliwość realizacji wysokich realnych stóp procentowych przez inwestorów zagranicznych. To z kolei było silną zachętą do napływu kapitału zagranicznego, wpływało na realną aprecjację złotego i przyczyniało się do jeszcze wyższych stóp zwrotu inwestorów zagranicznych. Jak pokazuje rysunek 5., złoty w latach 1994-2005 umocnił się względem dolara amerykańskiego i euro o 30%.

Tabela 5. prezentuje realne stopy zwrotu inwestorów zagranicznych inwestujących w USD w poszczególnych latach okresu 1994-2005. Podano w niej również średnioroczne stopy zwrotu w porównywanych klasach inwestycji, zmienność stóp zwrotu w czasie mierzoną odchyleniem standardowym i współczynnikiem zmienności. Obliczono również wskaźnik Sharpe’a i WG, przyjmując za benchmark realny WIMEAN na międzybankowym rynku w Polsce (w zł).

Dane zawarte w tabeli 5. i na rysunku 6. skłaniają do następujących konkluzji.

 Średnioroczne stopy zwrotu inwestora w USD były dwukrotnie wyższe we wszystkich klasach inwestycji w porównaniu z inwestującym w złotych. Premię za ryzyko w wysokości 5,7 p.p. inwestorzy w USD realizowali głównie na rynkach walutowych.

Wskaźnik Sharpe’a i WG są najwyższe w przypadku stopy zwrotu w USD z WIMEAN (1M). Na każdy punkt procentowy ryzyka (odchylenia standardowego) inwestor

ponadstandardowego ryzyka inwestor ten uzyskiwał premię w wysokości 0,9 p.p.

stopy zwrotu.

 Jedynym rokiem, w którym inwestor w USD poniósł stratę z inwestycji finansowych w Polsce (poza inwestycją w indeks WIG), był rok 2003. Nastąpiło wtedy istotne obniżenie nominalnych i realnych stóp procentowych w Polsce, złoty zaś uległ nominalnej aprecjacji względem USD tylko o 2,6%.

 Szczególnie wysokie stopy zwrotu realizowali inwestorzy w USD w 2004 r. Ich realna stopa zwrotu w indeks polskich obligacji skarbowych denominowanych w złotych wyniosła 21,45%, podczas gdy realna stopa zwrotu z polskich eurobligacji denominowanych w USD wynosiła w tym roku 3-4%.

 Pasywni inwestorzy inwestujący w tylko jedną klasę inwestycji, mieli podobne problemy „z pobiciem” ceny pieniądza w Polsce jak inwestorzy krajowi, świadczą o tym niższe wskaźniki Sharpe’a oraz WG dla wszystkich klas inwestycji w porównaniu ze stopą zwrotu z WIMEAN w USD.

 Wyższe stopy zwrotu mogła przynieść aktywna polityka inwestycyjna, dopasowująca zmianę struktury portfela do zmian stóp zwrotu na głównych rynkach finansowych w Polsce. W przypadku inwestorów zagranicznych główne znaczenie mógł mieć udział obligacji skarbowych i akcji z indeksu WIG 20 w portfelach inwestycyjnych w poszczególnych latach analizowanego okresu.

Tabela 6. i rysunek 7. przedstawiają realne stopy zwrotu inwestorów zagranicznych w Polsce w okresie 1994-2005 inwestujących w EUR. Tabela 6. zawiera ponadto wskaźniki porównywalne z tabelą 5. Z danych zawartych w tabeli 6. wynikają wnioski prawie analogiczne do wniosków z tabeli 5. Premia za ryzyko walutowe inwestora w EUR wynosiła 5,55% i była o 0,15 p.p. niższa w porównaniu z inwestorem w USD. Jednak zmienność w czasie kursów EUR w złotych była wyższa (odchylenie standardowe: EUR = 10,46%, USD = 10,35%), co powodowało dla tej waluty nieco niższe wskaźniki Sharpe’a i WG.

Wyższe stopy zwrotu inwestorów zagranicznych zwłaszcza w początkowych latach analizowanego okresu mogły być interpretowane jako premia za ryzyko polityczne, które związane było z inwestycją w emerging market, w kraju przechodzącym głęboką transformację ustrojową i gospodarczą. Jednak wraz z coraz bardziej widocznymi pozytywnymi efektami procesu transformacji, a także pomyślnie zakończonym w 2004 r.

procesem akcesji Polski do Unii Europejskiej ryzyko to niewątpliwie spadało. Czy jednak

znalazło to odzwierciedlenie w spadku premii za ryzyko, jaką realizowali inwestorzy zagraniczni w Polsce? W celu zweryfikowania tej hipotezy obliczono wskaźniki Sharpe’a dla WIMEAN (1M) w USD i EUR w porównaniu z benchmarkiem WIMEAN (1M) w PLN dla coraz krótszych okresów: począwszy od okresu 1994-2005, następnie 1995-2005, 1996-2005, itd. … 2003-2005, 2004-2005. Wskaźniki te prezentujemy w tabeli 7.

Uzyskane wyniki nie potwierdzają hipotezy o konwergencji stóp zwrotu w Polsce inwestorów krajowych i zagranicznych. Wskaźniki Sharpe’a dla podokresów 2002-2005, 2003–2005 oraz 2004-2005 nie są istotnie niższe od wskaźnika dla całego analizowanego okresu 1994-2005, co świadczy o tym, że realne stopy zwrotu realizowane przez inwestorów zagranicznych nie były istotnie bliższe realnym stopom zwrotu inwestorów krajowych. Było to skutkiem silnej aprecjacji złotego szczególnie w 2004 r. W tym czasie złoty aprecjonował się nominalnie o 20% w stosunku do USD i o 13,6% w stosunku do EUR.

Wysokie realne stopy zwrotu inwestorów zagranicznych realizowane w Polsce stanowiły, jak dotychczas, istotny czynnik przewagi komparatywnej naszej gospodarki, powodując napływ kapitału zagranicznego. W warunkach relatywnie niskich nominalnych stóp procentowych w Polsce oraz ich wzrostu w USA i w strefie euro przewagę tę można kontynuować jedynie przy dalszej aprecjacji złotego. Ta zaś jest niekorzystna dla dalszego rozwoju gospodarki. Stabilność kursów walutowych może być zapewniona jak najszybszą deklaracją o przystąpieniu Polski do strefy euro. Dalszy napływ kapitału, szczególnie w formie inwestycji bezpośrednich, może być zapewniony innymi przewagami komparatywnymi gospodarki, id est.: wykwalifikowaną i relatywnie tanią siłą roboczą, sprzyjającym klimatem, głębokimi rynkami zbytu dóbr i usług, które stwarzają możliwość utrzymania wysokiego tempa wzrostu gospodarczego. Ten zaś może być najskuteczniej realizowany w warunkach restrykcyjnego nastawienia polityki fiskalnej, które dodatkowo nie będzie powodowało wzrostu popytu na kapitał zagraniczny z tytułu konieczności finansowania rosnącego długu publicznego.

Bibliografia

Burda M., Wyplosz Ch., Makroekonomia. Podręcznik europejski, PWE, Warszawa 2000.

Elton E., Gruber M., Nowoczesna Teoria Portfelowa i Analiza Papierów Wartościowych, WIG PRESS, Warszawa 1998.

Górski M., Makroekonomiczne skutki polityki fiskalnej i monetarnej w Polsce w latach 1993- 2005, w: Zrównoważony wzrost gospodarczy. Rola polityki finansowej. Polska droga do euro, pod red. A. Sopoćki, Wydawnictwo Naukowe Wydziału Zarządzania UW, Warszawa 2006.

Przybylska-Kapuściska W., Strategia bezpośredniego celu inflacyjnego w nowych krajach członkowskich Unii Europejskiej, „Bank i Kredyt” 2006, nr 4.

Ryć K., Tendencje kursu złotego a sytuacja polskiej gospodarki, Working Paper, Wydział Zarządzania Uniwersytetu Warszawskiego, Warszawa 2003.

Winiarski R., Kreowanie wartości dodanej w otwartych funduszach emerytalnych, praca doktorska na Wydziale Zarządzania UW, Warszawa 2006.

Załącznik 1. Tabele i rysunki

Tabela 1. Stopa lombardowa; WIBOR, WIBID, WIMEAN (1M) oraz stopa referencyjna w latach 1993-2005 (wartości średnioroczne) 1993^1,2 1994¹ 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 Stopa

lombardowa 33,3 31,7 30,4 25,5 25,8 24,7 17,6 22,0 19,4 11,3 7,1 7,3 6,8

WIBOR (1M) 32,08 30,45 27,46 21,49 23,80 21,52 14,55 18,48 16,52 9,25 5,75 6,02 5,36 WIBID (1M) 30,05 28,62 26,31 20,86 22,96 20,79 13,97 18,06 16,17 8,92 5,58 5,83 5,17 WIMEAN (1M) 31,07 29,53 26,89 21,17 23,38 21,16 14,26 18,27 16,34 9,08 5,66 5,92 5,27 Stopa

referencyjna 20,25 13,75 18,04 15,42 8,46 5,58 5,82 5,25

1 W latach 1993 i 1994 WIBOR i WIBID obliczone na podstawie stawek ask i bid depozytów złotowych o terminie zapadalności 1M z międzybankowego rynku pieniężnego.

2 W roku 1993 dane dla stóp WIBOR i WIBID dostępne od czerwca.

Źródło: opracowanie własne na podstawie danych Reuters, NBP.

Rysunek 1. Stopa lombardowa; WIMEAN (1M) oraz stopa referencyjna w latach 1993-2005 (wartości średnioroczne)

y = -2,258x + 33,345 R² = 0,9417

y = -2,3764x + 36,86 R² = 0,9376

y = -2,2496x + 32,943 R² = 0,8327

0 5 10 15 20 25 30 35 40

1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

Stopa lombardow a WIMEAN (1M) Stopa referencyjna Liniow y (WIMEAN (1M)) Liniow y (Stopa lombardow a) Liniow y (Stopa referencyjna)

Źródło: opracowanie własne.

Tabela 2. Realne stopy zwrotu inwestorów krajowych w latach 1994 – 2005

1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

Średnia

Odch.

stand.

Wsp.

zmien.

Wsk*.

Sharp. W*_G geom. arytm.

WIG 20

-11,03 53,64 -8,88 -23,15 31,24 -6,41 -35,78 -3,48 31,65 19,31 34,48 4,00 7,42 28,07 3,79 0,05 0,06 (+) WIG -53,61 -16,52 59,55 -9,66 -19,67 28,71 -9,04 -24,70 2,37 42,50 22,54 32,73 -0,53 4,60 32,79 7,13 -0,04 -0,04

(+) Indeks

obligacji -0,43 1,40 0,61 6,81 8,03 1,25 0,92 20,28 19,04 1,23 4,24 7,39 5,69 5,90 7,05 1,20 0,00 0,00 (+) Roczna

lokata 4,50 7,76 1,56 4,47 8,11 0,85 4,82 7,63 5,03 1,56 -1,01 2,48 3,94 3,98 2,95 0,74 -0,65 1,80 (-) WIMEAN

1M 0,03 4,35 2,25 8,99 11,56 4,06 9,00 12,30 8,22 3,90 1,46 4,54 5,82 5,89 4,01 0,68

Bench.

max

4,50 r. lok.

7,76 r. lok

59,55 WIG

6,81 i. obli

8,11 r. lok

31,24 W. 20

4,82 r.lok.

20,28 i. obli.

19,04 i. obli

42,50 WIG

22,54 WIG

34,48

W. 20 20,74 21,80 17,35 0,80 0,92 1,18 (+) Bench. min -53,61

WIG

-16,52 WIG

0,61 i. obli.

- 9,66 i. obli.

-23,15 W. 20

0,85 r. lok.

-9,04 WIG

-35,7 W.20

-3,48 W.20

1,23 i. obli

-1,01 r. lok.

2,48

r. lok. -14,25 -12,25 17,46 -1,43 -1,04 -1,35 (+)

*Za stopę benchmarkową przyjęto w każdym przypadku WIMEAN 1M.

r. lok. – roczna lokata, i. obl. – indeks obligacji.

Źródło: opracowanie własne na podstawie: „Biuletyny roczne”, GPW, www.gpw.com.pl; „Gazeta Parkiet”, www.parkiet.com.pl; Miesięczne wskaźniki cen towarów i usług konsumpcyjnych w latach 1989-2006, GUS, www.stat.gov.pl; Średnie oprocentowanie depozytów gospodarstw domowych, NBP, www.bankier.pl; Materiały wewnętrzne banku, Bank BPH, www.bph.pl; Reuters.

Rysunek 2. Realne stopy zwrotu inwestorów krajowych w latach 1994 – 2005 (WIG 20, WIG, indeks obligacji, roczna lokata, WIMEAN 1M)

-60,00 -40,00 -20,00 0,00 20,00 40,00 60,00 80,00

1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

WIG 20 WIG

Indeks obligacji Roczna lokata WIMEAN 1M

Źródło: opracowanie własne.

Rysunek 3. Realne stopy zwrotu inwestorów krajowych w latach 1994 -2005 (max i min akcji oraz WIG 20 i WIG)

-200,00 -100,00 0,00 100,00 200,00 300,00 400,00 500,00 600,00 700,00 800,00

1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

Max akcji WIG 20 WIG Min akcji

Źródło: opracowanie własne.

Tabela 3. Realne stopy zwrotu w grupie 5% akcji przynoszących najwyższe stopy zwrotu oraz najwyższe straty w latach 1994-2005

1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

Średnia

Odch.

stand.

Wsp.

zmien.

Wsk*.

Sharp. W*_G geom. arytm.

Max akcji 18,83 63,01 260,4 77,62 51,47 222,3 120,9 86,74 123,7 619,7 349,5 719,7 169,7 226,2 229,2 1,01 0,97 1,13 (+) WIG -53,61 -16,52 59,55 -9,66 -19,67 28,71 -9,04 -24,70 2,37 42,50 22,54 32,73 -0,53 4,60 32,79 7,13

Min akcji -82,71 -56,48 -42,94 -59,12 -82,08 -42,41 -64,76 -88,59 -91,43 -50,84 -49,52 -49,28 -69,01 -63,35 18,14 -0,29 -3,68 4,56 (-)

* Jako stopę benchmarkową przyjęto stopę zwrotu z indeksu WIG.

Źródło: opracowanie własne.

Tabela 4. Stopy inflacji w Polsce, USA i w strefie euro w latach 1994-2005 (dane grudzień-grudzień)

1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

CPI Polska 29,5 21,6 18,5 13,2 8,6 9,8 8,5 3,6 0,8 1,7 4,4 0,7

CPI USA 2,7 2,5 3,3 1,7 1,6 2,7 3,4 1,6 2,4 1,9 3,3 3,4

HICP strefa euro (1999-2005), CPI Niemcy (1994-1998)

2,5 1,5 1,5 2 0,4 1,7 2,5 2 2,4 2 2,3 2,3

Źródło: opracowanie własne na podstawie: GUS, www.stat.gov.pl; Eurostat, www.epp.eurostat.ec.europa.eu; US Department of Labour, www.bls.gov; Statistisches Bundesamt Deutschland, www.destatis.de.

Rysunek 4. Stopy inflacji w Polsce, USA i w strefie euro w latach 1994-2005 (dane grudzień-grudzień)

1994 1996 1998

2000 2002

2004 0

5 10 15 20 25 30

CPI Polska

CPI USA

HICP strefa euro (1999-2005), CPI Niemcy (1994-1998)

Źródło: opracowanie własne.

Rysunek 5. Realne zmiany kursów walutowych w latach 1993–2005

0,00 20,00 40,00 60,00 80,00 100,00 120,00

1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

Deprecjacja+/Aprecjacja- kursu USD/PLN realnie, 1993=100

Deprecjacja+/Aprecjacja- kursu EUR/PLN realnie, 1993=100

Deprecjacja+/Aprecjacja- kursu BASKET/PLN realnie, 1993=100

Źródło: opracowanie własne.

Tabela 5. Realne stopy zwrotu inwestorów zagranicznych inwestujących w USD w latach 1994–2005

1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 Średnia Odch.

stand.

Wsp.

zmien.

Wsk.

Sharp. W_G geom. arytm.

WIG 20

6,65 62,14 -18,39 -15,41 24,37 1,69 -28,80 1,01 35,11 42,34 25,02 9,12 12,34 28,08 2,28 0,23 0,27 (+) WIG -51,00 0,27 68,78 -19,24 -11,77 21,72 -1,01 -17,73 6,66 45,72 45,54 23,35 4,18 9,27 33,51 3,61 0,10 0,11

(+) Indeks

obligacji 13,47 21,11 2,49 -1,26 17,27 -7,07 9,24 27,25 22,74 5,34 27,41 -0,85 10,85 11,43 11,84 1,04 0,47 0,70 (+) Roczna

lokata 19,45 28,51 3,56 -3,82 17,35 -7,48 13,25 14,59 9,22 5,66 22,20 -5,53 9,18 9,75 11,54 1,18 0,33 0,51 (+) WIMEAN

1M USD 14,02 24,54 4,34 1,12 20,96 -4,11 17,55 19,27 12,29 7,96 24,65 -3,57 11,14 11,59 10,35 0,89 0,55 0,90 (+) WIMEAN

1M PLN 0,03 4,35 2,25 8,99 11,56 4,06 9,00 12,30 8,22 3,90 1,46 4,54 5,82 5,89 4,01 0,68

Źródło: jak tabeli 2.

Rysunek 6. Realne stopy zwrotu inwestorów zagranicznych inwestujących w USD w latach 1994–2005

-60 -40 -20 0 20 40 60 80

1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

WIG20 WIG

indeks obligacji roczna lokata WIMEAN 1M usa WIMEAN 1M pl

Źródło: opracowanie własne.

Tabela 6. Realne stopy zwrotu inwestorów zagranicznych inwestujących w EUR w latach 1994-2005

1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

Średnia

Odch.

stand.

Wsp.

zmien

Wsk.

Sharp. W_G geom. arytm.

WIG 20

-2,00 71,97 -2,69 -22,63 40,57 8,82 -25,43 -14,36 15,84 36,53 39,11 9,55 13,25 30,76 2,32 0,24 0,28 WIG -61,66 -8,45 78,73 -3,54 -18,94 37,90 6,09 -14,40 -8,71 26,44 39,77 37,42 2,61 9,22 36,76 3,99 0,09 0,10 Indeks

obligacji 2,94 12,60 11,26 14,39 10,44 8,82 16,43 30,40 7,37 -13,90 21,45 12,97 10,78 11,26 10,60 0,94 0,51 0,81 Roczna

lokata 8,93 20,07 12,36 11,83 10,52 8,41 20,48 17,79 -6,14 -13,58 16,20 8,23 9,12 9,59 10,18 1,06 0,36 0,60 WIMEAN

1M EUR 3,50 16,06 13,15 16,76 14,18 11,81 24,81 22,45 -3,07 -11,29 18,67 10,22 10,96 11,44 10,46 0,91 0,53 0,86 WIMEAN

1M PLN 0,03 4,35 2,25 8,99 11,56 4,06 9,00 12,30 8,22 3,90 1,46 4,54 5,82 5,89 4,01 0,68

Źródło: jak tabeli 2.

Rysunek 7. Realne stopy zwrotu inwestorów zagranicznych inwestujących w EUR w latach 1994-2005

-80 -60 -40 -20 0 20 40 60 80 100

1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

WIG20 WIG

indeks obligacji roczna lokata WIMEAN 1M euro WIMEAN 1M pl

Źródło: opracowanie własne.

Tabela 7. Wskaźniki Sharpe’a dla inwestycji w WIMEAN 1M inwestorów krajowych i zagranicznych w USD i EUR w okresie 1994-2005 oraz jego podokresach

1994- 2005

1995- 2005

1996- 2005

1997- 2005

1998- 2005

1999- 2005

2000- 2005

2001- 2005

2002- 2005

2003- 2005

2004- 2005

Inwestycje w USD 0,55 0,46 0,33 0,33 0,46 0,39 0,65 0,56 0,50 0,45 0,38

Inwestycje w EUR 0,53 0,54 0,46 0,38 0,33 0,32 0,25 0,09 -0,07 0,17 1,91

Źródło: opracowanie własne.

Andrzej H Jasiński Arkadiusz Manikowski

Innowacje a wzrost gospodarczy

w okresie transformacji gospodarki polskiej

Kiedy na początku lat 90. rozpoczął się proces systemowej transformacji gospodarki polskiej, pojawiło się powszechne oczekiwanie, że innowacje techniczne będą wspomagać niezbędną modernizację gospodarki narodowej i tym samym sprzyjać wzrostowi gospodarczemu. Zobaczmy zatem, jak kształtowała się innowacyjność naszej gospodarki w latach 1989-2004 (por. tabela 1).

Tabela 1. Wybrane mierniki innowacyjności gospodarki narodowej w latach 1989-2004

1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 udział nowych i

zmodernizowanych produktów ¹⁾ w prod. przem. (w %)

5,3 3,0 3,3 3,4 4,8 6,9 5,4 8,4 7,9 8,2 9,5 7,6 ⁴⁾ 7,8 ⁵⁾ - - -

udział produktów zaawans. tech. ²⁾ w prod. przem. (w %)

10,3 8,5 - 7,8 8,4 8,2 8,7 9,7 10,4 11,0 11,1 11,2 ⁴⁾ - - - -

udział produktów high-tech w eksporcie (w %)

- - - 3,2 2,1 2,0 2,3 2,2 2,0 2,4 3,1 2,9 2,7 2,2 2,6 2,3

przyznane patenty

krajowe 2854 3242 3418 3443 2641 1825 1619 1405 1179 1174 1022 939 851 834 613 778 intensywność

innowacji (w %) ³⁾ 0,8 0,9 0,7 0,2 0,2 2,2 2,2 3,6 4,0 4,1 4,8 3,4 3,2 3,3 3,4 2,2

Źródło: Nauka i technika, GUS, Warszawa, kolejne roczniki 1989-2004.

Uwagi: ¹⁾ wprowadzonych w danym roku (od 2000 r. GUS podaje dane dotyczące tylko nowości wprowadzonych w trzech ostatnich latach, a nie w danym roku) ²⁾ produkty zaawansowane technicznie = wysokiej plus średnio-wysokiej techniki

³⁾ jest to relacja nakładów na działalność innowacyjną przedsiębiorstw przemysłowych do wartości produkcji sprzedanej przemysłu ⁴⁾ szacunki wykonane przez S. Kubielasa z Uniwersytetu Warszawskiego ⁵⁾ szacunek własny na podstawie danych GUS za okresy trzyletnie

Na podstawie tablicy 1 oraz innych, szczegółowych danych statystycznych⁴, można stwierdzić, że całościowy obraz procesów postępu technicznego⁵ w okresie transformacji polskiej gospodarki jest niejednoznaczny: raczej zły niż dobry; wystąpiły zarówno pozytywne, jak i negatywne tendencje, choć tych drugich było więcej. Ponadto niektóre pozytywne tendencje załamały się w latach 2000-2001 wraz ze spowolnieniem wzrostu całej gospodarki. Musimy jeszcze przy tym pamiętać, że napływ zagranicznej myśli technicznej intensyfikował się w całym badanym okresie.

Na początku minionej dekady nastąpił zauważalny spadek poziomu innowacyjności gospodarki, po czym nastąpiła wyraźna aktywizacja działalności innowacyjnej podmiotów ekonomicznych, następnie pewne spowolnienie pod koniec dekady i wręcz załamanie w latach 2000-2001 oraz stabilizacja na takim, niższym poziomie w ostatnich latach badanego okresu. W roku 2003 zaczęły jednak pojawiać się pewne symptomy poprawy sytuacji.

Działalność innowacyjna miała zatem cykliczny charakter w okresie dotychczasowej transformacji polskiej gospodarki.

Szczególnie niepokoić musi permanentny (od 1993 r.) spadek liczby patentów krajowych zarówno zgłoszeń patentowych, jak również patentów udzielonych. Stanowi on przejaw malejących zainteresowań i możliwości patentowania tak przez placówki badawczo- rozwojowe, jak i przez przedsiębiorstwa, co spowodowane jest jednoczesnym oddziaływaniem wielu przyczyn⁶.

Wyjaśnienia spadku zdolności patentowych można doszukiwać się także w nakładach na badania i rozwój (B+R). Otóż, jeśli w całym analizowanym okresie następował stały relatywny spadek ogólnokrajowych nakładów na B+R (GERD), wówczas nie powinno dziwić towarzyszące mu obniżanie się aktywności patentowej podmiotów gospodarczych. Nie ma tu co prawda zależności bezpośredniej, niemniej można mówić o wzajemnym oddziaływaniu obu tych zjawisk na siebie.

Modernizacja techniczna polskiej gospodarki postępowała niezwykle wolno. W rezultacie, według danych Komisji Europejskiej (European Innovation Scoreboard, 2005), Polska znalazła się w 2005 r. dopiero na 21 miejscu wśród 25 krajów członkowskich Unii Europejskiej (UE) pod względem poziomu innowacyjności gospodarki narodowej.

4A.H. Jasiński, Innowacje i transfer techniki w procesie transformacji, DIFIN, Warszawa 2006.

5 Dalej będziemy zamiennie używać określeń „innowacje techniczne” i „postęp techniczny”, choć to nie zupełnie to samo. Nb. w literaturze anglosaskiej w zasadzie nie używa się pojęcia postęp techniczny (technologiczny), lecz zmiana techniczna (technologiczna).

6 Por. A.H. Jasiński, Postęp techniczny w okresie transformacji. Polskie doświadczenia i perspektywy, Komitet

II

Spróbujmy teraz odpowiedzieć na pytanie o rolę innowacji w rozwoju polskiej gospodarki. W tym celu należy najpierw znaleźć jakiś syntetyczny miernik innowacji technicznych/ postępu technicznego. Zgadzam się przy tym z Juszczak-Szumacher, że

„syntetyczna charakterystyka postępu technicznego nie jest kategorią obserwowalną”⁷.

Początkowo próbowano mierzyć postęp technologiczny i wyjaśniać jego wpływ na wzrost gospodarczy zgodnie z modelem Solowa⁸, który wykorzystywał do tego trzy-czynnikową, agregatową funkcję produkcji, zmodyfikowaną potem w postaci funkcji cztero-czynnikowej⁹. Obecnie, zgodnie z tzw. nową teorią wzrostu¹⁰, ekonomiczna rola postępu technicznego jest zazwyczaj oceniana przez pryzmat koncepcji tzw. całkowitej produktywności czynników produkcji (total factor productivity – TFP). Jest to de facto współczynnik efektywności produkcji, który określa, w jakim stopniu wzrost produkcji można wyjaśnić przyrostem produktywności (wydajności) czynników wytwórczych (nakładów). Wzrost TFP interpretowany jest w uproszczeniu jako współczynnik informujący o tempie poprawy efektywności wykorzystywanej technologii¹¹.

Syntetyczne wyrażenie postępu technicznego i zmierzenie jego wpływu na rozwój gospodarki w praktyce nie jest jednak łatwe. Można tutaj mówić raczej o wyliczeniach szacunkowych, przybliżonych. Przykładowo wg Stonemana¹², który wykorzystał do tego celu cztero-czynnikową funkcję produkcji, ok. 40% wzrostu gospodarczego w krajach wysoko rozwiniętych może być przypisane nowej technologii. Z kolei według obliczeń OECD¹³, opartych na koncepcji TFP, wpływ ten oszacowano na ok. ½. Natomiast Linsu¹⁴, również opierając się na tej koncepcji pisze, iż w długim okresie ponad 50% wzrostu gospodarczego w tych krajach powodowane jest przez przyswajanie wiedzy i innowacji. W Polsce zajmują się tą problematyką, na podstawie światowej literatury ekonomicznej, m.in. Białoń i Obrębski¹⁵,

7 G. Juszczak-Szumacher, Pomiar wielkości nie obserwowalnych przez analizę regresji. Postęp techniczny i efektywność procesu produkcyjnego, w: Gospodarka Polski w okresie transformacji, pod red. A. Welfe, PWE, Warszawa 2000, s. 142.

8 R.M. Solow, Teoria kapitału i stopa przychodu, PWN, Warszawa 1967.

9 S. Gomułka, Teoria innowacji i wzrostu gospodarczego, CASE, Warszawa 1998.

10 R. Barro, S.I. Martin, Economic growth, McGraw-Hill, New York 1995; N. von Tunzelmann, Technology and industrial progress, Edward Elgar, Aldershot 1995.

11 S. Umiński, Znaczenie zagranicznych inwestycji bezpośrednich dla transferu technologii do Polski, Wyd.

Uniwersytetu Gdańskiego, Gdańsk 2002.

12 P. Stoneman, The economic analysis of technology policy, Oxford University Press, Oxford 1987, s. 31.

13 Technology and the economy, OECD, Paris 1992, s. 168.

14 K. Linsu, Learning and innovation in economic development, Edward Elgar, Cheltencham 1999, s. 4.

15 Nauka i techniki w rozwoju społeczno-gospodarczym, pod red. L. Białonia, T. Obrębskiego, PWN, Warszawa 1989.

Marciniak¹⁶, Umiński¹⁷. Jednakże nie podają przykładów obliczeń. Natomiast Juszczak- Szumacher¹⁸ analizuje postęp techniczny w kontekście funkcji produkcji, a jej podejście polega na wyznaczeniu wzrostu wieloczynnikowej produktywności, którego określenie jest możliwe dzięki oszacowaniu elastyczności produkcji na podstawie funkcji regresji. Szkoda jednak, że jej analiza empiryczna nie dotyczy okresu transformacji polskiej gospodarki.

Jednakże posługiwanie się współczynnikiem całkowitej produktywności czynników produkcji wydaje się zbyt ogólne dla oceny roli innowacji w gospodarce narodowej. Dlatego będziemy tutaj wykorzystywać pojęcie „dokonania innowacyjne” (innovation performance).

Przyjmując, że nie ma jednego, uniwersalnego, syntetycznego miernika dokonań innowacyjnych danego kraju, zapoznano się z różnymi wskaźnikami stosowanymi w literaturze krajowej i zagranicznej. Biorąc pod uwagę dostępność danych statystycznych niezbędnych do stworzenia odpowiednio długich szeregów czasowych, możliwe było wykorzystanie tylko czterech następujących mierników (zob. tabela 1):

1) udział wydatków firm na działalność innowacyjną w produkcji sprzedanej przemysłu, czyli intensywność innowacji;

2) udział nowych i zmodernizowanych wyrobów w produkcji sprzedanej przemysłu;

3) udział produktów zaawansowanej techniki w produkcji sprzedanej przemysłu;

4) udział produktów wysokiej techniki w eksporcie ogółem.

Dla dokonania wyboru takiej kombinacji tych mierników, która najlepiej opisuje dane zjawisko, w tym przypadku innovation performance, wykorzystano metodę tzw. analizy głównych składowych (principle components anlaysis – PCA)¹⁹. Pierwsza główna składowa (PC), oszacowana tą metodą, przyjęła w latach 1989-2001 wartości uwidocznione w tabeli 2.

Jako punkty odniesienia podano stopę wzrostu produktu krajowego brutto (PKB) w kolejnych latach.

16 S. Marciniak, Innowacje i rozwój gospodarczy, Politechnika Warszawska, Warszawa 2000.

17 S. Umiński, op. cit.

18 G. Juszczak-Szumacher, op. cit.

19 D.F. Morrison, Multivariate Statistical Methods, McGraw-Hill, New York 1976.

Tabela 2. Pierwsza główna składowa i stopa wzrostu PKB w latach 1989-2001 Rok Główna składowa Stopa wzrostu PKB (w %)

1989 -0,4428 0,2

1990 -1,2889 -7,5

1991 -1,2199 -7,0

1992 -1,3507 2,6

1993 -0,7787 3,8

1994 -0,4528 5,2

1995 -0,4968 7,0

1996 0,6036 6,0

1997 0,7591 6,8

1998 1,0967 4,8

1999 1,6875 4,1

2000 1,0012 4,0

2001 0,8824 1,0

Uwaga: pierwsza główna składowa nie ma miana.

Źródło: wyliczenia D. Mierzyńskiej z Uniwersytetu w Białymstoku oraz GUS (kolejne Roczniki Statystyczne)

Obliczenia przeprowadzono, stosując metodę najmniejszych kwadratów. Procent

zmienności analizowanego zjawiska, wyjaśniony tutaj przez PC, wynosi 67,2 %, czyli wydaje się dostatecznie wysoki. Krzywa pierwszej głównej składowej na tle krzywej wzrostu

produktu krajowego brutto w latach 1989-2001 jest pokazana na rysunku 1.

Analizy nie można niestety kontynuować, ponieważ GUS nie publikuje już danych liczbowych dotyczących udziału nowych i zmodernizowanych wyrobów w danym roku oraz produktów zaawansowanych technicznie.

Rysunek 1. Dokonania innowacyjne a dynamika makro-ekonomiczna w latach 1989-2001

Uwaga: PC oznacza pierwszą główną składową, zaś GDP (z ang.) oznacza PKB.

Źródło: Jak tab. 2.

Jak widać, wzrost wartości pierwszej głównej składowej wykazuje wiele podobieństw do dynamiki wzrostu PKB. Krzywa reprezentująca tutaj dokonania innowacyjne zachowuje się podobnie do krzywej reprezentującej rozwój makroekonomiczny, chociaż PC reaguje na wzrost/spadek PKB zwykle z pewnym przesunięciem. Tak więc można powiedzieć, iż w latach 1989-2001 dokonania innowacyjne w Polsce kształtowały się równolegle – choć z określonym opóźnieniem – w stosunku do rozwoju makroekonomicznego (macro- economic preformance) kraju.

Przeprowadzona analiza potwierdza stwierdzoną prawidłowość: w latach 1989-2001 dokonania innowacyjne przedsiębiorstw zmieniały się w zasadzie w tym samym kierunku w stosunku do zmian w dynamice wzrostu gospodarki narodowej²⁰. Stanowić to może dowód, że aktywność innowacyjna podążała za cyklicznym rozwojem gospodarki.

Można powiedzieć, iż działalność ta była ciągniona przez popyt wynikający z ożywienia i wysokiego wzrostu gospodarczego. Innowacje techniczne okazały się zatem wielce wrażliwe na ogólną sytuację gospodarki narodowej.

GDP (L) PC (R) -2,0

-1,5 -1,0 -0,5 0,0 0,5 1,0 1,5 2,0

-10 -8 -6 -4 -2 0 2 4 6 8 10

1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001

Obserwacja ta zgodna jest z nową teorią wzrostu, która zakłada, że postęp techniczny ma charakter endogeniczny w tym sensie, iż jest rezultatem działań prowadzonych przez podmioty gospodarcze w odpowiedzi na zachęty ekonomiczne płynące z ich otoczenia²¹. Teoria ta zakłada, że postęp techniczny nie jest składnikiem rezydualnym o charakterze egzogenicznym, czyli zewnętrznym w stosunku do produkcji – jak w teorii neoklasycznej.

Postęp techniczny (nowa technologia) to swego rodzaju immanentny, endogeniczny, czyli wewnętrzny czynnik wzrostu produkcji.

III

Aby ustalić wspomniane wcześniej przesunięcie (opóźnienie) postanowiliśmy zbadać zależności między zmienną „dokonania innowacyjne”, reprezentowaną tutaj przez pierwszą główną składową, a stopą wzrostu dochodu narodowego. W tym celu zaproponowano wykorzystać liniowy model ekonometryczny. Określono dla niego zestaw trzech potencjalnych zmiennych objaśniających: stopa wzrostu PKB w danym roku (PKBt), stopa z jednorocznym opóźnieniem (PKBt-1) oraz stopa z dwuletnim opóźnieniem (PKBt-2). Dobór zmiennych do modelu wykonano niezależnie dwoma metodami sekwencyjnymi²². Metodą krokową wprzód wybrano zmienną z jednorocznym opóźnieniem, zaś metodą krokową wstecz wybrano zmienną z dwuletnim opóźnieniem. Szczegółowe wyniki końcowe zastosowania wymienionych metod, stanowiące oszacowania dwóch tak uzyskanych modeli, przedstawiają w załączniku odpowiednio tabele Z1 i Z2. Do dalszych analiz wybrano model pierwszy, ponieważ charakteryzuje się nieco większą wartością współczynnika determinacji R-kwadrat, który wynosi 0,51 (w stosunku do 0,49 dla modelu drugiego). Jego postać jest następująca:

16 1

. 0 41 . ˆ 0

 





 _t

t PKB

Y , (1)

gdzie: Yt oznacza zmienną endogeniczną reprezentującą dokonania innowacyjne, w skrócie:

innowacje.

Z modelu (1) wynikają następujące wnioski. Stopa wzrostu dochodu narodowego wpływa w sposób istotny, ale z jednorocznym opóźnieniem, na poziom innowacji.

21 R. Barro, S.I. Martin, op. cit.

22 B. Borkowski, H. Dudek, W. Szczesny, Ekonometria. Wybrane zagadnienia, WN PWN, Warszawa 2003.