1 

Emilia Stola 
Katedra Ekonomiki i Organizacji Przedsiębiorstw 
Szkoła Główna Gospodarstwa Wiejskiego w Warszawie 

emilia_stola@sggw.pl 

 

 

 ROZWÓJ SEKTORA BANKOWEGO W POLSCE,  

A WZROST GOSPODARCZY  

 

 

Wstęp 

Przekształcenia  polskiej  gospodarki,  które  zostały  zapoczątkowane 

w  latach  dziewięćdziesiątych,    dotyczyły  także  sektora  bankowego.  Po-

mimo  nierozwiniętych  jeszcze  podstaw  kapitałowych,  w  połowie  lat 

dziewięćdziesiątych  powstał  konkurencyjny,  dwuszczeblowy  system 

bankowy

1

.  W  ostatnich  latach  można  było  zauważyć  znaczący  wzrost  

sektora bankowego w Polsce, pod względem roli, jaką pełni w gospodar-

ce, jak również odnośnie przyrostu jego wartości. Postęp ten dokonał się 

głównie pod wpływem intensyfikacji rozwoju gospodarczego.  

W literaturze rozwój sektora bankowego utożsamiany jest z długo-

falowym procesem przemian, który dotyczy zarówno zmian ilościowych, 

jak  i  strukturalnych.  W  przypadku  czynników  ilościowych,  głównie  od-

noszą się do wzrostu inwestycji w tym sektorze, zatrudnienia, rozmiarów 

kapitałów, będących w dyspozycji instytucji bankowych, jak również ich 

dochodów oraz innych wielkości ekonomicznych je charakteryzujących.  

Polski  sektor  bankowy  w  ostatniej  dekadzie  przeszedł  zasadnicze 

zmiany,  zarówno  ilościowe,  dotyczące  przyrostów  wyżej  wymienionych 

                                                           

1

  Por.  Janc  A.,  Sury-Walterowicz  M.:  Polska.  [W:]  Bankowość  krajów  tworzących  gospodarkę 

rynkową. Europa Środkowa i Wschodnia: kontynuacja reform, red. naukowy A. Janc. Wydawnic-
two AE w Poznaniu, Poznań 1998, s. 124 – 128. 

 

2 

wielkości  ekonomicznych,  jak  i  jakościowe,  zgodne  z  rozwiązaniami 

funkcjonującymi w bankach zagranicznych. 

 

Cel i metody badawcze 

Celem  opracowania  jest  przedstawienie  poziomu  wpływu  wzrostu 

gospodarczego  na  rozwój  sektora  bankowego  w  Polsce  w latach  1997  – 

2007, a także  oceny  stopnia tego  oddziaływania. Z uwagi  na wymagania 

edytorskie w niniejszym opracowaniu zdecydowano się na zbadanie tylko 

relacji  –  wzrost  gospodarczy,  a  rozwój  bankowości  komercyjnej  w  pol-

skim sektorze bankowym. Miarami, jakimi posłużono się przy określeniu 

wzrostu sektora bankowego, są liczba placówek bankowych oraz wartość 

aktywów  banków  komercyjnych.  Natomiast  wielkością,  jaką  przyjęto 

za odwzorowującą  kształtowanie  wzrostu  gospodarczego  w  Polsce,  był 

poziom produktu krajowego brutto (PKB). 

 Do  zbadania  wyżej  wymienionej  relacji  zastosowano  klasyczne  na-

rzędzia  statystyczne  mierzące  współzależność  czynników,  w  tym  współ-

czynnik  korelacji Pearsona, współczynniki korelacji cząstkowej. Stworzono 

także model regresyjny oraz dokonano jego oszacowania i analizy reszt mo-

delu.  Wszystkie  obliczenia  zostały  wykonane  z wykorzystaniem  programu 

STATISTICA 7.  

Dane empiryczne w opracowaniu pochodzą z raportów Komisji Nad-

zoru Bankowego

2

 (KNF) pt.: „Synteza sytuacji sektora bankowego”,  z lat 

2000 – 2007, publikowane przez Narodowy Bank Polski (NBP). 

 

 

 

                                                           

2

 Od 01.01.2008 r. Komisja Nadzoru Bankowego przekształciła się w Komisję Nadzoru Finanso-

wego.  

 

3 

Rozwój sektora bankowego w Polsce 

W Polsce sektor bankowy stanowi dominującą część w systemie fi-

nansowym.  Udział  tego  sektora  w  aktywach  całego  systemu  przekracza 

41%, jednocześnie przewyższając wartości aktywów z pozostałych sekto-

rów

3

.  Wśród  krajów  Europy  Środkowo  –  Wschodniej  oraz  nowych 

państw  członkowskich,  które  przystąpiły  do struktur  Unii  Europejskiej 

w 2004  roku,  polski  sektor  bankowy  jest największym.  Jednocześnie, 

porównując  polski  sektor  bankowy  do  krajów  tzw. „starej  unii”,  jest  on 

jednym  z  mniejszych,  ale  odznacza  się  najwyższą  dynamiką  wzrostu. 

Na koniec 2007 roku na polskim rynku bankowym działalność prowadzi-

ło  pięćdziesiąt banków  komercyjnych,  pięćset  osiemdziesiąt  jeden  ban-

ków spółdzielczy oraz czternaście oddziałów instytucji kredytowych ban-

ków  europejskich,  działających  na  zasadzie  paszportu  europejskiego. 

Dominującą  rolę  w  tym  sektorze  odgrywają  banki  komercyjne, 

w przypadku  których  przeważają  banki  kontrolowane  przez  inwestorów 

zagranicznych, głównie europejskich instytucji inwestycyjnych oraz ame-

rykańskich  instytucji  kredytowych,  którzy  posiadają  ponad  60%  akcji 

ogólnego  portfela  wszystkich  tych  banków.  Średnio  po  13%  akcji  tego 

portfela należy do Skarbu Państwa oraz do drobnych  akcjonariuszy kra-

jowych.  Banki  komercyjne  nie  są  najliczniejszą  grupą  w  polskim  syste-

mie bankowym. Jednak ich udział przewyższa 90% sumy bilansowej ca-

łego  sektora,  w przeciwieństwie  do najliczniejszej  grupy  banków 

w polskim  sektorze  bankowym  –  banków  spółdzielczych,  których  udział 

w sumie bilansowej  całego sektora jest  niewielki i  wynosi średnio  około 

5%.  

                                                           

3

 Udziały w polskim rynku finansowym: OFE – 6%; Ubezpieczenia – 6,3%; TFI – 5,1%; WGP – 

27% (stan na 31.12.2006).  

 

4 

Zmiennymi, jakie najczęściej stosuje się do mierzenia rozwoju sek-

tora bankowego jest relacja PKB do aktywów tego sektora, wyniki finan-

sowe oraz liczba placówek bankowych. 

W latach 1997 – 2007, banki rozwijały się szybciej w stosunku do 

rozwoju gospodarczego (tab. 1.). Średni wzrost aktywów banków komer-

cyjnych w polskim sektorze bankowym  wynosił  17%. Poza tym  aktywa 

analizowanych banków rosły ponad dwa i  pół  razy  szybciej, niż wartość 

PKB. W 1998 r. przyrost aktywów instytucji bankowych przekraczał 28,7 

pkt proc., w porównaniu z rokiem 1997. Szybkie tempo rozwoju sektora 

bankowego  zostało  zahamowane  w  2002  r.,  poprzez  zjawiska  stagnacji 

makroekonomicznej.  Kolejne  lata,  także  wskazują  na  szybsze  tempo  ak-

tywów banków komercyjnych, aniżeli przyrost PKB. 

Tabela 1. Produkt krajowy brutto i aktywa banków komercyjnych w Pol-

sce w latach 1997 – 2007  

  

PKB 

AKTYWA banków komercyjnych 

Lata 

W mln zł 

dynamika 

w mln zł 

% PKB 

dynamika 

1 

2 

3 

4 

5 

6 

1997 

515353 

107,1 

247668,9 

48,06% 

125,6 

1998 

600902 

105,1 

318726,8 

53,04% 

128,7 

1999 

665688 

104,4 

363427,4 

54,59% 

114,0 

2000 

744378 

104,3 

428486,3 

57,56% 

117,9 

2001 

779564 

101,3 

469701,5 

60,25% 

109,6 

2002 

808578 

101,4 

466520,2 

57,70% 

99,3 

2003 

843156 

103,8 

488961,6 

57,99% 

104,8 

2004 

924 538 

105,4 

538 472,4 

58,24% 

110,1 

2005 

983 302 

103,6 

586 425,4 

59,64% 

108,9 

2006 

1057855 

106,1 

681 358,5 

64,41% 

116,2 

I poł. 2007 

1 099 700 

107,1 

725 471,3 

65,97% 

106,5 

Źródło: Synteza raportu o sytuacji sektora bankowego w I półroczu 2007 r., Warszawa 
2008. 

 

                                                           

 

 

5 

 

Z tabeli 2 wynika, iż wraz z rozwojem gospodarczym, sukcesywnie 

ulegała zmniejszeniu liczba centrali banków komercyjnych oraz znacząco 

rosła  liczba  oddziałów  tych  instytucji.  W  latach  1997  –  2007  liczba  ta 

wzrosła o 2177 placówek. Tak duży przyrost wynikał głównie z znaczne-

go  rozwoju  bankowości  detalicznej,  determinowanego  wzrostem  zapo-

trzebowania  na  usługi  bankowe,  przede  wszystkim  zgłaszanego  przez 

gospodarstwa domowe oraz sektor małych przedsiębiorstw.  

 

Tabela 2. Liczba placówek banków komercyjnych w latach 1997 – 2007  

  

banki komercyjne 

pozostałe 

razem 

Lata 

centrale 

oddziały 

1 

2 

3 

4 

5 

1997 

81 

1634 

8168 

9883 

1998 

83 

1868 

7795 

9746 

1999 

77 

2235 

8116 

10428 

2000 

73 

2449 

8948 

11470 

2001 

69 

2879 

7773 

10721 

2002 

59 

3040 

6866 

9965 

2003 

58 

3119 

5985 

9162 

2004 

54 

3704 

4601 

8359 

2005 

54 

3710 

4614 

8378 

2006 

51 

3770 

4775 

8596 

I poł. 2007 

51 

3811 

5002 

8864 

Źródło: Synteza raportu o sytuacji sektora bankowego w I półroczu 2007 r., Warszawa 
2008. 

 

Wyniki  

 

W  celu  zbadania  wpływu  wzrostu  gospodarczego  (zmienna  X)  na 

rozwój sektora bankowego (zmienna Y) stworzono liniowy model regre-

syjny. Model  ten  charakteryzuje liniowa  postać zmiennych objaśnianych 

i składnika losowego, według następującego wzoru: 

 

6 























k

k

X

X

X

Y



2

2

1

1

0

 

gdzie:  

0



 - wyraz wolny regresji, 

k







,

,

,

2

1



- współczynniki regresji cząstkowej, 



- składnik losowy

4

. 

 

Pierwszym  etapem  tworzenia  modelu,  była  ocena  zależności  po-

między  wzrostem  gospodarczym,  który  został  uwzględniony  w  modelu 

jako wartość PKB, oraz rozwojem sektora bankowego, ujęta jako wartość 

aktywów  banków  komercyjnych.  W  tym  celu  został  utworzony  wykres 

rozrzutu  (wykres  1).  Rozmieszczenie  punktów  na  wykresie  potwierdza 

zależność liniową typu statystycznego, występującą pomiędzy analizowa-

nymi zmiennymi

5

.   

Oszacowany model przyjął następującą postać: 

Aktywa banków komercyjnych = - 1,5583E5 + 0,78 PKB. 

Wartość oceny współczynnika regresji w utworzonym modelu, po-

zwala na stwierdzenie, iż wzrost wartości PKB o 1 mln PLN, powoduje 

wzrost aktywów bankowych średni o około 780 tys. PLN.  

W  tabeli  2  zostały  przedstawione  najważniejsze  wyniki  dotyczące 

zbudowanego modelu. Do oceny dobroci dopasowania modelu wykorzy-

stano  współczynnik  determinacji  (R^

2

)  oraz  błąd  standardowy  estymacji 

(Bł.  Std.  B).  Wartość  współczynnika  determinacji,  wynosząca  98,77%, 

wskazuje, iż stworzony model pozwala wyjaśnić niespełna 99% zmienno-

ści wzrostu sektora bankowego. Pozostały 1% wskazuje na występowanie 

                                                           

4

 Kot S., Jakubowski J., Sokołowski A.: Statystyka. Difin, Warszawa 2007,  s. 317 – 318.  

5

  W  programie  Statistica  wnioskowanie  o  istotności  współzależności  dwóch  zmiennych  odbywa 

się na podstawie wartości p (p value); dla modelu przyjęto wartość p> 0,05, przy której przyjmuje 
się hipotezę o występowaniu istotnej współzależności między zmiennymi. 

 

7 

czynników  losowych.  Błąd  standardowy  w  modelu  kształtuje  się  na  po-

ziomie 0,03, co wskazuje na znikomą różnicę pomiędzy obserwowanymi 

wartościami wzrostu sektora bankowego i wartościami teoretycznymi. 

 

Wykres  1.  Wykres  rozrzutu  dla  zmiennej  aktywa  banków  komercyjnych 

względem zmiennej PKB 

 

Wykres rozrzutu   AKTYWA banków komercyjnych względem PKB

Arkusz1 3v*12c

AKTYWA banków komercyjnych = -1,5583E5+0,7791*x

4E5

5E5

6E5

7E5

8E5

9E5

1E6

1,1E6

1,2E6

PKB

2E5

3E5

4E5

5E5

6E5

7E5

8E5

A

K

T

Y

W

A

 b

a

n

kó

w

 k

o

me

rc

yj

n

yc

h

 

Źródło: obliczenia własne. 

 

 

W celu zmierzenia wpływu analizowanych zmiennych na siebie zasto-

sowano  współczynnik  korelacji  wielorakiej  (R).  Współczynnik  ten  mierzy 

siłę związku pomiędzy badaną cechą Y oraz łącznym wpływem pozostałych 

cech X

1

, X

2

,…, X

n

. Współczynnik korelacji wielorakiej jest zawsze dodatni, 

a jego wartości zawierają się w przedziale [0,1]. Jego  charakterystyczną  ce-

 

8 

chą jest to, że nie wskazuje kierunku związku pomiędzy cechami a jedynie 

mierzy jej siłę

6

.  

W  przypadku  analizowanych  zmiennych  wartość  współczynnika 

korelacji  wielorakiej  (R)  wyniosła  0,99,  co  wskazuje  na  bardzo  silny 

wpływ zmiennej objaśniającej (X) na zmienną objaśnianą (Y).  

Do określenia poziomu zależności liniowej między analizowanymi 

zmiennymi, wykorzystano także współczynnik korelacji liniowej Pearso-

na.  Współczynnik  ten  przyjmuje  wartości  z  przedziału  [-1;  1].  W  anali-

zowanym modelu współczynnik ten przyjął wartości dodatnie, i był rów-

ny 0,99, co potwierdza prawie liniowy związek między badanymi zmien-

nymi, jak również wskazuje na występowanie bardzo silnej korelacji do-

datniej. Potwierdza to fakt, iż wraz ze wzrostem gospodarczym, następuje 

rozwój sektora bankowego.  

 

Tabela  3.  Wyniki  regresji  dla  zmiennej  –  aktywa  banków  komercyjnych 

wraz ze statystykami podsumowującymi  

Podsumowanie regresji zmiennej zależnej:   AKTYWA banków komercyjnych (Arkusz1)
R= ,99381570 R^2= ,98766965 Skoryg. R2= ,98629961
F(1,9)=720,91 p<,00000 Błąd std. estymacji: 17044,

N=11

BETA

Bł. std.

BETA

B

Bł. std.

B

t(9)

poziom p

W. wolny

PKB

-155834

24348,95

-6,40003

0,000125

0,993816

0,037014

1

0,03

26,84970

0,000000

  

Źródło: obliczenia własne. 

 

 

Na  podstawie  wykresu  rozrzutu  stworzonego  modelu,  można 

stwierdzić, iż dopasowana linia regresji prawie pokrywa się z danymi, co 

                                                           

6

 Por. Luszniewicz A., Słaby T.: Statystyka. Teoria i zastosowanie. C.H. Beck, Warszawa 2003, s. 

224 -225. 

 

9 

świadczy  o  zauważonym  już  wcześniej,  związku  prawie  liniowym  po-

między badanymi zmiennymi.  

 

Wykres 2. Wykres modelu regresji liniowej dla zmiennej aktywa banków 

komercyjnych  

Wykres rozrzutu   PKB względem AKTYWA banków komercyjnych

Arkusz1 3v*12c

PKB = 2,0768E5+1,2678*x; 0,95 Prz.Ufn.

2E5

3E5

4E5

5E5

6E5

7E5

8E5

AKTYWA banków komercyjnych

4E5

5E5

6E5

7E5

8E5

9E5

1E6

1,1E6

1,2E6

P

K

B

 

Źródło: obliczenia własne. 

 

 

W  celu  oceny  normalności  składnika  losowego  modelu  dokonano 

analizy reszt.  Realizacją składnika losowego w szacowanym modelu jest 

składnik resztowy

7

.  Reszty  tworzą ciąg dodatnich  i  ujemnych różnic po-

między  składnikami  empirycznych  wartości  zmiennej  PKB,  a  teoretycz-

nych wartości tej zmiennej

8

.  

                                                           

7

 Kot S., Jakubowski J., Sokołowski A.: Statystyka. Difin, Warszawa 2007, s. 327.  

8

  Por.  Luszniewicz  A.,  Słaby  T.:  Statystyka.  Teoria  i  zastosowanie.  C.H.  Beck,  Warszawa  2003, 

s. 228.  

 

10 

Na wykresie 3, został przedstawiony rozkład reszt dla analizowane-

go  modelu.  Rozłożenie  punktów,  pozwala  stwierdzić,  iż  rozkład  reszt 

w tym modelu nie odbiega od rozkładu normalnego, co jednocześnie po-

twierdza  wysokie  dopasowanie  oszacowanego  modelu  liniowego  do  da-

nych empirycznych.  

 

Wykres 3. Wykres normalności reszt dla modelu 

Wykres normalności reszt

-30000

-20000

-10000

0

10000

20000

30000

Reszty

-2,0

-1,5

-1,0

-0,5

0,0

0,5

1,0

1,5

2,0

W

ar

to

ść

 n

o

rma

ln

a

 

Źródło: obliczenia własne. 

 

Wnioski  

 

Celem  opracowania  było  przedstawienie  wpływu  wzrostu  gospo-

darczego  na  rozwój  sektora  bankowego  w  Polsce  w latach  1997  –  2007 

oraz  oceny  stopnia  tego  oddziaływania.  Na  podstawie  przeprowadzonej 

analizy  materiałów  empirycznych  oraz  analizy  wybranych  współczynni-

ków statystycznych sformułowano następujące wnioski: 

 

11 

1.  Lata  1997  –  2007,  są  przykładem  okresu,  kiedy  rozwój  ban-

kowości  w Polsce następował  szybciej,  aniżeli wzrost gospo-

darczy w Polsce. Najwyższa różnica w dynamice wzrostu tych 

zjawisk  wynosiła  ponad  23  pkt  proc.  (1997  r.).  Wyjątek  sta-

nowi  rok  2002,  kiedy  nastąpiło  zahamowanie  tak  szybkiego 

tempa wzrostu, zarówno gospodarczego, jak i rozwoju banko-

wości, wskutek stagnacji makroekonomicznej w kraju. Jednak 

w  kolejnych  latach  (2003  –  2007)  można  zaobserwować  dal-

szy postęp polskiej bankowości.  

2.  Udział  aktywów  banków  komercyjnych  w  ogólnej  wartości 

PKB, w latach 1997 – 2007, średnio kształtował się na pozio-

mie  57,85%,  przy  czym  najwyższym  udział  (65,97%)  został 

odnotowany  w 2007 r.  Świadczy  to  o  postępującym  rozwoju 

sektora  bankowego  oraz  wzrostu  jego  znaczenia  w  procesach 

gospodarczych w kraju. 

3.  Na  podstawie  stworzonego  modelu  oraz  przeprowadzonych 

wyliczeń  współczynników  korelacji  i  regresji  badających  za-

leżność  pomiędzy  wzrostem  gospodarczym,  mierzonym  PKB 

w mln PLN, a rozwojem sektora bankowego, mierzonym war-

tością  aktywów  banków  komercyjnych,  można  stwierdzić, 

iż pomiędzy badanymi zmiennymi występuje związek liniowy 

(współczynnik  Pearsona wynosi  |0,99|). Ponadto między anali-

zowanymi cechami występuje korelacja dodatnia, a więc wzrost 

gospodarczy  silnie  wpływa  na  zwiększenie  wartości  aktywów 

banków komercyjnych. Dodatkowo badane zmienne charaktery-

zuje bardzo duża siła wzajemnego wpływu na siebie, co potwier-

dzają  także  wysokie  wartości  współczynników  –  determinacji 

 

12 

(98,77%) oraz korelacji  wielorakiej (0,99).    O  wysokim stopniu 

dopasowania  oszacowanego  modelu  do  danych  empirycznych 

świadczy także rozkład reszt, który nie odbiega od rozkładu nor-

malnego.  

4.  W świetle uzyskanych wyników z modelu oraz wyników analizy 

danych  empirycznych  oraz  statystycznych,  można  potwierdzić 

statystycznie istnienie ścisłego związku pomiędzy wzrostem go-

spodarczym  a  rozwojem  sektora  banków  komercyjnych  w  Pol-

sce.  

 

BIBLIOGRAFIA:  

1. 

Heffernan S.: Nowoczesna bankowość. PWN, Warszawa 2007.  

2. 

Janc  A.,  Sury-Walterowicz  M.:  Polska.  [W:]  Bankowość  krajów  tworzących  go-
spodarkę rynkową. Europa Środkowa i Wschodnia: kontynuacja reform, red. na-
ukowy A. Janc. Wydawnictwo AE w Poznaniu, Poznań 1998. 

3. 

Kot S., Jakubowski J., Sokołowski A.: Statystyka. Difin, Warszawa 2007. 

4. 

Luszniewicz A., Słaby T.: Statystyka. Teoria i zastosowanie. C.H. Beck, Warsza-
wa 2003. 

5. 

Przegląd  stabilności  systemu  finansowego  w  latach  1997  –    I  półrocze  2007, 
NBP, Warszawa 1998 – 2008. 

6. 

Synteza raportu o sytuacji sektora bankowego w latach 1997 –  I półrocze 2007,, 
NBP, Warszawa 1998 – 2008.