Microsoft Word - A.99.3.doc

A.99.3

Jerzy Czesław Ossowski

Katedra Ekonomii i Zarz dzania Przedsi biorstwem

Wydział Zarz dzania i Ekonomii

Politechnika Gda ska

IV Seminarium Naukowe Katedry Ekonomii i Zarz dzania Przedsi biorstwem Politechniki Gda skiej

nt.: „GOSPODARKA POLSKI W OKRESIE TRANSFORMACJI”,

Jastrz bia Góra 26-27 wrzesie 1999 r.

ANALIZA PRZYCZYNOWO-SKUTKOWA INFLACJI W POLSCE

W LATACH 1993-1998

1. ZMIANY INFLACJI W POLSCE W LATACH 1990 - 1998

Naturaln cech gospodarki rynkowej jest wzajemne dostosowywanie si popytu, poda y i cen

na  rynkach  dóbr  i  usług  konsumpcyjnych,  produkcyjnych  oraz  na  rynkach  kredytowo-pieni nych.
Wzajemne  powi zanie  rynków,  przy  jednoczesnych  ró nych  formach  ich  zorganizowania  oraz
stopniach  konkurencyjno ci,  prowadzi  do  ró ni cych  si   w  poszczególnych  segmentach  gospodarki
zmian cen. W okre lonych warunkach zmiany te maj  charakter inflacyjny. Powszechnie

inflacja jest

rozumiana jako wzrost przeci tnego poziomu cen. Aktualnie w praktyce makroekonomicznej
wyró nia si dwa podstawowe mierniki charakteryzuj ce inflacj . Jednym z nich jest

indeks cen dóbr

i usług konsumpcyjnych (ICKt). Drugim z mierników jest deflator Produktu Krajowego Brutto
(ICYt). Mierniki te ró ni si technik ich wyznaczania oraz nieco innym sposobem interpretacji
(por.: [1]s.44). Indeks cen dóbr i usług konsumpcyjnych niekiedy nazywa si wska nikiem cen dóbr
konsumpcyjnych (

WCD). Wska nik ten okre lany jest w skali rocznej, kwartalnej lub miesi cznej. Za

jego pomoc mierzy si zmiany kosztu nabycia ustalonego koszyka dóbr i usług konsumpcyjnych.
Zakładaj c, e w koszyku dóbr mie ci si

m dóbr i usług nabywanych w ilo ciach q przy cenach p

indeks zmian cen detalicznych oblicza si według nast puj cej zasady:

ICK

= WKD

/ WKD

(1)

gdzie:

t = 1,2,3,...

– numer okresu (roku, kwartału, miesi ca)

WKD

ΣΣΣΣ

– warto ustalonego koszyka dóbr i usług mierzonego w

cenach p

z okresu

badanego

WKD

ΣΣΣΣ

– warto ustalonego koszyka dóbr i usług mierzonego w cenach

z okresu

bazowego,

i = 1,2,3,...,m – numer dobra

Zakładamy, i okresem bazowym mo e by dowolny okres

t. Je li ICKt > 1 powiemy, e

koszty utrzymania w okresie

t w relacji do okresu bazowego wzrosły. W przypadku, gdy ICKt <1

mo emy mówi , i koszty utrzymania w okresie t w relacji do okresu bazowego zmalały.

Deflator produktu krajowego brutto definiowany jest jako stosunek nominalnego

produktu krajowego brutto do jego realnej warto ci. Je li PKB obejmuje

n składników (dóbr i usług

finalnych) wytworzonych w roku t w ilo ciach

a których ceny jednostkowe wynosz

, wówczas

nominalny produkt krajowy (

) zdefiniujemy nast puj co:

ΣΣΣΣ

(2)

Z kolei warto realn

PKB (Y

) wyznaczamy poprzez wprowadzenie do równania (2) cen

poszczególnych składników odnosz cych si do okresu bazowego. W tej sytuacji warto realna jest
równa:

= ΣΣΣΣp

(3)

W rezultacie deflator PKB okre limy nast puj co:

ICY

= NY

(4)

W praktyce, celem wyznaczenia deflatora przyjmuje si , i okresem bazowym jest okres

poprzedni. W tych warunkach produkcj z danego okresu (

t) wyra a si w cenach z okresu

poprzedniego (

t-1). Tym samym produkcj w cenach ubiegłego okresu uznaje si za warto realn .

W rezultacie otrzymuje si  zbiór indeksów ła cuchowych przypisanych poszczególnym latom. Na ich
podstawie  okre li   mo na  indeks  jednopodstawowy  opisuj cy  przeci tne  zmiany  cen  cz ci
składowych PKB w relacji do wyró nionego okresu.

W wyniku porównania obu wyró nionych indeksów charakteryzuj cych inflacj w skali

makroekonomicznej stwierdzamy, i :
• ICKt jest indeksem typu Laspeyres’a, natomiast deflator PKB jest indeksem typu Paasche’go,
• ICKt ujmuje sob zmiany cen dóbr i usług konsumpcyjnych krajowych i importowanych,

natomiast deflator PKB obejmuje dobra i usługi finalne (w tym dobra inwestycyjne)
wyprodukowanych jedynie w kraju,

• ICKt okre la zmiany w poziomie kosztów utrzymania, natomiast deflator PKB jest syntetyczn

miar zmian w poziomie kosztów wytwarzania i utrzymania w skali całej gospodarki kraju.

Z powy szego wynika, i pomiar inflacji nie jest jednoznaczny. Z uwagi jednak na fakt, i

ostatecznym celem działalno ci gospodarczej jest zaspakajanie potrzeb konsumpcyjnych, powszechnie
inflacj ocenia si w oparciu o indeks cen dóbr i usług konsumpcyjnych.

W przypadku, gdy wska niki cen maj posta indeksów jednopodstawowych, na ich

podstawie  okre li   mo emy  roczne  (w  okre lonych  przypadkach  kwartalne  lub  miesi czne)  stopy
zmian  cen.  Je li  dla  wi kszej  wygody  indeks  cen  dóbr  i  usług  konsumpcyjnych  lub  deflator  PKB
okre limy za pomoc  symbolu

, wówczas stop wzrostu cen zdefiniujemy nast puj co:

SWC

= [(P

– P

t-1

)/P

t-1

] 100% = [(P

t-1

) –1] 100%

(5)

Na podstawie (5) powiemy jaki jest procentowy roczny, kwartalny lub miesi czny wzrost

poziomu cen. W tabeli 1 przedstawiono indeksy cen dóbr i usług konsumpcyjnych, deflator PKB oraz
obliczone na ich podstawie roczne stopy wzrostu cen.

Tabela 1

Podstawowe wska niki roczne charakteryzujace inflacj w Polsce w latach 1990 - 1998

LATA

Deflator PKB

(1990=1,00)

Indeks cen dóbr

konsumpcyjnych

(1990=1,00)

Indeks cen dóbr

konsumpcyjnych

(1998=1,00)

Roczna stopa

wzrostu

deflatora PKB

w %

Roczna stopa

wzrostu cen dóbr

konsumpcyjnych

w %

ICY

ICK

SWCY

SWCK

1990r.

1,0000

0,11662 ------- -------

1991r.

1,5523

1,7030

0,19861

55,23%

70,30%

1992r.

2,1505

2,4350

0,28398

38,54%

42,98%

1993r.

2,8085

3,2950

0,38427

30,60%

35,32%

1994r.

3,8352

4,3560

0,50801

36,55%

32,20%

1995r.

4,9078

5,5670

0,64924

27,97%

27,80%

1996r.

5,8253

6,6750

0,77846

18,69%

19,90%

1997r.

6,6436

7,6696

0,89446

14,05%

14,90%

1998r.

7,4311

8,5746

1,00000

11,85%

11,80%

ródło: Obliczenia własne na podstawie danych GUS

Wykorzystuj c  dane  zawarte  w  tabeli  1  powiemy,  e  na  skutek  zmian  cen  elementów  składowych
produktu  krajowego  brutto  jego  warto   mierzona  w  cenach  bie cych  w  1990  i  wynosz ca  1  mln
złotych jest równowa na 7,4311 mln złotych tego  produktu w 1998 roku. Oznacza to,  e poziom cen
produktów  finalnych  wytwarzanych  w  gospodarce  wzrósł  o  około  643%.

Podstawowym jednak

skutkiem inflacji jest spadek siły nabywczej pieni dza – jego deprecjacja. O skali utraty warto ci

przez pieni dz, a wi c o skali utraty jego siły nabywczej mo na odczyta informacje bezpo rednio z
indeksów cen dóbr i usług konsumpcyjnych. Na przykład traktuj c rok 1990 jako bazowy powiemy,

e 8 złotych 57 groszy z 1998 roku maj sił nabywcz jednej złotówki z 1990 roku. Z kolei

dokonuj c przekształce indeksu i przyjmuj c, i 1998 rok jest rokiem bazowym powiemy, e 1
złotówka z tego roku ma sił nabywcz około 11,7 groszy z roku 1990.

Analiza rocznych stóp wzrostu cen pozwala stwierdzi , i w rozpatrywanych latach inflacja

wykazywała tendencj malej c . Tego typu zjawisko nazywa si dezinflacj . Zauwa my, e w miar
obni ania si tempa wzrostu cen roczne stopy deflatora w coraz wi kszym stopniu upodabniaj si do
rocznych stóp wzrostu cen dóbr i usług konsumpcyjnych.

2. UWARUNKOWANIA INFLACJI W POLSCE

W OKRESIE 1993 KWARTAŁ I – 1998 KWARTAŁ IV

W literaturze ekonomicznej wyodr bnia si dwie podstawowe grupy przyczyn inflacji

. Do

pierwszej z nich zalicza si

przyczyny o charakterze popytowym. Mówi si wówczas o inflacji

ci gnionej przez popyt. Z kolei w drugiej grupie ujmuje si

przyczyny o charakterze kosztowym, co

okre la si mianem inflacji pchanej przez koszty (por.: [4]s.510-521, [5]s.208-214, [11]s.382-388]).

W ramach

pierwszej grupy przyczyn wymienia si :

• niewła ciw polityk fiskaln pa stwa,
• niewła ciw polityk monetarn .

O niewła ciwej polityce fiskalnej mówi si wtedy, gdy w jej wyniku nast puje wzrost popytu

globalnego przewy szaj cy potencjalne mo liwo ci gospodarki. W rezultacie gospodarka nie mog ca
sprosta   nadmiernemu  popytowi  generuje  wzrost  poziomu  cen.  Z  polityk   nadmiernych  wydatków
pa stwa  generuj c   inflacj   zwykle  idzie  w  parze  ust pliwa  polityka  monetarna  banku  centralnego.
Rezultatem  tego  jest  stosunkowo  du a  poda   pieni dza.  Dlatego  zdaniem

monetarystów główn

przyczyn   inflacji  jest  wi ksza  dynamika  wzrostu  poda y  pieni dza,  ani eli  dynamika  wzrostu
realnego  produktu  krajowego.  Zauwa my,  e  na  gruncie  teoretycznym  o  inflacji  ci gnionej  przez
popyt mo emy mówi , gdy w warunkach wolnorynkowych gospodarka zbli a si  do poziomu pełnego
wykorzystania czynników, czyli do produktu potencjalnego.

Koncepcja inflacji kosztowej nie wymaga przyj cia zało e o pełnym wykorzystaniu

czynników. W jej ramach inflacja mo e mie  miejsce nawet w przypadku du ego bezrobocia. W ród
przyczyn kosztowych warunkuj cych inflacj  wyró ni  nale y:
•  polityk  prowadzon  przez zwi zki zawodowe,
•  monopolizacj   rynków,  w  tym  głównie  rynków  produktów  strategicznych  (czynniki

energetyczne),

• wzrost cen surowców na rynkach wiatowych (czynnik egzogeniczny).

•  wzrost podatków po rednich,
•  nadmierny udział sektora pa stwowego w gospodarce,
•  nadmierny protekcjonizm,
•  szybki post p techniczny prowadz cy do przy pieszonych odpisów amortyzacyjnych.

O wpływie zwi zków zawodowych na inflacj mówimy wtedy, gdy s one wystarczaj co

silne, aby wymusi  wzrost wynagrodze  nie maj cy odzwierciedlenia w wydajno ci pracy. Rezultatem
tego  b dzie  wzrost  kosztów  prowadz cy  do  wzrostu  przeci tnego  poziomu  cen.  Przyczyn  tego  typu
post powania  zwi zków  upatrywa   mo na  w  nierównomiernym  rozwoju  bran   i  gał zi
gospodarczych.  W  cz ci  z  tych  bran   lub  gał zi  na  skutek  post pu  technicznego  nast puje  wzrost
wydajno ci,  a  tym  samym  wzrost  wynagrodze .  Prowadzi  to  do  zró nicowa   strukturalnych  w
zakresie  wynagrodze   w  skali  kraju.  Zwi zkowcy  z  bran   w  których  nie  obserwuje  si   wzrostu
wydajno ci, zmierza  b d  do wzrostu wynagrodze  celem zachowania historycznie ukształtowanych
struktur  płacowych.  Je li  skupieni  s   oni  w  bran ach  o  strategicznym  znaczeniu  dla  gospodarki
wymusi   mog   korzystne  dla  siebie  zmiany  płacowe.  Przyjrzyjmy  si   oszacowaniom  dynamiki
wydajno ci  pracy  oraz  wynagrodze   nominalnych  w  górnictwie,  przemy le  przetwórczym,  dostaw
energii, gazu i wody oraz w budownictwie. Dane na ten temat ujmuje Tabela 2.

Tabela 2

Przeci tna roczna dynamika wzrostu wydajno ci pracy i wynagrodze nominalnych

w wybranych sekcjach gospodarczych

w Polsce w okresie 1993 kwartał I – 1998 kwartał IV

GÓRNICTWO I

KOPALNICTWO

PRZEMYSŁ

PRZETWÓRCZY

ZAOPATRZENIE

W ENERGI

ELEKTRYCZN ,

GAZ I WOD

PRODUKCJA

BUDOWLANO-

MONTA OWA

WYDAJNO

PRACY

3,71%

7,39%

-1,84%

14,02%

WYNAGRO-

DZENIA

NOMINALNE

27,78%

27,18%

25,39%

26,84%

ródło: oszacowanie własne na podstawie danych GUS

Analizuj c Tabel 2 stwierdzamy stosunkowo du rozpi to w dynamice wzrostu

wydajno ci. W przypadku sekcji zaopatrzenia w energi  elektryczn , gaz i wod  obserwujemy wr cz
spadek  wydajno ci.  Tymczasem  dynamiki  wzrostu  wynagrodze   nominalnych  we  wszystkich
wyró nionych sekcjach gospodarczych wykazywały stosunkowo małe zró nicowanie.

Bardzo istotna z punktu widzenia inflacji mo e by polityka protekcjonistyczna pa stwa

prowadzona  na  rzecz  monopoli  nie  tylko  pa stwowych,  ale  równie   prywatnych.  W  warunkach
polskich  polityce  takiej  sprzyja   b dzie  zbyt  wolny  proces  prywatyzacji  a  w  rezultacie  nieczysto
reguł  rz dz cych  procesami  gospodarczymi.  W  konsekwencji  przedsi biorstwa  zdobywaj c  sobie

pozycje monopolistyczne (nie tylko w skali globalnej, ale równie lokalnej, np. elektrociepłownie)
przerzucaj wszelkiego rodzaju koszty w ceny produktów.

Zauwa my, e górnictwo w glowe, energetyka oraz ciepłownictwo w analizowanych latach

posiadały  siln   pozycj   monopolistyczn .  Skupione  były  w  grupie  przedsi biorstw
niesprywatyzowanych,  co  stanowiło  doskonałe  podło e  do  prowadzenia  na  ich  rzecz  polityki
protekcjonistycznej pa stwa. Opanowane były jednocze nie przez silne i rewindykacyjnie nastawione
zwi zki  zawodowe,  co  potwierdzaj   dane  dotycz ce  wydajno ci  i  wynagrodze   przedstawione  w
tabeli  2.  Konsekwencj   takiej  sytuacji  było  podnoszenie  poziomu  wynagrodze .  W  warunkach
ustabilizowanej  wydajno ci  prowadziło  to  do  wzrostu  cen  czynników  energetycznych  (energii
elektrycznej,  gazu  i  ciepłej  wody).  Poniewa   czynniki  energetyczne  s   powszechnie  zu ywanymi  w
gospodarce  produktami  po rednimi,  konsekwencj   wzrostu  ich  cen  był  wzrost  kosztów  produkcji  w
skali  całej  gospodarki.  Nie  mniej  powszechnymi  produktami  po rednimi  wykorzystywanymi  w
procesach  produkcji  s   paliwa.  Na  zmian   ich  cen  wpływ  maj   ceny  wiatowe  ropy  naftowej,  kurs
złotówki,  wiatowe  ceny  paliw  a  ponadto  wysoko   akcyzy  oraz  stawki  celne  decyduj ce  o  stopniu
konkurencyjno ci  na  rynku  paliw.  Zmiany  tych  elementów  rzutuj   na  krajowe  koszty  produkcji.  W
tabeli  3  zostały  przedstawione  indeksy  cen  paliw  i  smarów  oraz  indeksy  cen  dostaw  energii
elektrycznej,  gazu  i  wody  na  w  okresie  od  I  kwartału  1993  roku  do  IV  kwartału  1998  roku.
Interesuj ce jest porównanie wyró nionych indeksów z indeksem cen dóbr i usług konsumpcyjnych.
Stwierdzamy,  i   w  analizowanym  okresie  poziom  przyrostu  cen  dostaw  energii  elektrycznej,  gazu i
wody  w  przybli eniu  był  równy  poziomowi  cen  dóbr  konsumpcyjnych.  W  tym  samym  okresie
dynamika wzrostu cen paliw była wolniejsza.

3. ZAŁO ENIA DO KWARTALNEGO MODELU INFLACJI W POLSCE

W LATACH 1993 - 1998

Przed sformułowaniem ostatecznych zało e do ekonometrycznego modelu przyczynowo-

skutkowego opisuj cego proces inflacji w Polsce w ostatnich latach przeanalizujmy sytuacj
przedstawion na Rysunku 1.

Punktem wyj cia jest poło enie krzywych popytu globalnego SAD

i poda y globalnej SAS

Punkt przeci cia tych krzywych (A) wyznacza poziom cen P

oraz poziom produktu globalnego

zrównowa onego z popytem globalnym (Y

). Ró nica pomi dzy produktem potencjalnym Y

pot

produktem zrównowa onym okre lonym przez Y

wyznacza poziom bezrobocia. Na skutek zmian

czynników kosztowych takich jak:

•  nieadekwatny wzgl dem wydajno ci wzrost wynagrodze  w bran ach zaopatrzeniowych,
•  wzrost cen czynników energetycznych,
•  wzrost cen surowców na rynku  wiatowym
nast puje  przesuni cie  krzywej  poda y  w  gór   na  pozycj   SAS

. Wyznacza to nowy punkt

równowagi B, co prowadzi do wy szego poziomu cen P

i jednoczesnego spadku produkcji

zrównowa onego z popytem globalnym do poziomu Y

. Sytuacja ta wywoływałaby wzrost

bezrobocia  i  jednoczesne  ubo enie  społecze stwa  na  skutek  wzrostu  cen  i  spadku  dochodów.
Oznaczałoby  to  stagflacj .  To  z  kolei  groziłoby  dekoniunktur   gospodarcz   i  w  konsekwencji
zahamowaniem  nakładów  inwestycyjnych.  W  rezultacie  długookresowa  funkcja  poda y
reprezentowana tutaj przez lini  produktu potencjalnego (Y

pot

) nie przesuwałaby si w praw stron .

Efekt popytowy
Efekt kosztowy

Zauwa my, e w praktyce wzrost poziomu cen prowadzi b dzie do waloryzacji wynagrodze

sfery bud etowej, rent i emerytur oraz ró nego rodzaju zasiłków. Zwi ksz si wi c wydatki pa stwa.
W sensie teoretycznym oznacza to przesuni cie krzywej popytu globalnego w kierunku pozycji SAD

Nowy punkt równowagi C znajduj cy si na przeci ciu krzywych SAS

i SAD

prowadzi do zmiany

poziomu cen oraz umo liwia przywrócenie wcze niejszego poziomu produkcji zrównowa onej. W
okre lonych warunkach ceny dodatkowo wzrosn do poziomu P

, natomiast produkcja zrównowa ona

przesunie si do Y

równej wcze niejszej pozycji Y

. Gdyby natomiast na skutek wzrostu wydatków

P LAS SAS

SAS

B SAD

SAD

pot

Efekt kosztowy

Efekt popytowy

Rys. 1 Schemat wpływu czynników kosztowych oraz

popytowych na poziom cen (P) i poziom

zrównowa onego z popytem globalnym produktu

krajowego brutto (Y)

pa stwa nast piło przesuni cie krótkookresowej funkcji popytu w ten sposób, i Y

przewy szyłoby

pot

wówczas popyt globalny przewy szyłby potencjalne mo liwo ci gospodarcze kraju. W takiej

sytuacji  powstałaby  gro ba  niekontrolowanej  inflacji  maj cej  ju   charakter  czysto  popytowy.  Jej
wynikiem byłoby zahamowanie wzrostu gospodarczego. Rozwi zaniem najlepszym jest uło enie si
punktu  równowagi  C  w  ten  sposób,  i   Y

zajmie pozycje pomi dzy Y

i Y

pot

. Jak si wydaje

odpowiada to sytuacji Polski w latach 1994 -1997 w których obserwowali my wzrost gospodarczy w
warunkach wygasaj cej inflacji oraz malej cego bezrobocia. Nale y s dzi , i w 1998 roku na skutek
tak zwanej „polityki schładzania” i ograniczania wydatków pa stwa punkt równowagi C wyznaczył
poziom zrównowa onej produkcji Y

pomi dzy wielko ciami Y

i Y

. W rezultacie nast pił nieco

szybszy ni oczekiwano spadek wzrostu cen. Jednocze nie procesowi temu zacz ł towarzyszy wzrost
stopy bezrobocia i wolniejszy wzrost produktu krajowego brutto.

Przeprowadzona analiza upowa nia nas do postawienia hipotezy, i inflacja w Polsce w latach

1993-1998  miała  charakter  kosztowo-popytowy.  Za  pobudzaj ce  j   impulsy  uzna   mo na  czynniki
kosztowe  takie  jak:  poziom  cen  dostaw  energii  elektrycznej,  gazu,  ciepłej  wody  oraz  poziom  cen
paliw. Wywołany tym czynnikami wzrost kosztów w całej gospodarce prowadził do wzrostu ogólnego
poziomu  cen.  Konsekwencj   impulsu  kosztowego  inflacji  staje  si   potrzeba  waloryzacji  zasiłków,
emerytur  oraz  wynagrodze   w  sferze  bud etowej.  Przeprowadza  si   j   w  oparciu  o  oczekiwany
poziom inflacji. Zauwa my,  e jednocze nie w wielu przedsi biorstwach produkcyjnych dokonuje si
indeksacji  wynagrodze .  Wszystko  to  prowadzi  do  wzrostu  popytu  globalnego  i  dodatkowego
przyrostu cen. Przyrost ten jest tym wi kszy im mniejsza jest ró nica pomi dzy popytem globalnym
zrównanym  z  produktem  a  produktem  potencjalnym  gospodarki.  Sytuacja  ta  odpowiada
proponowanemu  w  literaturze  ekonomicznej  (por.:  [1]s.516,  [3]s.221-224,  498-502)  formalnemu
zapisowi,  który  uogólniaj c  i  przystosowuj c  do  mo liwo ci  weryfikacji  empirycznej  przedstawi
mo emy w nast puj cej postaci:

ππππ

= a ππππ

e(t)

+ b [(Y

– Y

pot

)/Y

pot

] + c Z

(6)

gdzie:

ππππ

e(t)

- wielko oczekiwanej inflacji w postaci ułamka w okresie t,

ππππ

= SWCt/100

- wielko rzeczywistej inflacji w postaci ułamka w okresie t,

[(Y

– Y

pot

)/Y

pot

]

- relacja produktu rzeczywistego zrównanego z popytem globalnym
do produktu potencjalnego,

- poziom cen czynników kosztowych inflacji.

Przed ostatecznym sformułowaniem modelu maj cego posłu y opisowi przyczyn inflacji

zinterpretujmy wyró nione trzy człony w równaniu (6). Zauwa my, e wyra enie

aππππ

e(t)

pozwala

wyja ni efekty inercyjne inflacji. Je li oczekiwany na okres t poziom inflacji wzro nie, nale y si
liczy ze wzrostem inflacji w danym okresie. Oznacza to, i parametr a powinien by wi kszy od zera

i mniejszy od jedno ci. Przypadek, w którym parametr ten byłby wi kszy od jedno ci wskazywałby, i
pa stwo utraciło kontrol  nad inflacj . Inflacja miałaby wówczas charakter czysto inercyjny o silnej
dynamice. W krótkim okresie nabrałaby ona charakteru hiperinflacji. W tej sytuacji pozostałe czynniki
uwzgl dnione  w  równaniu  (6)  utraciłyby  znaczenie.  W  praktycznych  rozwi zaniach  modelowych
oczekiwany  poziom  inflacji  ujmuje  si   za  pomoc   jego  rzeczywistego  poziomu  z  okresów
poprzednich (por: [3]s.500-507).

Drugi z członów równania (6) wskazuje na wpływ nadmiernego popytu globalnego na poziom

inflacji. Je li zrównowa ona z popytem globalnym produkcja jest mniejsza od produkcji potencjalnej
inflacja ma charakter wygasaj cy. Je li jest wi ksza od produktu potencjalnego ma charakter
narastaj cy. W tej sytuacji parametr

b powinien by wi kszy od zera. Rozwi zanie to ma charakter

czysto teoriopoznawczy. Przeło enie tego rozwi zania na j zyk praktyczny wymagałoby oszacowania
z  jednej  strony  produktu  potencjalnego  a  z  drugiej  strony  popytu  globalnego  zrównowa onego  z
produktem  rzeczywistym.  W  praktyce  badawczej dokona   mo emy  modyfikacji  tej  cz ci  równania
(6).  Zauwa my  bowiem,  e  im  bardziej  gospodarka  zbli a  si   ze  stanami  swojej  równowagi  do
produktu potencjalnego tym dro sze i jednocze nie mniej wydajne czynniki zaczynaj  by  przez ni
anga owane.  W  uj ciu  modelowym  oznacza  to,  e  przybli aj c  si   do  produktu  potencjalnego
zmieniaj   si   proporcje  mi dzy  wydajno ci   i  wynagrodzeniami.  Proporcje  te  zmieniaj   si   w  ten
sposób,  i   w  uj ciu  modelowym  w  warunkach  stało ci  wydajno ci  wzrost  wynagrodze   prowadzi
b dzie  do  wzrostu  inflacji.  Z  drugiej  strony  w  warunkach  stało ci  wynagrodze   wzrost  wydajno ci
wywoływa  b dzie spadek inflacji. Zast puj c w równaniu (6) ró nic  mi dzy popytem globalnym a
produktem  potencjalnym  dwiema  zmiennymi  jakimi s   wydajno   pracy  i wynagrodzenia  osi gamy
pierwotny cel zwi zany z uwzgl dnieniem wpływu czynników popytowych na inflacj .

Trzeci człon równania (6) wskazuj cy na wpływ czynników kosztowych na inflacj okre la

si   cz sto  mianem  „szoków  cenowych”  (por.:  [3]s.496-497].  W  przypadku  konstrukcji  modelu
ekonometrycznego  uwzgl dnienie  tego  członu  wymaga  wyspecyfikowania  najistotniejszych  dla
poziomu  inflacji  czynników.  Dokonana  tutaj  analiza  wskazała  na  potrzeb   uwzgl dnienia  takich
czynników inflacjogennych jak poziom cen dostaw energii elektrycznej, gazu i ciepłej wody oraz cen
paliw i smarów.

Powy sze wnioski zostały uwzgl dnione przy konstrukcji kwartalnego modelu

ekonometrycznego słu cego opisowi inflacji w Polsce w latach 1993 – 1994. Wst pnie postawiono
zbiór  hipotez  roboczych  w  my l  których  poziom  inflacji  mierzony  indeksem  cen  dóbr  i  usług
konsumpcyjnych (ICK) jest:
•  dodatnio uzale niony od wzrostu poziomu cen dostaw energii, gazu i wody,
•  dodatnio uzale niony od wzrostu poziomu cen detalicznych paliw i smarów,
•  ujemnie uzale niony od wzrostu produktywno ci pracy w przemy le,
•  dodatnio uzale niony od wzrostu wynagrodze  w przemy le.

Z uwagi na inercyjny charakter inflacji rozpatrywanemu modelowi nadano posta

dynamiczn .  W  trakcie  prowadzonych  bada   stwierdzono,  i   dodatkowym  czynnikiem  maj cym
wpływ na inflacj  jest skłonno  do oszcz dzania. Najlepszym miernikiem tego czynnika okazały si
depozyty  netto  gospodarstw  domowych.  W  rezultacie  weryfikacji  empirycznej  poddano  nast puj cy
model:

ICPE

ICKP

ICK

⋅⋅⋅⋅

====

++++

−−−−

(7)

gdzie:

ICK

- indeks cen dóbr i usług konsumpcyjnych w okresie t,

ICKP

- indeks cen paliw i smarów w okresie t,

ICPE

-indeks cen dostaw energii elektrycznej, gazu i ciepłej wody w okresie t,

- wydajno pracy w gospodarce narodowej w okresie t,

- wynagrodzenia nominalne netto w gospodarce narodowej w okresie t,

t+1

- depozyty nominalne netto gospodarstw domowych ujawnione w okresie t+1,

- składnik zakłócaj cy modelu.

Powy szy model charakteryzuje si stałymi elastyczno ciami poszczególnych czynników,

którymi s parametry wyst puj ce w postaci pot g. Z uwagi na dynamiczny charakter modelu na
podstawie parametrów definiujemy krótkookresowe oraz długookresowe efekty mno nikowe zmiany
indeksu cen dóbr i usług konsumpcyjnych. W rezultacie krótkookresowa elastyczno wpływu
czynnika i-tego jest równa:

= b

(8)

Na podstawie (8) powiemy, e w warunkach stało ci pozostałych zmiennych wzrost czynnika

i-tego o 1% w okresie t wywoła zmian

ICK w okresie t o b

Elastyczno długookresowa definiowana jest nast puj co:

= b

/(1-a)

(9)

Na podstawie (9) powiemy, e w warunkach stało ci pozostałych zmiennych wzrost czynnika

i-tego o 1% w okresie t, prowadzi b dzie do ostatecznej (granicznej) zmiany poziomu cen
detalicznych o

/(1-a)]%. Tak wi c elastyczno ta wskazuje na ostateczne efekty mno nikowe

zwi zane ze zmian czynnika i-tego, jaka nast piła w okresie t. Jest to wi c efekt jaki mo emy
odnotowa z chwil wyga ni cia oddziaływania impulsu inflacyjnego.

4. WYNIKI OSZACOWA I INTERPRETACJA KWARTALNEGO MODELU

INFLACJI W POLSCE W LATACH 1993 - 1998

Model (7) po obustronnym zlogarytmowaniu i sprowadzeniu do postaci zlinearyzowanej

oszacowano  stosuj c  metod   najmniejszych  kwadratów.  Przy  szacowaniu  wykorzystano  dane
statystyczne zawarte w tabeli 3. Nale y podkre li , i  procedurze weryfikacyjnej poddano kilka jego
wersji. Zwi zane było to z ró nymi sposobami pomiaru wydajno ci pracy w gospodarce. Wydajno
t  bowiem obliczono dziel c poziom produktu krajowego brutto przez liczb  pracuj cych ocenion  na
podstawie sprawozdawczo ci rejonowych urz dów pracy (wersja I), bada  reprezentacyjnych BAEL
(wersja  II)  oraz  bezpo rednich  danych  GUS  dotycz cych  przeci tnego  zatrudnienia  kwartalnego  w
sektorze  przedsi biorstw  (wersja  III).  Ka da  z  oszacowanych  wersji  modelu  potwierdzała  wst pnie
postawione hipotezy robocze. Jednak wersja III, uwzgl dniaj ca wydajno  pracy i wynagrodzenia w
sektorze  przedsi biorstw,  uznana  została  za  najlepiej  spełniaj ca  wymogi  statystyczne.  Wynika  to
prawdopodobnie  z  faktu,  i   przeci tne  zatrudnienie  w  sektorze  przedsi biorstw  obejmuje  osoby
pracuj ce  w  pełnym  wymiarze  godzin  i  osoby  w  niepełnym  wymiarze  po  przeliczeniu  ich  na  pełno
zatrudnionych.  W  dwu  pierwszych  wersjach  podana  jest  natomiast  ł czna  liczba  zatrudnionych  bez
korekty zwi zanej z prac  na niepełnym etacie. Wyniki oszacowa  wersji III modelu przedstawiaj  si
nast puj co:

)

(

)

(

)

(

)

(

)

(

)

(

)

(

uˆ

148

357

309

ICPE

269

ICKP

121

ICK

488

ICK

++++

−−−−

++++

−−−−

++++

−−−−

====

++++

−−−−

(10)

0052

)

846

prob

(

194

DWh

078

9998

±±±±

====

σσσσ

====

Zauwa my, e znajduj ce si pod ocenami parametrów strukturalnych modelu warto ci

statystyk  t-Studenta  s   na  tyle  wysokie,  i   pozwalaj   w  ka dym  przypadku  odrzuci   hipotez   o
nieistotnym  wpływie  zmiennych  obja niaj cych  na  zmienn   obja nian   z  prawdopodobie stwem
wi kszym  od  0,999.  Mo emy  si   wi c  myli   w  mniej  ni   1  przypadku  na  1000  oceniaj c  kierunki
wpływu  uwzgl dnionych  czynników  na  poziom  cen.  Współczynnik  determinacji  wskazuje,  e
zmienno  teoretyczna zlinearyzowanej postaci modelu stanowi 99,98% jego zmienno ci empirycznej.
Warto ci  obu  statystyk  autokorelacji  z  du ym  prawdopodobie stwem  wykluczaj   mo liwo
wyst pienia silnego skorelowania w czasie czynników losowych. Wskazuje to,  e pomini te zmienne
maj ce wpływ na poziom cen  w okresie próbkowym wykazywały  zmienno  czysto losow  lub nie
wykazywały  adnej  zmienno ci.  Odchylenie  standardowe  wskazuje,  e  przeci tny  udział  ró nic
pomi dzy  warto ciami  empirycznymi  i  teoretycznymi  w  poziomie  teoretycznym  postaci  pierwotnej
modelu stanowi około 0,5%.

Tabela 3

Podstawowe indeksy charakteryzuj ce inflacj

w Polsce w okresie 1993 kw I –1998 kw.IV (1993 kw.I = 1,00)

OKRES

Indeks cen

dóbr

konsumpcyj-

nych

Indeks cen

paliw i smarów

Indeks cen

dostaw energii

elektrycznej,

gazu i wody

Indeks

wynagrodze

nominalnych

w sektorze

przedsi -

biorstw

indeks

wydajnosci

pracy

w sektorze

przedsi -

biorstw

Indeks

nominalnych

depozytów

netto

gospodarstw

domowych

ICK

ICKP

ICPE

IWN

IEF

IDN

1993Q1

1,0000

1993Q2

1,0598

1,0815

1,1220

1,0704

1,0714

1,0877

1993Q3

1,1149

1,1110

1,2499

1,1161

1,1060

1,1808

1993Q4

1,2124

1,1790

1,2837

1,2841

1,1210

1,2806

1994Q1

1,3081

1,2226

1,3709

1,3415

1,0871

1,3468

1994Q2

1,3957

1,2613

1,4834

1,4645

1,1564

1,4425

1994Q3

1,4850

1,3657

1,6258

1,5278

1,1997

1,5553

1994Q4

1,6113

1,4221

1,7575

1,7872

1,2083

1,7257

1995Q1

1,7401

1,4235

1,8998

1,8072

1,1625

1,9204

1995Q2

1,8367

1,4258

1,9207

1,9875

1,2200

2,0143

1995Q3

1,8681

1,5025

2,0321

2,0323

1,2691

2,1683

1995Q4

1,9658

1,5787

2,0666

2,3106

1,2662

2,3392

1996Q1

2,0986

1,5787

2,2340

2,3237

1,2134

2,5724

1996Q2

2,2022

1,7852

2,2809

2,5167

1,3012

2,6682

1996Q3

2,2436

1,8334

2,2900

2,5881

1,3685

2,7509

1996Q4

2,3413

1,8803

2,3037

2,8953

1,3687

2,8769

1997Q1

2,4596

1,9332

2,5138

2,8759

1,2807

3,1214

1997Q2

2,5347

2,0294

2,5350

3,1011

1,3801

3,3364

1997Q3

2,5644

2,1171

2,5480

3,1995

1,4429

3,5236

1997Q4

2,6504

2,1846

2,5456

3,4978

1,4421

3,8188

1998Q1

2,8015

2,3091

2,7517

3,4683

1,3322

4,1211

1998Q2

2,8667

2,2741

2,7953

3,6652

1,4204

4,3128

1998Q3

2,8516

2,2891

2,8029

3,7417

1,4859

4,5378

1998Q4

2,8942

2,2938

2,8002

4,0341

1,4687

4,7928

ródło: Obliczenia własne na podstawie danych GUS

Zastanówmy si obecnie nad krótko i długookresowymi zmianami cen dóbr i usług

konsumpcyjnych wynikaj cych ze zmiany czynników uwzgl dnionych w oszacowanej wersji modelu
(10). Tak wi c powiemy,  e w warunkach stało ci pozostałych zmiennych wzrost poziomu cen paliw i
smarów  w  danym  kwartale  o  1%  prowadził  do  wzrostu  przeci tnego  poziomu  cen  dóbr  i  usług
konsumpcyjnych w tym samym kwartale o około 0,121%. Na skutek efektów mno nikowych przyrost
ten po dwóch kwartałach wynosił w przybli eniu 1,180%. W rezultacie jednoprocentowego wzrostu
cen  paliw  i  smarów  graniczny  wzrost  poziomu  cen  dóbr  i  usług  konsumpcyjnych  wynosił  około
0,237%, co wylicza  si  na podstawie formuły (9). W przyblio eniu do wielko ci tej dochodzi si  w
ci gu roku (czterech kwartałów).

W przypadku wzrostu poziomu cen dostaw energii elektrycznej, gazu i wody o 1% w danym

kwartale przeci tny przyrost cen dóbr i usług w tym samym kwartale wynosił około 0,269 %.
Prowadziło to do ostatecznego przyrostu cen dóbr i usług o około 0,525%

W kontek cie powy szych wyników interesuj ce wydaj si rezultaty zwi zane z członem

opisuj cym stron  popytow  inflacji. Zauwa my,  e w warunkach stało ci pozostałych zmiennych (w
tym w warunkach stało ci wynagrodze ) wzrost wydajno ci pracy o 1% w danym kwartale prowadził
do spadku poziomu inflacji w tym samym kwartale o około 0,309%. W długim okresie zapewniałoby
to  przeci tny  spadek  inflacji  o  koło  0,604%.  Z  drugiej  strony  wzrost  wynagrodze   (w  warunkach
stało ci pozostałych zmiennych, w tym stało ci wydajno ci pracy) o 1% w danym kwartale prowadził
do przeci tnego przyrostu przeci tnego poziomu cen w tym samym kwartale o około 0,357%. Efekt
długookresowy tych zmian wynosił około 0,697%. Analizuj c powy sze wyniki nale y stwierdzi ,  e
aby  zneutralizowa   wpływ  wynagrodze   na  poziom  inflacji  jednoprocentowemu  przyrostowi
wydajno ci  w  sektorze  przedsi biorstw  powinien  towarzyszy   przyrost  wynagrodze   nie  wy szy
ani eli  0,864%.  Zwi zane  jest  to  z  utrzymaniem  si   dotychczasowych  proporcji  pomi dzy
wynagrodzeniami i wydajno ci  w sektorze przedsi biorstw z wydajno ci  i wynagrodzeniami w skali
całej gospodarki.

Interesuj ca wydaje si interpretacja dotycz ca wpływu skłonno ci do oszcz dzania na

poziom  inflacji.  Realnym  wyrazem  tej  skłonno ci  w  modelu  była  warto   netto  depozytów
gospodarstw domowych. W trakcie procedury weryfikacyjnej stwierdzono, i  w sensie statystycznym
lepsze  rezultaty  osi gano  w  warunkach,  gdy  zmienna  ta  odnosiła  si   do  okresu  nast pnego  (t+1)
zamiast  do  okresu  danego  (t).  Wydaje  si ,  e  przyczyn   tego  jest  fakt,  i   rzeczywista  skłonno   do
oszcz dzania  z  danego  okresu  ujawnia  si   w  postaci  oficjalnie  odnotowanych  oszcz dno ci
bankowych  w  okresie  nast pnym.  Wykorzystuj c  oszacowan   wersj   modelu  powiemy,  e  w
warunkach stało ci pozostałych zmiennych wzrost oszcz dno ci netto gospodarstw domowych o 1% -
ujawniony  w  okresie  (t+1)  -  prowadził do  spadku  poziomu  inflacji  w  okresie  t  o  około  0,148%.  W
długim okresie wywoływało to spadek inflacji o około 0,29%. W tym kontek cie warto zauwa y ,  e
hipotetycznemu  jednoprocentowemu  wzrostowi  wydajno ci  i  jednoczesnemu  jednoprocentowemu
wzrostowi oszcz dno ci netto mógłby towarzyszy  przyrost wynagrodze  rz du  1,23% przy którym
inflacja byłaby zneutralizowana. Takie wnioski formułowa  mo na odnosz c je do warunków polityki
fiskalnej i monetarnej prowadzonej w latach 1993-1998.

5. UWAGI KO COWE

Z przeprowadzonej analizy wynika, i inflacja w Polsce w latach 1993-1998 miała charakter

kosztowo-popytowy. Potwierdzona została hipoteza o istotnym dodatnim wpływie na inflacje takich
czynników kosztowych jak ceny paliw i smarów oraz ceny dostaw energii elektrycznej, gazu i wody.
Stwierdzono ponadto, i wzrost wydajno ci prowadził do spadku inflacji. Natomiast wzrost

wynagrodze  wywoływał wzrost przeci tnego poziomu cen w gospodarce. Czynnikiem koryguj cym
wpływ  wydajno ci  i  wynagrodze   na  inflacj   była  skłonno   do  oszcz dzania  wyra ona  przez
wielko   depozytów  netto  gospodarstw  domowych.  Wzrost  tych  depozytów  wpływał  ujemnie  na
ogólny  poziom  cen.  Dynamika  zmian  oraz  wzajemne  proporcje  wyró nionych  czynników  w  latach
1993-1998  sprzyjały  spadkowi  poziomu  inflacji.  Aby  utrzyma   obserwowan   w  tych  latach
wygasaj ca  tendencje  inflacji  pa stwo  powinno  przeciwdziała   czynnikom  sprzyjaj cym
wyst powaniu  impulsów  kosztowych.  Wymaga   to  jednak  b dzie  przy pieszenia  procesów
prywatyzacji,  przeciwdziałania  praktykom  monopolistycznym  oraz  ograniczenia  protekcjonizmu.
Tego typu działania sprzyja  b d  eliminacji nieczysto ci reguł rz dz cych procesami gospodarczymi
i  tym  samym  ogranicz   podło e  na  którym  wyrasta  siła  niektórych  centrali  zwi zków  zawodowych
działaj cych aktualnie głównie w du ych, niesprywatyzowanych dotychczas przedsi biorstwach.

BIBLIOGRAFIA

[1] Dornbusch R., Fischer S., Sparks G.R.: Macroeconomics, Third Canadian Edition,

McGraw-Hill Ryerson Limited, Toronto 1989

[2] Goldberger A.S.:Teoria Ekonometrii, PWN, Warszawa 1972

[3] Hall R. E., Taylor J.B.: Makroekonomia - teoria, funkcjonowanie i polityka, PWN,

Warszawa 1995

[4] Hardwick P., Khan B.: Langmead J. An Introduction to Modern Economics, Longman,

London and New York 1994

[5] Nasiłowski M.: System rynkowy, Podstawy mikro i makroekonomii, Wydawnictwo Key

Text, Warszawa 1993

[6] Ossowski J. : Własno ci interpretacyjne składnika zakłócaj cego w modelu

multyplikatywnym, Przegl d Statystyczny, nr 2, 1989, s.131-142.

[7] Ossowski J. Cz.: Dynamika bezrobocia a dynamika produkcji sprzedanej polskiego

przemysłu, w „Dynamiczne Modele Ekonometryczne”, Instytut Wydawniczy Gravis,

Toru 1995, s. 31-42.

[8] Ossowski J.Cz.: Sezonowo w modelach dynamicznych - problemy interpretacyjne,