Daszkowski Julian Pozaekonomiczne uwarunkowania dynamiki i ... Julian Pozaekonomiczne.pdf · 6 Zasady metodyczne statystyki rynku pracy …, s. 87 7 Struktura wynagrodzeń według

1/(34) – z drobnymi uzupełnieniami i poprawkami w grudniu 2014

Julian Daszkowski

Pozaekonomiczne uwarunkowania dynamiki i zróżnicowania polskich

wynagrodzeń w latach 1992-2012

Wyciąg konkluzji

W świetle dostępnych, choć niezbyt precyzyjnych danych publicznej statystyki ekonomicznej (por.

s. 6) możliwe jest wskazanie, jak rozkłady prawdopodobieństw otrzymania płac o wysokościach wyróżnionych w postaci miar decylowych zależą od niektórych, niestety tylko pojedynczo rozpatrywanych,

wyznaczników położenia w strukturze społecznej (np. wykształcenie – Wykres 5 na stronie 13 lub grupa

zawodowa – Wykres 4 na stronie 12). Jednocześnie długoterminowa dynamika takich rozkładów na tle narzucających się wzorców kontrolnych (Wykres 1 na stronie 7, Wykres 2 na stronie 8, Wykres 7 na stronie

15) sprawia wrażenie realizowania pewnego względnie stałego mechanizmu różnicowania wynagrodzeń,

których bezwzględne (kwotowe) i względne (procentowe) przyrosty zależą przede wszystkim od wartości początkowych (autokorelacji), a nie od innych zmiennych ekonomicznych. Mechanizm taki jest słabo

dostrzegalny lub wręcz niedostrzegalny w analizach krótkoterminowych (Wykres 10 na stronie 19, Wykres

13 na stronie 22, Wykres 16 na stronie 24, Wykres 19 na stronie 27), ale nie ulega wątpliwościom w

analizach długoterminowych (Tabela 3, Tabela 4, Tabela 5, Tabela 6, wraz z wykresami 11, 12, 14, 15, 17, 18, 20, 21).

Z praktycznego punktu widzenia dla zarządzania istotna jest wskutek tego możliwość

przewidywania przyszłych wartości miar decylowych wynagrodzeń w otoczeniu organizacji. W latach 1998-2012 znajomość danych dla tylko jednego miesiąca roku N, roku N-2 i roku N-4 pozwalała na liniową

predykcję wartości miar wynagrodzeń dla dowolnego miesiąca roku od N+2 do N+3 z dokładnością rzędu

15% (dane dla roku N są przez GUS publikowane w roku N+1 lub nawet N+2). Wydaje się, że jedną z ważnych, a być może najważniejszych przyczyn takiego stanu rzeczy jest

sposób jednostkowego reagowania na zmiany wynagrodzeń w swoim otoczeniu. Pozycja w strukturze

społecznej z samej definicji jest określana przez porównania z innymi pozycjami społecznymi, a jej

zachowanie wymaga utrzymywania dystansu przede wszystkim z pozycjami niższymi. Zmniejszanie takiego spostrzeganego dystansu zwłaszcza wtedy, gdy rośnie spostrzegany dystans do pozycji wyższych, może

wywoływać dezaprobatę, której przewidywanie przez wszystkich mających wpływ na strukturę

wynagrodzeń staje się czynnikiem dodatkowo taką strukturę kształtującym. Nawiązując do bardzo starych rozważań w ich nie unowocześnionej stylistycznie wersji można by powiedzieć, że utrzymywanie relacji w

dystansach wyznaczników płacowych jest swojego rodzaju kulturowym nawykiem bez konieczności

zakładania ich ekonomicznego podłoża (por. tekst odsyłający do przypisu 47 na stronie 18).

Spis treści

1. Wstęp .................................................................................................................................................. 3

2. Ograniczenia ........................................................................................................................................ 4 3. Cel i metodyka ..................................................................................................................................... 5

4. Dynamika przeciętnych płac brutto ogółem .......................................................................................... 6

5. Zróżnicowanie i dynamika przeciętnych wynagrodzeń brutto w sekcjach działalności .......................... 8 6. Interpretacje statystyk płacowych w kategoriach z motywacyjnej teorii wartości oczekiwanej .............10

7. Trendy miar decylowych wynagrodzeń nominalnych brutto ................................................................14

8. Trendy miar decylowych wynagrodzeń realnych netto .........................................................................16

9. Hipotetyczny mechanizm generowania kwotowych różnic w nominalnych wynagrodzeniach brutto ....17 10. Krótkoterminowe różnice procentowych przyrostów wynagrodzeń nominalnych brutto .......................21

11. Długoterminowe różnice procentowych przyrostów wynagrodzeń nominalnych brutto ........................22

12. Krótko- i długoterminowe różnice kwotowych miar decylowych wynagrodzeń realnych netto .............24 13. Krótko- i długoterminowe procentowe różnice miar decylowych wynagrodzeń realnych netto .............27

14. Konkluzje i kontrowersje ....................................................................................................................29

Bibliografia ................................................................................................................................................32

Wykresy 1-21 i wszystkie tabele: własne opracowania danych GUS


Julian Daszkowski

Pozaekonomiczne uwarunkowania dynamiki i zróżnicowania polskich

wynagrodzeń w latach 1992-2012

1. Wstęp

W opracowaniu opublikowanym w 2002 roku1 podjąłem próbę znalezienia i wykorzystania

zależności między empirycznymi danymi publicznej statystyki ekonomiczno-społecznej a teoretycznymi

konstruktami pozaekonomicznej części nauk społecznych. W tym celu zestawiłem i doprecyzowałem rozproszone w literaturze elementy metodyki analizowania oraz prezentowania oficjalnych informacji

statystycznych o płacach w taki sposób, aby były one użyteczne dla testowania hipotez i przewidywań,

formułowanych na podstawie motywacyjnej teorii wartości oczekiwanej w środowisku pracy2.

Zasadniczą trudnością do pokonania był interdyscyplinarny charakter problemu ze względu na

powiazania między jego elementami3. Koszty pracy wymagane do prowadzenia określonej działalności są

wyznaczane przez należącą do obszaru nauk technicznych szeroko rozumianą technologię, a możliwość lub

niemożliwość ich ponoszenia wynika z podlegającego ekonomii działania rynku zarówno pracy, jak i produktów. O relacjach między kosztami pracy a rozkładem płac decyduje zarządzanie i organizacja

wewnątrz przedsiębiorstwa, zaś o różnicy między płacą brutto i netto – fiskalna polityka państwa. Wreszcie

indywidualna efektywność takich wpływów zależy od badanych przez psychologię motywacji pracowników, którzy uwzględniając inflację (makroekonomia) oraz zmiany w stylach życia (antropologia kulturowa),

dostosowują swoje oczekiwania i wymagania do zawierających technologie struktur społecznych, o kształcie

i dynamice charakteryzowanych przez socjologię. Nie można zatem analizować należących do zarządzania motywacyjnych funkcji rozkładu płac w całkowitym oderwaniu od wymienionych wyżej czynników.

Motywacyjna teoria wartości oczekiwanej w środowisku pracy zakłada, że zaangażowanie

indywidualnego wysiłku w wykonywanie zadań pracowniczych zależy od subiektywnego przekonania o

związku tego wysiłku zarówno z wartością, jak i szansą osiągnięcia wysoko cenionych nagród materialnych i niematerialnych. Inne sformułowanie ujmuje to jako subiektywną ocenę prawdopodobieństwa, że decyzja o

zamierzonym poziomie wysiłku i zaangażowania w wykonywane zadania przyniesie wystarczająco

satysfakcjonujące konsekwencje. Choć dopuszcza się przy tym możliwość, że samo uzyskanie wyniku lub okoliczności jego realizacji mają dla pracownika nagradzającą wartość, to współczesna instytucja pracy

najemnej zawsze wymaga wypłaty wynagrodzenia4. Nazywa się to instrumentalizacją: wynik zadania

pracowniczego nie musi być dla zatrudnionego nagrodą pod warunkiem, że za osiągnięcie wyniku uzyska on inną nagrodę.

Gdy nagrody takie mają postać okresowych pieniężnych wypłat o umownie stałych wysokościach,

można podjąć próbę oszacowania empirycznego prawdopodobieństwa osiągania płac o różnych

wysokościach przez ludzi znajdujących się w różnych sytuacjach. Nie są do tego przydatne informacje o płacach przeciętnych, choć ich poziom, zróżnicowanie i dynamikę w rozmaitych przekrojach

wykorzystywałem jako dane kontrolne5. Celowe jest natomiast posługiwanie się wynikami prowadzonych

przez GUS migawkowych (ostatnio co dwa lata dla jednego miesiąca) i reprezentatywnych badań struktury wynagrodzeń brutto z tytułu pracy na jednym etacie. Zróżnicowanie wynagrodzeń w powyższych badaniach

przedstawiane jest m.in. w postaci decylowych miar pozycyjnych6, a zamieszczane na wstępie

opublikowanych wyników uwagi metodyczne wskazują, że7:

„Wyniki badania struktury wynagrodzeń jako jedyne źródło pozwalają na analizę zróżnicowania poziomu wynagrodzeń (przeciętnych: miesięcznych i godzinowych) i ich

struktury według cech osób fizycznych, takich jak: płeć, wiek, poziom wykształcenia, staż pracy,

wykonywany zawód oraz cech charakteryzujących zakłady pracy tych osób, a więc: rodzaj działalności, sektor własności, wielkość zakładu i położenie geograficzne. Na podstawie

wyników badania charakteryzowana jest również struktura zatrudnienia według wyżej

wymienionych cech. W oparciu o wyniki badania opracowywane są także rozkłady

1 Daszkowski, 2002, s. 140-147 2 Gliszczyńska, 1991 3 Daszkowski, 2008a, s. 129 4 Daszkowski, 2008a, s. 110-113 5 Daszkowski, 2005; 2010, 6 Zasady metodyczne statystyki rynku pracy …, s. 87 7 Struktura wynagrodzeń według zawodów w październiku 2012 r., s. 10 i w wersji angielskojęzycznej s. 16


zatrudnionych według wysokości wynagrodzenia oraz podstawowe mierniki zróżnicowania płac.

Z uwagi na reprezentacyjną metodę badania, dane nie mogą być prezentowane poniżej poziomu

województwa. Badanie na formularzu Z-12

8 miało charakter reprezentacyjny i obejmowało swym zasięgiem

podmioty gospodarki narodowej, w których liczba pracujących wynosiła powyżej 9 osób.

Wielkość próby wynosiła 28,5 tys. jednostek, co stanowiło 12,8% ogólnej liczby zbiorowości podmiotów o liczbie pracujących powyżej 9 osób. Sprawozdanie o symbolu Z-12 złożyło ok.

17,7 tys. podmiotów. Przeciętny podmiot, który złożył sprawozdanie Z-12, liczył 169

pracujących, w tym 145 zatrudnionych osób. Z poszczególnych podmiotów badaniem objęto ok.

725,2 tys. wylosowanych pracowników, którzy przepracowali cały miesiąc (październik 2012 roku). Po uogólnieniu wyników badania uzyskano zbiorowość ok. 8,1 mln. zatrudnionych w

pełnym i niepełnym wymiarze czasu pracy (bez przeliczania niepełnozatrudnionych na

pełnozatrudnionych), a dane o wynagrodzeniach prezentowane są w przeliczeniu na pełny wymiar czasu pracy, za 23 dni robocze.”

2. Ograniczenia

Metodyka i metodologia sygnalizowanych dalej konkluzji empirycznych nakładają na nie istotne

ograniczenia zarówno zakresu, jak i precyzji. Przede wszystkim, empiryczne prawdopodobieństwo nie jest

tożsame z jego oceną subiektywną, zawsze silniej związaną z indywidualną osobą niż z pełnym zbiorem

zdarzeń dla wszystkich osób. W szacowaniu empirycznych prawdopodobieństw wykorzystuje się informacje o zakresie pomijanym przez indywidualne podmioty, a jednocześnie pomniejsza się wagę i wpływ tych

szczegółowych informacji, które jako ważne dla siebie spostrzega i wykorzystuje konkretna osoba. Tak więc

każda subiektywna ocena jest tworzona przez zróżnicowany sytuacyjnie zestaw informacji i oddziaływań, wśród których zagregowane prawdopodobieństwo empiryczne, nawet gdy jest znane, nie musi być

decydujące. Dotyczy to zarówno poglądów szeregowych pracowników, jak i menedżerów, konstruujących

motywujące, ich zdaniem, schematy wynagradzania.

Pracownik może introspekcyjnie przywoływać z pamięci (z wszystkim jej niedostatkami) współzmienność między poziomem swoich dawniejszych wysiłków a wartością uzyskiwanych dzięki nim

nagród dla siebie. Może też względnie bezpośrednio obserwować (z wszystkimi niedostatkami

spostrzegania) analogiczną z pozoru współzmienność między zewnętrznymi oznakami przeszłego i bieżącego wysiłku u innych w swoim otoczeniu, a osiąganym przez nich poziomem wynagradzania i

porównywać ją ze swoimi odczuciami. Wreszcie może w jakiejś mierze zawierzać informacjom werbalnym i

liczbowym o takiej indywidualnej i zbiorowej współzmienności spoza pola jego osobistej obserwacji. Formy wykorzystywania i udziały każdego z tych elementów w tworzeniu bieżącej oraz stale aktualizowanej oceny

są nie tylko interpersonalnie zróżnicowane, ale u każdej jednostki także zmienne w czasie.

Wartość nagrody pieniężnej (płacy) ocenia się na kilku wymiarach jednocześnie, konstruując

subiektywne podstawy dla własnej struktury motywacyjnej. Jej działanie w środowisku pracy zależy nie tylko od chwilowej siły nabywczej płacy (co można za nią kupić poza miejscem zatrudnienia), ale także od

subiektywnych zapatrywań na temat rzeczywistych, a nie zaledwie deklarowanych zasad jej wyznaczania w

przeszłości i przyszłości (sprawiedliwość i zasadność realizowanego systemu wynagrodzeń). Takie wynikające z całokształtu przeszłych doświadczeń, informacji i obserwacji subiektywne zapatrywania na

własne płace współokreślają postać szerszych reprezentacji poznawczych9, także definiujących poprzez

interpersonalne porównania wynagrodzeń indywidualnie odczuwane miejsce w strukturze społecznego prestiżu i kompetencji.

W powyższym ujęciu motywacyjnym problemem jednostki staje się zagadnienie:

Co wobec zewnętrznych ograniczeń oraz szans można zrobić, aby powiększyć lub

przynajmniej zachować, odczuwaną siłę nabywczą WŁASNEJ płacy i podnieść

8 http://form.stat.gov.pl/formularze/2013/passive/Z-12.pdf 9 Reber, 2000, s. 536: „poznanie (cognition), szeroki, (niemal zbyt szeroki) termin, używany tradycyjnie na określenie

takich czynności, jak: myślenie, rozumowanie, rozumienie. Większość psychologów używa go w odniesieniu do

jakiejkolwiek «klasy» zachowań umysłowych, których podstawową cechą jest abstrakcyjność, i które angażują

symbolizację, wgląd, oczekiwania, użycie złożonych reguł, wyobrażenia, sądy, intencjonalność, rozwiązywanie

problemów itd. […]”; Evans 2007, s. 106: „poznanie Dotyczy wszystkich aspektów świadomego i nieświadomego

funkcjonowania umysłu. Termin ten odnosi się w szczególności do zdarzeń mentalnych (mechanizmów i procesów) oraz

wiedzy związanej z najróżniejszymi czynnościami: od zadań z poziomu ‘niższego’, np. percepcji przedmiotu, po zadania

z poziomu ‘wyższego’, np. podejmowania decyzji.”

http://form.stat.gov.pl/formularze/2013/passive/Z-12.pdf


lub przynajmniej utrzymać spostrzegane WŁASNE miejsce w strukturze

społecznego prestiżu i kompetencji. Z ponadindywidualnego punktu widzenia użyteczne jest wobec tego empiryczne określanie

obiektywnych rozkładów szans i ograniczeń oraz wykrywanie zbiorowych skutków jednostkowych działań, nakierowanych na realizację subiektywnych motywów w obiektywnie zróżnicowanych, ale subiektywnie

interpretowanych sytuacjach. Posługiwanie się danymi ekonomicznej statystyki płac wyklucza przy tym

wiele tradycyjnie psychologicznych problemów, takich, jak na przykład: 1. Czy w środowisku pracy odczuwa się wzrost pozytywnych lub negatywnych emocji, jakie jest ich

nasilenie oraz zmienność i z czego to wynika?

2. Czy środowisko pracy redukuje pozytywne lub negatywne emocje, z jaką częstością oraz skutecznością i dzięki czemu to następuje?

3. Jakie stany rzeczy osiąga się niezależnie od pieniędzy, bo przy pośrednictwie pieniędzy tracą

wartość (miłość, doktorat, order, szlachectwo itp.)?

Z ubolewaniem trzeba przy tym stwierdzić, że według wielu podręczników lub poradników zarówno psychologii, jak i zarządzania, dla kształtowania motywacji pracowniczych ważniejsze niż dostarczanie

rzetelnych i zrozumiałych informacji ma być poleganie na takim manipulowaniu spostrzeżeniami i

emocjami, aby pracownicy dochodzili do wniosków najkorzystniejszych dla pracodawcy, a nie dla nich samych. Prowadzi to do bezkarnego tworzenia i propagowania fałszywych wyobrażeń o przyczynach oraz

skutkach istniejącego poziomu i zróżnicowania płac, z jednoczesnym deformowaniem nie tylko

charakteryzujących je wartości liczbowych, ale także z fabrykowaniem interpretacji już bez żadnych podstaw. Funkcjonują one wtedy jako pomocnicze przesłanki w uogólnianiu indywidualnych doświadczeń

osobistych, zmniejszając ich użyteczność dla dostosowywania się do rzeczywistości. Skalę i skutki takich

zjawisk wskazywałem empirycznie, porównując dane statystyki publicznej z ich obrazami w komunikatach

medialno-politycznych i w świadomości społecznej10

. Powszechny brak rzetelnej wiedzy o rozkładach empirycznych prawdopodobieństw nie musi być

psychologicznie odczuwalny w toku oceniania, bo dla jednostki zwykle ważniejsze od abstrakcyjnych

informacji są występujące wokół niej, ale skoncentrowane na niej samej, powtarzające się jej osobiste doświadczenia, obserwacje i wnioski. W mniejszym stopniu chodzi tutaj o klasyczną już koncepcję asymetrii

informacyjnej11

, gdzie jedna strona (np. menedżer) posiada pełniejszą informację niż druga (np. szeregowy

pracownik), w większym natomiast o głębszą koncepcję perspektywy12

, zakładającą, że każdy wykorzystuje

te spośród dostępnych mu informacji, które uznaje za istotne i to w sposób, który właśnie jemu wydaje się właściwy.

3. Cel i metodyka

Celem dalszej analizy jest wskazanie sposobów, w jakie wiedza o

empirycznych rozkładach prawdopodobieństw osiągania wynagrodzeń o różnych

wysokościach w całej gospodarce może być wykorzystywana w interpretowaniu i

planowaniu motywowania płacowego oraz ocenianiu jego efektywności w

organizacjach. Wymaga to zidentyfikowania raczej społecznego niż

ekonomicznego mechanizmu różnicowania i dynamiki wynagrodzeń z

towarzyszącą temu charakterystyką stabilności oraz trwałości takiego

mechanizmu. O ile planowanie, wdrażanie i kultywowanie systemów

motywacyjnych jest przy tym wyłącznie funkcją menedżerską, to ocena ich

efektywności przebiega wielotorowo i wielopodmiotowo: organizacyjnie na

każdym szczeblu zarządzania, ale też indywidualnie przez werbalne, a co

ważniejsze, behawioralne reakcje każdego pracownika. Pierwszym merytorycznym etapem jest wskazanie w późniejszym rozdziale 6. (od strony 10) psychologicznej interpretacji konkretnych danych statystyki publicznej. Do tego celu zupełnie nie nadają się

informacje o przeciętnych płacach, bo wskazują one tylko zagregowane tendencje, czyli relacje między

zbiorami, a nie między jednostkami wchodzącymi w ich skład. Tym nie mniej, choć dane o przeciętnych

10 Daszkowski, 2002, s. 110-139; 2008a, s. 25-57 11 Akerlof, 1970 12 Kahneman i Tversky, 1979


płacach nie pozwalają na skonstruowanie postulowanych psychologicznych interpretacji dla indywiduów, to

takie interpretacje uzyskane w inny sposób nie mogą być sprzeczne ze strukturą i dynamiką przeciętnych. W

tym sensie wstępna wiedza o przeciętnych płacach w zbiorach służy jako orientacyjny sprawdzian trafności inaczej osiąganych wniosków o relacjach między elementami zbiorów. Ale już przy przeciętnych nie można

zlekceważyć problemu precyzji danych.

GUS na przykład podaje13

, że dla pewnej przeciętnej o wysokości 4771,02 standardowy błąd oszacowania wynosi 0,5% i proponuje przedstawiać to jako 4771,02±23,86. Dla innej średniej o wysokości

7545,55 i standardowym błędzie 1,5% rezultatem jest 7545,55±113,18. Jednak pamiętana ze studenckich

czasów jako zasłyszana i nigdy potem nie odnaleziona w literaturze konwencja słownego wyrażania wartości

o znanym błędzie standardowym wymaga kilku dodatkowych operacji. W pierwszym przypadku uwzględnienie błędu standardowego wyznacza dla przeciętnej zakres od

4747,16 do 4794,88. W obu liczbach powtarzają się wartości tysięcy i setek, ale już wartości dziesiątek są

różne (najpierw 4, potem 9), choć w przybliżeniu tego samego rzędu (raczej powyżej niż poniżej 5). W zasadzie można więc wartość określić słownie jako „cztery tysiące siedemset chyba siedemdziesiąt ileś” i

zapisać jako 47(7)X,XX. W zapisie cyfra niepewna jest ujęta w nawias, a w wypowiedzi poprzedzona

słowem „chyba”. Dla następnych cyfr fakt ich istnienia bez wiedzy o ich wartości zaznacza się w zapisie

znakami X, a w wypowiedzi słowem „ileś”. Dla drugiej wartości zapis 7545,55±113,18 obejmuje każdą liczbę z przedziału od 7432,37 do

7658,73. Powtarzalna jest tutaj cyfra dla tysięcy, prawdopodobna, ale niepewna cyfra dla setek i całkowicie

dowolne dla dziesiątek, jednostek i ułamków. Werbalna forma brzmi więc „siedem tysięcy chyba pięćset ileś” z symbolicznym zapisem 7(5)XX,XX.

Operowanie danymi o takim stopniu niedokładności14

wymaga wyraźnie sformułowanych zasad

kontroli wniosków. Uznałem zatem, że układanie się danych w powtarzalne przez wiele lat i rozróżnialne wzorce strukturalne pozwala na uznawanie wiarygodności konkluzji. Z kolei wzorce strukturalne łatwiej i

pełniej wykrywa się na właściwie dobranych zobrazowaniach graficznych niż na zobrazowaniach

liczbowych (tabele) i abstrakcyjnych (równania). Takie założenie posłużyło mi do wypracowania dość

oryginalnej i właściwie niespotykanej poza moimi publikacjami metodyki prezentowania struktury i dynamiki rozkładów wynagrodzeń we wszystkich przekrojach udostępnianych przez GUS. Graficzna

metodyka uchyla też konieczność pozorowania przesadnej dokładności wartości liczbowych i zmusza do ich

odczytywania w przybliżony sposób, choć oczywiście wykorzystuje wszystkie ich cyfry w tworzeniu zobrazowań.

4. Dynamika przeciętnych płac brutto ogółem

Konkretne przykłady szeregów czasowych dla zagregowanych i zdezagregowanych danych

przeciętnych można zaczerpnąć z udostępnianych w formacie Microsoft xls tabel Biuletynu Statystycznego

GUS, podających „przeciętne wynagrodzenia miesięczne w okresach kwartalnych” w zagregowanej formie

„ogółem” i zdezagregowanej na podstawie tzw. PKD2007 dla siedemnastu z dziewiętnastu15

„sekcji działalności”, zwanych kiedyś branżami. Do 2007 roku włącznie, obowiązywała inna podstawa dezagregacji

(PKD2004), z tym, że w połowie 2008 roku wcześniejsze wyniki przeliczono na nową podstawę dla dwu

ostatnich kwartałów 2007 roku. Internetowe wydania Biuletynu Statystycznego nie ukrywają też wcześniejszych błędów po ich późniejszym poprawieniu. Nie do końca zrozumiałe jest przy tym ciągłe

zmienianie zasad klasyfikacyjnych, bo utrudnia to, a nawet uniemożliwia porównywanie zdezagregowanych

danych dla okresów dłuższych niż cztero-pięcioletnie. Nawet dla przeciętnych ogółem konieczna jest, na szczęście oczywista i jednoznaczna modyfikacja,

wynikająca z reformy systemu ubezpieczeń społecznych z 1998 roku16

. W artykule 110 par. 1 ustalono takie

obowiązkowe przeliczenie pracowniczego wynagrodzenia, „..aby po potrąceniu składek na ubezpieczenia

emerytalne i rentowe oraz na ubezpieczenie chorobowe nie był on niższy niż przed przeliczeniem. [...]”,

13 Struktura wynagrodzeń według zawodów w październiku 2012 r., , s. 15 i w wersji angielskojęzycznej s. 21 14 J. Brémond, M-M. Salort, 1994, s. 209: „Zrozumienie tego, jaki jest rząd podstawowych wielkości w gospodarce nie

polega na dokładnej znajomości danych makroekonomicznych, lecz na umiejętności ich oceny z marginesem błędu

rzędu 10-20%, co w większości przypadków daje ocenę dość dokładną.”; Szulc (1968), s. 121; „Operowanie faktami

niezupełnie ścisłymi jest rzeczą zwykłą i nieuniknioną nie tylko w dziedzinie statystyki.” 15 Istnieje nieprzerwany ciąg publikacji GUS z kwartalnymi wartościami dla wszystkich sekcji, ale zawarte w nich dane

są bardziej rozproszone (brak zestawień za dłuższe okresy) i mniej dogodne dla przetwarzania na wykresy w arkuszu

kalkulacyjnym (nieco bardziej pracochłonna i podatniejsza na błędy transformacja plików tekstowych na pliki

kalkulacyjne). 16 Ustawa z dnia 13 października 1998 roku o systemie ubezpieczeń społecznych, 1998


zobowiązując właściwego ministra do podania sposobu takiego przeliczania17

. We wcześniejszej publikacji

zaproponowałem więc kiedyś18

, by w przyszłości zbadać relacje położenia wskaźników rozkładów płac w

stosunku do przedłużenia trendu z lat 1992-1998, mnożąc dla późniejszych lat jego równanie przez 1,230164, czyli przez oficjalny wskaźnik przeliczeniowy

19. Efektem tego typu procedury dla przeciętnych

płac miesięcznych ogółem w okresach kwartalnych jest Wykres 1, pokazujący dynamikę przeciętnych

wynagrodzeń w latach 1992-2012 na tle ich początkowego trendu, przedłużonego w dwu alternatywnych wersjach: bez żadnej zmiany i skorygowanego o urzędowy wskaźnik od roku 1999. Ilustruje on wyraźne

zjawisko powrotu do początkowego trendu, po chwilowym zakłóceniu sprzyjające prognozom20

. Nie jest

przy tym wykluczone, że na dłuższą metę reforma ubezpieczeń społecznych z 1998 roku w połączeniu z

polityką gospodarczą (lub jej brakiem) kolejnych parlamentów i rządów, wzbudziła w przeciętnych wynagrodzeniach oscylacje, które bądź mogą wygasnąć na jakimś (niekoniecznie dziś przewidywalnym)

poziomie, bądź trwać z mniejszym czy większym niż kiedyś nasileniem.

Wykres 1: Przeciętne wynagrodzenie miesięczne w gospodarce obliczane przez GUS dla okresów

kwartalnych na tle trendu empirycznego od 1992 do 1998 roku i jego możliwych wariantów późniejszych dla

lat od 1999 do 2012

Wobec zbyt często spotykanego utożsamiania pojęć o bardzo odmiennych, choć powiązanych

treściach, konieczne jest tutaj kolejne podkreślenie, że dane o przeciętnych płacach dotyczą tego, co przedsiębiorstwa kalkulacyjnie (a nie faktycznie) wyodrębniają w ewidencji jako tylko zbiorową część

należności (część obciążających organizację kosztów pracy) dla zatrudnionych z tytułu ich pracy, a nie tego,

co poszczególni zatrudnieni lub ich gospodarstwa domowe otrzymują nie tylko indywidualnie, ale nawet zbiorowo jako faktyczne wypłaty nominalne ze wszystkich dostępnych im źródeł. Tym samym, statystycznie

rejestrowana płaca za pracę z jednego miejsca zatrudnienia jest nawet nominalnie nieokreśloną w tych

danych częścią indywidualnych dochodów poszczególnych jednostek. Na manowce może więc prowadzić

17 Rozporządzenie Ministra Pracy i Polityki Socjalnej z dnia 14 grudnia 1998 r. w sprawie sposobu przeliczenia

przychodu..., 1998 18 Daszkowski, 2002, s. 41-51; Daszkowski 2005 19 Daszkowski, 2002, str. 75, zob. też dalej przypis 41 na stronie 14 20 szerzej w Daszkowski, 2010; tutaj dane są zaktualizowane do 2012 roku, a nie do 2008, jak we wcześniejszej,

przywoływanej publikacji.

0 zł

500 zł

1 000 zł

1 500 zł

2 000 zł

2 500 zł

3 000 zł

3 500 zł

4 000 zł

4 500 zł

1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013

przeciętna płaca

trend do 1998

przedłużenie trendu

oczekiwany trend


mieszanie poglądów na temat dochodu z własności (właściciel przedsiębiorstwa) i polityki społecznej

(potrzeby gospodarstwa domowego) z poglądami na temat zróżnicowania nie wiadomo czy kalkulacyjnych

czy nominalnie faktycznych wynagrodzeń z jednego miejsca pracy i odnoszenia takiej mieszaniny zamiennie do statystyk koncentracji całości dochodów gospodarstw domowych lub statystyk koncentracji

indywidualnych płac pracowniczych, w dodatku bez jasnego informowania, o które z nich chodzi w

konkretnym fragmencie wywodu21

. Zresztą u zarania współczesnej państwowej statystyki ekonomiczno-społecznej dla Polski wykazano, że miary poziomu i koncentracji miały zupełnie inne wartości dla

dochodów z własności niż dla dochodów z pracy22

, a później wielokrotnie podkreślano, że same miary

koncentracji, oprócz małej dokładności23

nie reagują w jednolity sposób ani na wybór sposobu ich obliczania

ani na zmiany w opisywanych przez nie rozkładach24

.

5. Zróżnicowanie i dynamika przeciętnych wynagrodzeń brutto w sekcjach działalności

Sposób prezentowania dynamiki przeciętnych płac zaproponowany w publikacji z 2002 roku

25 i

zrealizowany dla klasyfikacji PKD z tej wersji, którą stosował GUS do 2003 roku26

, wykorzystałem dalej z

pewną modyfikacją. Na wykresie z danymi według klasyfikacji PKD 2007 (Wykres 2) poziome położenie

kreski wskazuje na stosunek przeciętnej płacy w sekcji w każdym kwartale do przeciętnej ogółem w tym kwartale, natomiast pionowa długość kreski jest proporcjonalna do liczebności zatrudnionych wtedy w tej

sekcji. Za cenę rezygnacji z walorów estetycznych pozwala to na jednoczesne i nie dające się pominąć

zauważenie relacji między orientacyjną liczbą zatrudnionych w sekcji, poziomem przeciętnej w stosunku do przeciętnej ogółem i względną stałością otrzymanego w ten sposób uporządkowania przeciętnych w

sekcjach, mimo braku innych oznaczeń czasowych, poza okresami początkowym i końcowym.

Wykres 2: Przeciętne miesięczne wynagrodzenia jako procent przeciętnych ogółem oraz proporcje

liczebności zatrudnionych w kwartałach 2008-2012 według sekcji PKD2007

21 występujące na przykład u Henryka Domańskiego, 2013 22 Wiśniewski, 1934 23 Szulc, 1968, s. 267 24 Wiśniewski, 1992, s. 3 25 Daszkowski, 2002, s. 41-51; Daszkowski, 2005 26 Daszkowski, 2005

N. Usługi

E. Woda

D. Energetyka

A. Rolnictwo

C. Przetwórstwo

P. Edukacja

L. Nieruchomości.....

K. Finanse

H. Transport

F. Budownictwo

B. Górnictwo

O. Administracja

I. Gastronomia

G. Handel

Q. Zdrowie

M. Nauka

J. TelekomunikacjaPrzeciętne ogółem

2008 I-III (okres

początkowy)

2012 IX-XII (okres

końcowy)

50% 75% 100% 125% 150% 175% 200% 225% 250%

Kwartalne przeciętne miesięczne wynagrodzenia w sekcjach jako % przeciętnych ogółem


Niektóre kreski, oznaczające przeciętne, są tak blisko siebie, że sprawiają wrażenie tylko jednej, a

fluktuacje kwartalnych przeciętnych powodują, że najwyższą wartość nie zawsze uzyskuje się na końcu, a

najniższą na początku okresu. W niektórych sekcjach w pierwszym kwartale nagrody i premie roczne kumulują się z miesięcznymi i kwartalnymi, wskutek czego wartość tej pierwszej w roku przeciętnej bywa

wyższa od wartości z następnych kwartałów, a nawet od wartości z niektórych kwartałów następnych lat.

Tym nie mniej, fluktuacje dla poszczególnych sekcji zachodzą na poziomach o stałej hierarchii długookresowego uporządkowania, oraz z charakterystyczną dla każdej z nich rozpiętością.

Pięcioletnia struktura zatrudnienia w tej skali wydaje się niemal stała, bo zmiany liczebności

pracowników w sekcjach stanowią niewielki odsetek, a uporządkowany według minimów stosunek

przeciętnej w sekcji do przeciętnej ogółem zastępuje praktykowane przez GUS podawanie wartości procentowych odchyleń od przeciętnej. Ale jeszcze raz trzeba podkreślić, że cała analiza dotyczy organizacji

zatrudniających na podstawie umowy o pracę ponad 9 pracowników, a więc nie obejmuje samodzielnej

działalności gospodarczej, tysięcy małych zakładów handlowych, usługowych czy produkcyjnych oraz umów słusznie i trafnie nazywanych „śmieciowymi”. Tak więc na przykład sekcja rolnictwa w tym zbiorze

danych obejmuje tylko duże przedsiębiorstwa czy agencje rolne, pomija natomiast olbrzymią liczbę

indywidualnych rolników, nawet gdy zatrudniają oni kilku pomocników.

Wszystkie sekcje o przeciętnych regularnie wyższych od przeciętnej ogółem (J, K, B, M, D, O, L, F), w analizowanym okresie obejmują łącznie 22-26% wszystkich zatrudnionych, mniej więcej tyle samo,

ile na przykład tylko jedna sekcja przetwórstwa przemysłowego (G), o przeciętnej zawsze niższej od

przeciętnej ogółem. Tak więc, to dla agregatów o największych liczebnościach ich przeciętne są niemal zawsze niższe od przeciętnej ogółem, bo w ośmiu sekcjach przeciętne wynagrodzenia są zawsze wyższe od

przeciętnej ogółem, w czterech oscylują wokół przeciętnej ogółem, a tylko w pięciu, za to liczniejszych niż

poprzednie, są zawsze niższe. Stosunki przeciętnych wynagrodzeń zarówno do przeciętnej ogółem, jak i do przeciętnych w

sekcjach oraz w wielkich grupach zawodów według najaktualniejszej publikacji GUS przedstawia Wykres 3.

Wykres 3: Przeciętne wynagrodzenia w październiku 2012 dla wielkich grup zawodów w sekcjach PKD2007

jako procent przeciętnej w gospodarce ogółem (I.), jako procent przeciętnej we właściwej sekcji (II.) i jako

procent przeciętnej dla danej wielkiej grupy ogółem (III.)

0%

50%

100%

150%

200%

250%

300%

350%

400%

I. II. III. I. II. III. I. II. III. I. II. III. I. II. III. I. II. III. I. II. III. I. II. III. I. II. III.

kierownicy specjaliści technicy biurowi usługi rolnicy robotnicy operatorzy pomocniczy


Na powyższym wykresie nazwy wielkich grup zawodów według (też ciągle zmienianej) urzędowej

klasyfikacji zawodów i specjalności27

skrócono do jednego słowa i z czysto technicznych powodów nie

uwzględniono zróżnicowania liczebności (dla tylu odrębnych kresek różnice dwóch-trzech pikseli między niektórymi z nich byłyby niezauważalne). Trzykrotnie powtórzono charakterystyki każdej ze 168 wartości

28,

choć każde z tych trzech powtórzeń jest zrelatywizowane do innej podstawy, tworząc półilościowe29

wizualizacje niby-analizy niby-wariancji (zestawienie odchyleń od przeciętnych ogółem i od przeciętnych grupowych). Tego typu wykresy dla wyników wcześniejszych badań GUS mają identyczną strukturę, a

dynamika zmian w zasadzie dotyczy tylko ciągłego polepszania przeciętnych dla stanowisk kierowniczych.

Nawiązując do zaproponowanego przez Kornaia podziału gospodarki na sferę realną i sferę

regulacyjną30

, przedstawione układy przeciętnych można ująć jako stylizowany fakt31

, czyli uproszczoną, przybliżoną i wyrażaną werbalnie generalizację wyników statystycznych zestawień. Za wyjątkiem

niewielkich liczebnie agregatów górnictwa i energetyki, najkorzystniejsze dla każdego okresu przeciętne i

najkorzystniejsza ich dynamika systematycznie występują w agregatach obejmujących sferę regulacji (informatyka i telekomunikacja, finanse, nauka, administracja), a w każdej ze sfer najwyżej opłacane są

stanowiska związane z pełnieniem funkcji kierowniczych, także stanowiących część sfery regulacji w każdej

z wyodrębnianych sekcji PKD.

6. Interpretacje statystyk płacowych w kategoriach z motywacyjnej teorii wartości oczekiwanej

Istniejące podstawy informacyjne do względnie wiarygodnego oszacowania empirycznego prawdopodobieństwa uzyskiwania płac o konkretnych wysokościach praktycznie nie są ani znane, ani

wykorzystywane poza wąskim kręgiem statystyków pracy. Jednak nawet oni nie odnoszą ich do żadnych

teoretycznych koncepcji, ograniczając się do zestawiania tylko niektórych relacji w poszczególnych badaniach statystycznych i porównywania wyników z wynikami bezpośrednio poprzednimi. Publikacje nie

zawierają też całości opracowanych w GUS wyników, ale można je bez problemu uzyskać pod warunkiem

wiedzy o ich wykonaniu na podstawie oficjalnego programu badań statystyki publicznej32

.

Bezpośrednią psychologiczną interpretację miar decylowych, uważaną przeze mnie za tak oczywistą, że początkowo nie potrzebującą na piśmie objaśnienia ekonomistom i specjalistom zarządzania jej

teoretycznego sensu dla motywacji, przedstawiałem od 1996 roku33

i kilkakrotnie ponawiałem, tylko

aktualizując liczby34

. Od 2008 roku interpretację tego rodzaju przedstawiam35

następującymi sformułowaniami:

27 Klasyfikacja zawodów i specjalności, podstawa prawna z załącznikiem; grupa socjologów krytykujących budowę i

zastosowania tej oficjalnej klasyfikacji opublikowała własną jej postać, jednak znacznie mniej rozbudowaną i używaną

wyłącznie w ich kręgu, a tym samym w mniejszym zakresie: H. Domański , Z. Sawiński, K. Słomczyński (2007), Nowa

klasyfikacja i skale zawodów 28 9 wielkich grup zawodów w dziewiętnastu sekcjach, przy czym w sekcjach górnictwa, telekomunikacji oraz finansów

nie zarejestrowano zawodów rolniczych. Wykorzystana tu publikacja z 2014 roku (Struktura wynagrodzeń według

zawodów w październiku 2012 r.) uwzględnia o dwie sekcje PKD2007 więcej niż wykorzystywany do dwu pierwszych wykresów Biuletyn Statystyczny. 29 Określenie często używane w diagnostyce chemicznej, biologicznej i medycznej. Odnosi się ono do metod, w których

porównuje się wartości wskaźników na skali raczej porządkowej lub co najwyżej porządkowo-interwałowej niż

interwałowej czy wręcz ilorazowej (ustala się, że coś jest mniejsze lub większe, albo układa się w takiej lub innej

kolejności) bez polegania na nieosiągalnych albo za mało dokładnych albo zbyt pracochłonnych lub zaledwie

sytuacyjnie domyślnych wskaźnikach bezwzględnych wartości, bezwzględnych różnic i bezwzględnych stosunków. 30 Kornai, 1977, s. 68-72: „Definicja 4.6.* [gwiazdka jest podkreśleniem Kornai’ego dla oznaczenia szczególnie

ważnych, jego zdaniem definicji] „Realnymi procesami systemu gospodarczego są procesy materialne, fizyczne. Należy

do nich produkcja (włącznie z transportem, magazynowaniem, usługami materialnymi itd.), konsumpcja i obrót.

Procesami regulacyjnymi systemu gospodarczego są procesy myślowe. Należy do nich postrzeganie, przekazywanie i

przetwarzanie informacji, przygotowywanie i podejmowanie decyzji.” […] „Ten ostry podział jest oczywiście abstrakcją. W istocie oba rodzaje działalności przeplatają się i są wzajemnie zależne. Z jednej strony nie ma realnego

procesu bez regulacji. Z drugiej zaś, każdy proces regulacyjny zakłada jakąś fizycznie postrzegalną formę, czy to zapisu

na papierze, czy wiadomości telefonicznej.” s. 305: „Transakcji towarzyszy przepływ pieniądza, który znów odbywa się

w sferze regulacji.” 31 The New Palgrave…, 1996, t. 4 (Q-Z), s. 535-536 32 http://bip.stat.gov.pl/dzialalnosc-statystyki-publicznej/program-badan-statystycznych/ 33 Daszkowski, 1996 34 Daszkowski, 1999; 2000a; 2000b; 2001; 2004 35 Daszkowski, 2008a, s. 161-163; 2008b; 2011; 2012

http://bip.stat.gov.pl/dzialalnosc-statystyki-publicznej/program-badan-statystycznych/


Interpretacja miar decylowych w terminach motywacyjnej teorii wartości oczekiwanej wskazuje, że

empiryczne prawdopodobieństwo osiągnięcia wynagrodzenia wyższego od pierwszej miary decylowej jest

rzędu 90%, empiryczne prawdopodobieństwo osiągnięcia wynagrodzenia wyższego od drugiej miary decylowej jest rzędu 80% i poprzez kolejne miary decylowe dochodzi do dziesięcioprocentowego

prawdopodobieństwa przekroczenia dziewiątej miary decylowej i jednoprocentowego prawdopodobieństwa

przekroczenia 99 miary centylowej. W konkretnym przykładzie dla jednej z kilkudziesięciu grup zawodowych

36 oznacza to, że nie pełniący funkcji kierowniczych nauczyciele szkół wyższych z

prawdopodobieństwem 90% mogli w październiku 2012 oczekiwać wynagrodzenia brutto wyższego od

2434,54 zł, z prawdopodobieństwem 50% wynagrodzenia brutto wyższego od 4459,11 zł, z

prawdopodobieństwem 10% wynagrodzenia wyższego od 8432,17 zł i z prawdopodobieństwem 1% przekroczenia 16208,11 zł. Rektorzy, dziekani, dyrektorzy instytutów uczelnianych nie są objęci tym

rozkładem, gdyż zalicza się ich do grupy zawodowej kierowników. Nie warto jednak uważać tych liczb za

wartości dokładne, bo są one oszacowaniami obarczonymi błędem większym niż błąd oszacowania odpowiednich przeciętnych, wynoszący od 0,5% do nawet 30% (błąd dla miar skrajnych jest większy dla

miar bliższych miarom centralnym).

Jako graficzne wizualizacje takich interpretacji od dawna stosuję różne warianty wykresów zwanych

pudełkowymi lub skrzynkowymi37

. W przedstawionej tu wersji (Wykresy 4 i 5) wysokość prostokąta jest dostosowana do rozpiętości wynagrodzeń w każdej kategorii w taki sposób, aby stosunki powierzchni całych

prostokątów były takie same jak stosunki liczebności zatrudnionych w tych kategoriach (liczebności na

prawo od każdego prostokąta), dzięki czemu ujawniają się decylowe rozkłady empirycznych

prawdopodobieństw dla pozycji społecznych o określonych liczebnościach i z określoną tylko jedną

przysługującą im cechą. Poziome kreski oznaczają kolejne miary decylowe (od pierwszej do dziewiątej), a

przekręcone kwadraciki odpowiadają przeciętnym wynagrodzeniom w kategoriach. Na papierze formatu A4 technicznie było niemożliwe objęcie wykresami 98% zatrudnionych (od

pierwszej do dziewięćdziesiątej dziewiątej grupy centylowej). Robiłem to czasami dla celów

prezentacyjnych na arkuszach formatu A0 i A1, choć w większym nakładzie opublikowano to tylko raz38

.

Takie skrajne granice zawiera poniższa tabela 1, ale trzeba pamiętać, że dokładność oszacowania jest mała.

Tabela 1. Górne granice pierwszej i dolne granice dziewięćdziesiątej dziewiątej grupy centylowej płac w październiku 2012 roku dla niektórych kategorii zatrudnionych.

Grupowanie W tej kategorii

zatrudnionych

Zarobek niższy

od

W październiku

2012 uzyskało osób:

Zarobek

wyższy od

W październiku

2012 uzyskało osób:

Ogółem 1482,34 zł 80602 16222,01 zł 80602

Wed

ług

wie

lkic

h

gru

p z

awodów

Kierownicy 1489,63 zł 6504 39401,63 zł 6504 Specjaliści 1498,40 zł 21001 15293,75 zł 21001 Technicy 1485,16 zł 9358 11689,65 zł 9358 Biurowi 1483,43 zł 7491 8902,71 zł 7491 Usługi 1480,81 zł 8524 6333,20 zł 8524 Rolnicy 1480,62 zł 139 6859,86 zł 139 Robotnicy 1481,14 zł 11408 8484,25 zł 11408 Operatorzy 1482,33 zł 9165 9049,27 zł 9165 Pomocniczy 1480,80 zł 7012 5703,47 zł 7012

Wed

ług

p

ozi

om

ów

wy

ksz

tałc

enia

Doktorat+ 1496,06 zł 1375 23863,23 zł 1375 Magisterskie 1493,00 zł 22025 23434,45 zł 22025 Licencjackie 1484,94 zł 6580 20332,92 zł 6580 Policealne 1483,39 zł 4063 10517,82 zł 4063 Średnie zawodowe 1482,08 zł 17629 9991,33 zł 17629 Ogólnokształcące 1481,34 zł 6709 10674,84 zł 6709 Zasadnicze 1481,16 zł 17642 8318,38 zł 17642 Gimnazjalne 1480,57 zł 202 6082,63 zł 202 Podstawowe- 1481,16 zł 4372 7599,52 zł 4372

36 Wcześniejsze o ponad dziesięć lat i o kilka badań GUS dane dla tej grupy przedstawiłem jako ciekawostkę w

środowiskowej gazecie: Daszkowski, 2001 37 Daszkowski, 2002, s. 54-56 38 Daszkowski, 2002, wkładka


Wykres 4: Decylowe rozkłady wynagrodzeń za październik 2012w wielkich grupach zawodów

Kierownicy

Specjaliści

Technicy

Biurowi

Sprzedawcy

Rolnicy

Robotnicy

Operatorzy

Pomocniczy

650408

2100148

935819

749090

852392

13883

1140761

916510

701192

0 zł 2 500 zł 5 000 zł 7 500 zł 10 000 zł 12 500 zł 15 000 zł


Wykres 5: Decylowe rozkłady wynagrodzeń za październik 2012w zależności od poziomu wykształcenia

137598

2202517

658005

406333

1762985

670925

1764293

20260

437287

Doktorat+

Magister

Licencjat

Policealne

Średnie

zawodowe

Średnie

ogólnokształcące

Zasadnicze

zawodowe

Gimnazjalne

Podstawowe-

0 zł 2 000 zł 4 000 zł 6 000 zł 8 000 zł 10 000 zł 12 000 zł


Ubocznym niejako rezultatem wieloletniego, choć nie publikowanego w całości, obrazowania

decylowych rozkładów wynagrodzeń dla kolejno dostępnych danych GUS we wszystkich przekrojach jest

pewien powtarzalny stylizowany fakt, czyli uproszczona generalizacja wyników statystycznych zestawień39

. W ramach zaokrągleń i przybliżeń pojawia się mianowicie zgrubnie orientacyjne uogólnienie empiryczne,

według którego dla dowolnej, ale zawsze skonkretyzowanej liczbowo całej kategorii zatrudnionych (nawet

ogółem, ale też sekcja PKD, płeć, wiek, zawód, województwo, wykształcenie – czyli dla każdej potencjalnej kreski z wykresów dla przeciętnych), około dwie trzecie wynagrodzeń znajduje się poniżej przeciętnej w tej

kategorii, około jednej czwartej wynagrodzeń mieści się od przeciętnej z tej kategorii do jej dwukrotności i

tylko około jednej dziesiątej wynagrodzeń przekracza dwukrotność przeciętnej ze swojej kategorii, przy

czym rozpiętość wynagrodzeń wśród tej jednej dziesiątej najlepiej uposażonych jest większa od rozpiętości wśród pozostałych 90%. Z powodu zaokrągleń i przybliżeń suma ogólnie wskazanych ułamków nieznacznie

przekracza jeden (2/3+1/4+1/10=61/60≈1,017), ale po uściśleniu w obrębie poszczególnych kategorii

zatrudnionych ich suma jest już właściwa, choć wartości są tylko zbliżone do wyżej podanych40

. Jednak uogólnienie to (będące także przybliżonym słownym opisem dość dużej klasy prawostronnie skośnych

teoretycznych rozkładów lognormalnych) trzeba traktować jako statystyczne, co oznacza, że istnieją od

niego mniejsze lub większe odstępstwa, a jego kształt nie musi pojawiać się w niereprezentatywnych

próbach (np. pojedynczych zakładach pracy) lub w odmiennych populacjach (np. w innych krajach). Niestety, GUS w ramach programu badań statystyki publicznej nie wykonuje nawet dla własnych

potrzeb kompletnego podziału miar decylowych na więcej niż jeden szczebel – nie ma więc na przykład

podziału na miary decylowe według wynagrodzeń w sekcjach PKD dla różnych poziomów wykształcenia itd. Jest to robione oraz publikowane tylko dla przeciętnych, a dla miar decylowych w raczej przypadkowym

doborze dla niektórych województw poprzez prace własne wojewódzkich urzędów statystycznych.

Znajdujące się w GUS zbiory danych umożliwiają dokonanie głębszych analiz, ale ze względu na tajemnicę statystyczną nie mogą być udostępniane na zewnątrz. Tym samym GUS jest jedyną organizacją

realizującą dotychczas odpłatnie zlecenia przetworzenia swoich zbiorów inaczej niż wynika z jego własnych

planów. Być może zapowiadane stworzenie publicznie dostępnych aplikacji do analizy danych oficjalnej

statystyki ekonomicznej zmieni tę sytuację. Dopóki to jednak nie nastąpi i podstawową informacją są przeciętne w najrozmaitszych przekrojach, często trzeba polegać na sformułowanym wyżej „stylizowanym

fakcie”, zgrubnie charakteryzującym przybliżone rozkłady wynagrodzeń wokół przeciętnych.

7. Trendy miar decylowych wynagrodzeń nominalnych brutto

Badania decylowego zróżnicowania wynagrodzeń są prowadzone przez GUS zbyt rzadko i

publikowane ze zbyt dużym opóźnieniem na to, aby miały na bieżąco praktyczne znaczenie. Ale cała literatura ekonomiczna w rozdziałach o płacach pełna jest ubolewań z powodu „sztywności” lub „lepkości”

(stickness) wynagrodzeń. Ubolewania takie są wynikiem niezgodności między przewidywaniami większości

modeli ekonometrycznych a rzeczywistością. Coraz to nowe poprawki wprowadzane do koncepcyjnie

starych modeli ekonomicznych są coraz mniej realistyczne, coraz bardziej komplikują modele i wymagają coraz większej ilości coraz trudniej osiągalnych informacji. Rzadko natomiast podejmuje się próby prostego

sprawdzenia, jakie zależności pojawiają się w danych, bez uprzedniego przystosowywania ich wartości do

wymagań zbyt abstrakcyjnych modeli o raczej wymyślanych niż empirycznie szacowanych parametrach. Zestawienie na osi czasu znanych decylowych rozkładów wynagrodzeń brutto (Wykres 6) nosi

znamiona uporządkowania dopiero na tle specyficznego zrelatywizowania wszystkich wartości (Wykres 7).

Nie chodzi tutaj o zmienianie wartości danych, ale o pokazanie ich relacji do najprostszych z możliwych modeli predykcji liniowej

41. I właśnie zgodność danych dla wynagrodzeń brutto w całej gospodarce z

najprostszym empirycznym modelem liniowym sugeruje zbędność konstruowania zbyt złożonych teorii jego

działania. Trzeba tylko wziąć pod uwagę denominację od 1995 roku i reformę systemu ubezpieczeń

społecznych od 1998 roku, aby dynamika miar decylowych po krótkim odchyleniu powróciła do swego uprzedniego trendu liniowego.

39 por. sformułowanie odsyłające do przypisu 31 na stronie 10. 40 Np. 65%, 25%, 10% lub 65%, 24%, 11% lub 63%, 24%, 13% lub 64%, 28%, 8% itp. Powyżej dwukrotności

przeciętnej jest na ogół od 8 do 14 procent wynagrodzeń, a więc lepiej jest wskazać niedokładnie sumującą się do

jedności bardziej środkową jedną dziesiątą niż dokładniejszą, lecz mniej trafną, bo skrajną, jedną dwunastą (≈8,33%). 41 Daszkowski, 2002, s. 75: „… co świadczy o dobrym dopasowaniu linii trendów do danych, nawet przy tak małej

liczbie punktów, jaką można było uwzględnić. Z dużą ostrożnością można zaryzykować wykorzystanie równań [trendów

liniowych] do prognozowania miar pozycyjnych wynagrodzeń, zanim GUS opublikuje wyniki kolejnych badań. Należy

tylko pamiętać, aby obliczony z równania wynik pomnożyć przez 1,230164 dla wszystkich dat po 1 stycznia 1999 r.”


Wykres 6: Miary decylowe wynagrodzeń nominalnych brutto według badań GUS z lat 1992-2012

Wykres 7: Skrajne i środkowa miary decylowe wynagrodzeń nominalnych brutto na tle swoich przeszłych i

przewidywanych trendów liniowych

W swojego rodzaju pilotażu udało się stwierdzić, że w przynajmniej jednym przedsiębiorstwie zatrudniającym około 300 osób (więcej przedsiębiorstw nie analizowano) interpolacja wartości

wynagrodzenia brutto dla miesięcy między badaniami GUS oraz ich ekstrapolacja na miesiące poprzedzające

1 decyl

2 decyl

3 decyl

4 decyl

5 decyl

6 decyl

7 decyl

8 decyl

9 decyl

przeciętna

0 zł

1 000 zł

2 000 zł

3 000 zł

4 000 zł

5 000 zł

6 000 zł

7 000 zł

1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014

0 zł

1 000 zł

2 000 zł

3 000 zł

4 000 zł

5 000 zł

6 000 zł

7 000 zł

8 000 zł

1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012

1 decyl płac

5 decyl płac

9 decyl płac

trend 1992-1998

przedłużenie trendu z lat 1992-1998

spodziewany trend po 1998 roku


następne badanie dały zdumiewająco trafne rezultaty42

. Wśród 193 pracowników zatrudnionych przez co

najmniej pięć lat z wynagrodzeniami należącymi do różnych grup decylowych o zmieniających się w czasie

granicach, 128 (66,3%) było cały czas w oszacowanych granicach tej samej grupy decylowej dla sekcji PKD, 4 (2,1%) trwale znalazło się w oszacowanych granicach bezpośrednio wyższej grupy decylowej, 56

(29,0%) oscylowało między dwoma sąsiadującymi grupami decylowymi, 3 (1,6%) trwale znalazło się w

niższej grupie decylowej, 2 (1%) awansowało o więcej niż jedną grupę decylową. Rejestrowane, ale nieuwzględnione w podawanych dotąd wynikach obniżenia o więcej niż jedną

grupę decylową, w ciągu analizowanych pięciu lat poprzedzały rozwiązanie umowy o pracę albo z

inicjatywy pracownika (19 przypadków, w tym 6 przypadków nie przyjęcia zmienionej stawki

wynagrodzenia) albo z inicjatywy pracodawcy (28 przypadków, w tym cztery uprzednie przypadki obniżenia stawek wynagrodzenia). Jednak odeszło także ze swojej inicjatywy siedem osób, którym trwale podniesiono

wynagrodzenie do wyższej grupy decylowej, w tym jedna z podwyżką o dwie grupy. Pięć dodatkowych

przypadków obniżenia o więcej niż jedną grupę decylową dotyczyło powrotów z długoterminowych urlopów macierzyńskich (w następnych dwu przypadkach było to obniżenie o jedną grupę i w dwu kolejnych

utrzymanie się w grupie), trzy przypadki – powrotu z długoterminowych rekonwalescencji chorobowych i

zmian zakresów obowiązków. W tylko niewielu przypadkach miało to postać formalnego obniżania płacy

lub jej stawek – w zasadzie wystarczało nie przyznawanie podwyżek, dodatków i premii w warunkach już gasnącej, ale jeszcze dość silnej inflacji. Rotacja pracowników była rzędu 15-20% rocznie, ale pięcioletnia

retencja (liczba pracowników zatrudnionych co najmniej pięć lat w stosunku do liczby pracowników w

momencie określania retencji) na koniec okresu wyniosła 63,1% (w analizie także nie brano pod uwagę osób odchodzących na emerytury i zatrudnionych krócej niż trzy lata).

W skali całej gospodarki predykcja liniowa wszystkich miar decylowych wynagrodzeń brutto dla

sekcji PKD, województw, wykształcenia i grup zawodów od roku 2006 jest w zasadzie kontynuacją trendu sprzed 1999 roku, mimo odchyleń od niego w latach 1999-2004. Wydaje się zatem, że mechanizm dynamiki

poziomu i zróżnicowania płac brutto w skali nawet przekraczającej dziesięciolecie może być bardzo mało

zależny od większości wiązanych z nim zmiennych ekonomicznych. Tworzy to szansę prostego

przewidywania przyszłych rozkładów wynagrodzeń w gospodarce w celu antycypacyjnego dostosowywania organizacyjnych systemów motywacji płacowych do wymagań zewnętrznego rynku pracy.

8. Trendy miar decylowych wynagrodzeń realnych netto

Wynagrodzenia brutto są tylko kalkulacyjną podstawą do obliczania rozmaitych składników

obciążania zarówno pracobiorcy, jak i pracodawcy. Pracownik otrzymuje płacę netto i tylko dla niej

sensowne jest obliczanie jej siły nabywczej. Siła nabywcza średniej płacy brutto występująca w wielu publikacjach bezzasadnie włącza do swojej wartości także te składniki (część składek na ubezpieczenia

społeczne, zaliczka na podatek dochodowy), z których płacobiorca z natury rzeczy nie może korzystać ani

według swoich potrzeb ani według swojej woli. Prowadzenie dalszej analizy w odniesieniu do płac netto,

obliczanych według uprzednio prezentowanej przeze mnie metodyki43

, przynosi rezultaty niezupełnie zgodne z dużą częścią głoszonych w publicystyce i literaturze opinii.

Po oszacowaniu nominalnych granic grup decylowych netto dla lat 1992-2012, sprowadzono je do

wartości porównywalnych w czasie. Wykorzystując nawiązania łańcuchowe miesięcznych wskaźników wzrostu cen towarów i usług konsumpcyjnych dochodzi się do wniosku, że na przykład 100 zł z września

1992 roku było równoważne 132 zł z września 1993 roku, 156 złotym z marca 1994 roku i przeskakując do

bardziej współczesnych czasów 494 złotym z października 2008 roku, 526 złotym z października 2010 roku oraz 566 złotym w październiku 2012 roku. Odwrotnie można powiedzieć, że 100 złotych z października

2012 roku jest równoważnych 92,90 złotym z października 2010 roku, 87,24 złotym z października 2008

roku i znowu cofając się do początku analizowanego okresu, 23,41 złotym z września 1993 roku oraz 17,67

złotym z września 1992 roku. Po wyrażeniu wszystkich danych za lata 1992-2012 w równowartości złotych z września 1992 roku

(a nie w procentach) uzyskano strukturę, w której systematycznie rośnie przede wszystkim realna wartość

42 Wykorzystywano nie dane ogółem, ale niepublikowane, lecz udostępnione przez GUS rozkłady decylowe dla sekcji

PKD i województwa oraz pełniejsze niż publikowane informacje o grupach zawodów. Dane te nie powinny być

traktowane inaczej niż rezultat pilotażu techniki, ponieważ jako ekspert zewnętrzny uczestniczyłem przez kilka lat w

kształtowaniu i ocenie systemu wynagrodzeń w tym przedsiębiorstwie, a więc moje poglądy mogły w jakimś

nieokreślonym stopniu wpływać nie tylko na sposób zbierania i opracowania danych, ale także na ich poziom,

zróżnicowanie i dynamikę. 43 Daszkowski i Grycuk, 2001; Daszkowski, 2002, s. 101; Daszkowski, 2006


płac wysokich, w płacach niższych natomiast nie zawsze był zachowany ich uprzedni poziom, a jego

przyrosty mogą być statystycznie dyskusyjne. Między rokiem 2006 a 2008 GUS w badaniach miar

decylowych wprowadził serię zmian metodologicznych, o nie do końca jasnych konsekwencjach. Dość wyraźny skok realnych wartości wszystkich miar decylowych od 2008 roku nie znajduje odzwierciedlenia w

innych zestawieniach statystycznych (przeciętnych płac, kosztów pracy, rachunków narodowych), a skokowi

towarzyszyło jednorazowe odwrócenie wszystkich istniejących wcześniej i później relacji między przyrostami decylowych miar wynagrodzeń brutto.

W każdym bądź razie, mimo tego skoku ponownie pojawiło się swoiste plateau dla poziomu

realnych wartości płac najniższych, nieco bardziej dostrzegalne, choć niewielkie przyrosty realnych wartości

płac środkowych i zdecydowane przyrosty dla płac najwyższych. Taka rozbieżność, w której nominalnie przyrastają wszystkie płace (Wykres 6 na stronie 15) ale realnie przede wszystkim najwyższe (Wykres 8),

wchodzi w skład warunków koniecznych dla wystąpienia iluzji pieniądza44

.

Wykres 8 Dynamika decylowych miar realnych wartości wynagrodzeń netto w gospodarce polskiej w latach

1992-2012

9. Hipotetyczny mechanizm generowania kwotowych różnic w nominalnych wynagrodzeniach brutto

Spostrzeżenie elementów liniowej dynamiki miar pozycyjnych wynagrodzeń nominalnych brutto

skłoniło do próby zdefiniowania społecznego mechanizmu, który za to odpowiada. We własnych publikacjach przyjmowano, że względnie stała struktura wynikająca ze społecznego podziału pracy i funkcji

we współczesnej instytucji pracy najemnej wyraża się nie tylko hierarchią wartości wynagrodzeń, ale także

hierarchią różnic między nimi45

. W konsekwencji należałoby przewidywać, że zmiana różnicy między

wynagrodzeniem pozycji własnej a wynagrodzeniem pozycji umownie wyższej byłaby zgodna ze społecznym oczekiwaniem i uzyskiwałaby społeczną akceptację tylko wtedy, gdyby jednocześnie

towarzyszyłaby temu choćby nieznaczna i zgodna co do kierunku zmiana różnicy między wynagrodzeniem

pozycji własnej a wynagrodzeniem pozycji umownie niższej. Jest to założenie mocniejsze od założenia o powiększaniu wynagrodzeń o wielkości proporcjonalne tylko do ich wartości początkowych, czyli o tylko

stochastycznej autokorelacji, bowiem w grę wchodzi korelacja między wszystkimi wartościami. Tym samym

44 Daszkowski, 2012; 2010 45 Daszkowski, 2002, s. 141

1 decyl

2 decyl

3 decyl

4 decyl

5 decyl

6 decyl

7 decyl

8 decyl

9 decyl

0 zł

100 zł

200 zł

300 zł

400 zł

500 zł

600 zł

700 zł

800 zł

900 zł

1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014

realn

a w

art

ość

pła

cy n

etto

wob

ec I

X 1

992


struktura społeczna jest rozumiana jako wzorzec dynamiki tego, co Giddens nazywa strukturacją46

, czyli

„[uporządkowanymi] w czasie i przestrzeni [praktykami społecznymi] […] stale [odtwarzanymi] za pomocą

środków właściwych […] [aktorom społecznym]”47

. Jest to też zgodne z coraz bardziej rozpowszechnionymi i nagłośnionymi dzięki tzw. nagrodom Nobla z ekonomii ujęciami ekonomii instytucjonalnej i

behawioralnej48

.

Na podstawie dynamiki do 1999 roku założono także, że dla większości pozycji również i później względny udział ich wynagrodzeń w „funduszu płac” (wynikowej sumie wynagrodzeń brutto) może się

zmniejszać (Wykres 9), pod warunkiem niezmniejszania ich realnej wartości (Wykres 8), a stosunek liczby

udziałów zwiększanych do liczby udziałów zmniejszanych staje się wyznacznikiem dynamiki zmian we

współczynnikach asymetrii i smukłości rozkładów wynagrodzeń. Współczynniki te, w przeciwieństwie do miar tendencji centralnej i miar rozpiętości nie są uwzględniane ani w decydowaniu o indywidualnych

płacach, ani w projektowaniu polityki płacowej. Można więc sądzić, że ich poziom i dynamika

odzwierciedlają dla polityki płacowej te jej skutki, które nie były deklarowane jako cele do osiągnięcia. Ze względu na swą budowę i ujęte w niej oznaczenia Wykres 9 umożliwia odczytanie stosunków

zarobków między dowolnie wybieranymi lub dowolnie zestawianymi grupami decylowymi (np. 10%

najlepiej zarabiających w październiku 2012 uzyskało 27,6/3,8=7,26 więcej niż 10% najniżej zarabiających).

Wykres 9. Podział sumy wynagrodzeń brutto między grupy decylowe według badań GUS od 1989 do 2012.

46 Daszkowski 2002, s. 140-159; 2008a, s. 152-154: „Posługiwanie się pojęciem struktury społecznej w jego ogólnym

sensie jest bardzo trudne, ponieważ ma ono, jak wiele innych (np. gra, anarchia, sztuka, tragedia), tak zwaną rodzinę

znaczeń, czyli szereg podzbiorów desygnatów połączonych jedynie częściowym podobieństwem, bez cech wspólnych dla

nich wszystkich. Dlatego też o strukturze społecznej świadczą konsekwencje jej istnienia w skali całej gospodarki, czyli

na przykład relacja między stabilnością i dynamiką miar rozkładów wynagrodzeń w dostępnych dla analizy przekrojach statystycznych.

Założenie o wpływie względnie stałej struktury społecznej na rozkład wynagrodzeń ma teoretyczny charakter.

Jeżeli jest ono spełnione, to, po pierwsze, rozkłady wynagrodzeń z kilku kolejnych lat powinny się charakteryzować

bardzo podobnymi właściwościami, w wyraźnie słabszym związku ze zmianami koniunktury rynkowej. Po drugie, w

sytuacji rosnącego „funduszu płac” powiększanie różnic między wynagrodzeniami wysokimi powinno być

intensywniejsze od zmiany różnic między wynagrodzeniami niskimi, co w miernikach statystycznych znajdowałoby

wyraz jako szybszy przyrost wynagrodzeń wysokich.” 47 Giddens, 2003/1984, s. 40 48 North, 2014/2005; Williamson, 1998/1985; Coase, 2013/1988; Ostrom, 2013/1990; Kahneman, 2012/2011

I

-1,2

3,8

3,7

3,4

3,4

3,5

3,5

3,8

3,8

4,0

4,0

4,0

4,0

4,2

4,5

4,6

4,6

5,0

II

-1,9

4,6

4,7

4,6

4,5

4,6

4,7

5,0

5,1

5,3

5,2

5,2

5,4

5,4

5,7

5,9

6,0

6,5

III

-1,8

5,6

5,7

5,7

5,5

5,6

5,7

5,9

6,1

6,2

6,1

6,1

6,2

6,3

6,6

6,8

6,9

7,4

IV

-1,6

6,5

6,7

6,6

6,5

6,5

6,7

6,8

6,9

7,0

6,9

7,0

7,1

7,2

7,5

7,6

7,7

8,1

V

-1,4

7,5

7,7

7,7

7,5

7,5

7,6

7,7

7,8

7,9

7,8

7,9

7,9

8,0

8,3

8,4

8,5

8,9

VI

-1,0

8,6

8,8

8,7

8,6

8,6

8,7

8,8

8,8

8,9

8,8

8,8

8,9

9,0

9,2

9,2

9,3

9,6

VII

-0,7

9,8

10,1

10

9,9

9,9

10,0

10,0

10,0

10,0

9,9

10,0

10,0

10,1

10,3

10,3

10,3

10,5

VIII

0,0

11,6

11,7

11,6

11,6

11,6

11,7

11,6

11,6

11,6

11,6

11,6

11,6

11,7

11,7

11,7

11,6

11,6

IX

1,0

14,4

14,3

14,4

14,5

14,4

14,4

14,3

14,3

14,1

14,3

14,4

14,3

14,4

14,1

14,0

13,9

13,4

X

8,7

27,6

26,6

27,3

28

27,8

27,0

26,1

25,6

25,0

25,4

25,0

24,6

23,7

22,1

21,6

21,2

18,9

% 10% 20% 30% 40% 50% 60% 70% 80% 90% 100%

decyl

X'12-IX'89

X 12

X 10

X 08

X 06

X 04

X 02

X 01

X 99

X 98

IX 97

IX 96

IX 95

IX 94

IX 93

IX 92

IX 91

IX 89


Dla zbadania obrazów przyrostów wynagrodzeń w poszczególnych okresach wybrano najprostszą z

możliwych metod, nie wymagającą żadnych założeń o kształtach zależności, poziomach autokorelacji lub

niezależności błędów. Wykres 10 nie zapewnia jeszcze ani wystarczającej czytelności ani akceptowalnej interpretacji, choć wydaje się, że nieregularne, zamazane przez ilość danych i przez rysunkową perspektywę

zmiany są w zasadzie zgodne z przewidywaniem. Celowe jest więc numeryczne ustalenie, czy w każdym

okresie wyższa miara pozycyjna brutto przyrastała szybciej od każdej miary niższej.

Wykres 10. Kwoty nominalnych przyrostów miar decylowych brutto ogółem w między poszczególnymi

okresami z badań GUS za lata 1992-2012

Dla wszystkich dziewięciu decylowych miar pozycyjnych porównano więc przyrosty w 16

poszczególnych okresach. Oznaczało to po 36 porównań dla kolejnego okresu i owocowało łącznie 576 porównaniami zgrupowanymi w 16 zestawień, z których każde dotyczyło tylko jednego okresu.

Tabela 2. Porównanie przyrostów miar decylowych od X 2008 do X 2010

Czy w kolejnym okresie przyrost miary decylowej o numerze z kolumny jest większy

od przyrostu miary decylowej o niższym numerze z wiersza? Liczba

potwierdzeń 1 2 3 4 5 6 7 8 9

1 NIE TAK TAK TAK TAK TAK TAK TAK 7

2 TAK TAK TAK TAK TAK TAK TAK 7

3 TAK TAK TAK TAK TAK TAK 6

4 TAK TAK TAK TAK TAK 5

5 TAK TAK TAK TAK 4

6 TAK TAK TAK 3

7 TAK TAK 2

8 TAK 1

9

Razem 35

Jako procent wszystkich możliwych porównań 97,22%

W analizie przyrostów miar pozycyjnych nominalnych brutto dla 16 okresów tylko w jednym

przypadku (zilustrowanym na powyższej tablicy) przyrost niższej miary był większy od przyrostu wyższej

miary. Różnica taka (0,20 zł) była zarazem znacznie mniejsza niż wynosi prawdopodobny błąd oszacowania

1 decyl

2 decyl

3 decyl

4 decyl

5 decyl6 decyl7 decyl8 decyl9 decyl

-50 zł

150 zł

350 zł

550 zł

750 zł

950 zł

od

IX

'92 d

o X

'93

od

IX

'93 d

o I

II'9

4

od

III

'94

do I

X'9

4

od

IX

'94 d

o I

X'9

5

od

IX

'95 d

o I

II'9

6

od

III

'96

do I

X'9

6

od

IX

'96 d

o I

X'9

7

od

IX

'97 d

o X

'98

od

X'9

8 d

o X

'99

od

X'9

9 d

o X

'01

od

X'0

1 d

o X

'02

od

X'0

2 d

o X

'04

od

X'0

4 d

o X

'06

od

X'0

6 d

o X

'08

od

X'0

8 d

o X

'10

od

X'1

0 d

o X

'12

Prz

yro

sty

no

min

aln

e b

rutt

o


tych miar. Tym samym 99,83% procent wszystkich porównań (575 z 576) było zgodnych z

przewidywaniem, a Wykres 11 odzwierciedla wzorzec skumulowanej dynamiki kwotowych przyrostów.

Wykres 11. Skumulowane kwoty przyrostów miar decylowych wynagrodzeń nominalnych brutto od

września 1992 roku – wersja niby-trójwymiarowa.

Bardziej czytelny, chociaż uboższy obraz tego samego skumulowanego porównania za wszystkie

okresy łącznie przedstawia kolejny wykres 12.

Wykres 12. Skumulowane kwoty przyrostów miar decylowych wynagrodzeń nominalnych brutto od

września 1992 roku – wersja dwuwymiarowa.

1 decyl

2 decyl

3 decyl

4 decyl5 decyl6 decyl7 decyl8 decyl9 decyl

0 zł

1 000 zł

2 000 zł

3 000 zł

4 000 zł

5 000 zł

6 000 zł

do X

'93

do I

II'9

4

do I

X'9

4

do I

X'9

5

do I

II'9

6

do I

X'9

6

do I

X'9

7

do X

'98

do X

'99

do X

'01

do X

'02

do X

'04

do X

'06

do X

'08

do X

'10

do X

'12

Prz

yro

sty

no

min

aln

e b

rutt

oo

d w

rześ

nia

19

92

1 decyl

2 decyl

3 decyl

4 decyl

5 decyl

6 decyl

7 decyl

8 decyl

9 decyl

0 zł

1 000 zł

2 000 zł

3 000 zł

4 000 zł

5 000 zł

6 000 zł

1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009 2011 2013

Prz

yro

sty

no

min

aln

e b

rutt

o o

d I

X'9

2


Gdyby skumulowane przyrosty kwot nominalnych brutto nie zachowywały postulowanego

uporządkowania, to linie łączące te same miary w różnych okresach przecinałyby się, przy mniejszym nasileniu tego efektu utrudniając, a przy większym wręcz uniemożliwiając orientację.

10. Krótkoterminowe różnice procentowych przyrostów wynagrodzeń nominalnych brutto

Czasem twierdzi się, że gdy wysokie wynagrodzenia rosną o większe kwoty niż wynagrodzenia

niskie, to te wyższe kwoty mogą być mniejszym procentem swojej początkowej wartości. I znowu analiza

procentowych przyrostów w poszczególnych okresach na podstawie wykresu (Wykres 13 na str. 22) jest trudna i niepewna, a więc jej inna forma zostanie najpierw przedstawiona jako Tabela 3. Dla każdego

porównania procentowego przyrostu miar decylowych przewiduje się, że między kolejnymi badaniami GUS

każda wyższa miara wzrośnie o większy procent swojej początkowej wartości niż miara niższa. Każdy wiersz poniższej Tabeli 3 został skonstruowany jako kumulacyjnie narastająca synteza

(wartości dwu ostatnich wierszy) najpierw tabel odpowiednio analogicznych do Tabeli 2 (kolumny 2 i 3 w

Tabeli 3), a potem jako dalsza synteza przywoływanej w tym wierszu tabeli wraz ze wszystkimi ją

poprzedzającymi we wcześniejszych wierszach (kolumny 4 i 5). A więc widoczny jest zarówno stopień potwierdzenia przewidywań z poszczególnych kolejnych okresów, jak i narastająco stopień potwierdzenia

łącznie dla wszystkich razem. Dla odrębnego okresu wartością procentowego odniesienia jest zawsze 36

(liczba porównań między dziewięcioma miarami), a łączne procentowe odniesienie narastająco jest co okres zwiększane o właśnie taką liczbę.

Tabela 3. Liczby i odsetki potwierdzeń większego przyrostu procentowego decylowych miar wyższych w

porównaniach wynagrodzeń nominalnych brutto między badaniami

Liczba potwierdzeń

przewidywania dla

pojedynczego

okresu

Procent

potwierdzeń

przewidywania w

pojedynczym

okresie

Łączna liczba

wszystkich

potwierdzeń

przewidywania

narastająco od

IX’92 do końca

danego okresu

Łączny procent

wszystkich

potwierdzeń

przewidywania

narastająco od

IX’92 do końca

danego okresu

od IX'92 do IX'93 33 91,67% 33 91,67% od IX'93 do III'94 34 94,44% 67 93,06% od III'94 do IX'94 36 100,00% 103 95,37%

od IX'94 do IX'95 27 75,00% 130 90,28% od IX'95 do III'96 13 36,11% 143 79,44% od III'96 do IX'96 35 97,22% 178 82,41%

od IX'96 do IX'97 34 94,44% 212 84,13% od IX'97 do X'98 1 2,78% 213 73,96% od X'98 do X'99 36 100,00% 249 76,85% od X'99 do X'01 34 94,44% 283 78,61%

od X'01 do X'02 34 94,44% 317 80,05% od X'02 do X'04 36 100,00% 353 81,71% od X'04 do X'06 35 97,22% 388 82,91%

od X'06 do X'08 0 0,00% 388 76,98% od X'08 do X'10 12 33,33% 400 74,07% od X'10 do X'12 21 58,33% 421 73,09%

Choć zatem zdarza się, że między kolejnymi badaniami GUS jakieś wyższe miary decylowe

wynagrodzeń nominalnych brutto przyrastają o mniejszy procent niż miary niższe, to w dłuższych okresach

częściej (w około 75% przypadków – ostatnia kolumna tabeli 3) wyższe miary rosną jednocześnie o większy procent i o większą kwotę niż miary niższe. Nie jest to jednak zbyt wyraźnie zauważalne w porównaniach

tylko dwu badań – aktualnego i bezpośrednio poprzedzającego (pierwsza i druga kolumna w tabeli 3 oraz

cały Wykres 13).


Wykres 13. Procentowe przyrosty decylowych miar wynagrodzeń nominalnych brutto w między kolejnymi

badaniami GUS od 1992 do 2012

11. Długoterminowe różnice procentowych przyrostów wynagrodzeń nominalnych brutto

Długoterminowo ważniejsze od międzyokresowych zmian są ich kumulujące się rezultaty. W

przypadku kwotowych przyrostów nominalnych miar decylowych brutto rzecz była jasna od razu i nie

wymagała dodatkowej analizy: jeżeli wszystkie przyrosty odbywają się według jednego wzorca (kwota

wszystkich nominalnych przyrostów wyższych miar decylowych we wszystkich kolejnych okresach jest każdorazowo z jednym tylko wyjątkiem większa od przyrostów miar niższych), to suma przyrostów

wyższych miar musi przekraczać sumę równolicznych przyrostów miar niższych. Dlatego zbędne były

wtedy tabele takie, jak Tabela 3 powyżej (str. 21) i Tabela 4 poniżej (str. 23). Dla okresów zawsze zaczynających się od września 1992 ale kończących się w datach kolejnych

badań, procentowe przyrosty nominalne obliczane kumulatywnie od stanu wyjściowego, z wyjątkiem trzech

przypadków dla pierwszego przyrostu, są zgodne z przewidywaniem. Tak więc, nawet gdy zdarzają się

przypadki, że w jakimś krótkim okresie wyższy przyrost kwotowy jest jednocześnie niższym

przyrostem procentowym (ma to miejsce przeciętnie w około 25% porównań krótkoterminowych), to

w każdym dłuższym okresie wyższy przyrost kwotowy jest jednocześnie wyższym przyrostem

procentowym, co dalej dość wyraźnie pokazuje Wykres 14 i Wykres 15. Porównywanie procentowego przyrostu każdej miary decylowej z odpowiednimi procentowymi przyrostami wszystkich innych miar za

coraz dłuższe okresy (druga i trzecia kolumna tabeli 4) oraz sumowanie liczby porównań (kolumna 4 i 5

tabeli 4) daje świadectwo konsekwencji w długoterminowych zmianach.

1 decyl

2 decyl3 decyl4 decyl5 decyl6 decyl7 decyl8 decyl9 decyl

-10%

0%

10%

20%

30%

40%

od

X'9

2 d

o X

'93

od

X'9

3 d

o I

II'9

4

od

III

'94

do I

X'9

4

od

IX

'94 d

o I

X'9

5

od

IX

'95 d

o I

II'9

6

od

III

'96

do I

X'9

6

od

IX

'96 d

o I

X'9

7

od

IX

'97 d

o X

'98

od

X'9

8 d

o X

'99

od

X'9

9 d

o X

'01

od

X'0

1 d

o X

'02

od

X'0

2 d

o X

'04

od

X'0

4 d

o X

'06

od

X'0

6 d

o X

'08

od

X'0

8 d

o X

'10

od

X'1

0 d

o X

'12

Pro

cen

tow

e p

rzy

rost

y n

om

ina

lne

bru

tto

od

IX

'92


Tabela 4. Liczby i odsetki potwierdzeń większego przyrostu procentowego decylowych miar wyższych w

porównaniach wynagrodzeń nominalnych brutto dla coraz dłuższych okresów.

Okresy od IX’92

Liczba potwierdzeń

przewidywania w okresach od IX’92

Procent

potwierdzeń

przewidywania w okresach

Potwierdzenia

przewidywań

narastająco od IX’92 do końca danego

okresu

Procent potwierdzeń

przewidywania

narastająco od IX’92 do końca danego

okresu

do IX'93 33 91,67% 33 91,67%

do III'94 36 100,00% 69 95,83% do IX'94 36 100,00% 105 97,22% do IX'95 36 100,00% 141 97,92%

do III'96 36 100,00% 177 98,33% do IX'96 36 100,00% 213 98,61% do IX'97 36 100,00% 249 98,81% do X'98 36 100,00% 285 98,96%

do X'99 36 100,00% 321 99,07% do X'01 36 100,00% 357 99,17% do X'02 36 100,00% 393 99,24%

do X'04 36 100,00% 429 99,31% do X'06 36 100,00% 465 99,36% do X'08 36 100,00% 501 99,40% do X'10 36 100,00% 537 99,44%

do X'12 36 100,00% 573 99,48%

Wykres 14. Skumulowane przyrosty procentowe miar decylowych wynagrodzeń nominalnych brutto od

września 1992 roku – wersja niby-trójwymiarowa.

1 d

ecyl

2 d

ecyl

3 d

ecyl

4 d

ecyl

5 d

ecyl

6 d

ecyl

7 d

ecyl

8 d

ecyl

9 d

ecyl

0%

200%

400%

600%

800%

1000%

1200%

1400%

Pro

cen

tow

e p

rzy

rost

y n

om

ina

lnych

mia

r d

ecy

low

ych

bru

tto

od

IX 1

99

2


Wykres 15. Skumulowane przyrosty procentowe miar decylowych wynagrodzeń nominalnych brutto od

września 1992 roku – wersja dwuwymiarowa.

12. Krótko- i długoterminowe różnice kwotowych miar decylowych wynagrodzeń realnych netto

Krótkoterminowe zmiany miar decylowych wynagrodzeń realnych netto (w przeliczeniu różnicy

każdej miary na złote o wartości z września 1992 – zob. stronę 16) obrazuje Wykres 16.

Wykres 16. Kwoty realnych przyrostów miar decylowych netto ogółem w między poszczególnymi okresami z badań GUS za lata 1992-2012


9 decyl

0%

100%

200%

300%

400%

500%

600%

700%

800%

900%

1000%

1100%

1200%

1300%

1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009 2011 2013

Pro

cen

tow

e p

rzy

rost

y n

om

ina

lne

bru

tto

od

IX

'92

1 decyl

2 decyl

3 decyl

4 decyl5 decyl

6 decyl7 decyl

8 decyl9 decyl

-20 zł

0 zł

20 zł

40 zł

60 zł

80 zł

100 zł

120 zł

140 zł

od

IX

'92 d

o X

'93

od

IX

'93 d

o I

II'9

4

od

III

'94

do I

X'9

4

od

IX

'94 d

o I

X'9

5

od

IX

'95 d

o I

II'9

6

od

III

'96

do I

X'9

6

od

IX

'96 d

o I

X'9

7

od

IX

'97 d

o X

'98

od

X'9

8 d

o X

'99

od

X'9

9 d

o X

'01

od

X'0

1 d

o X

'02

od

X'0

2 d

o X

'04

od

X'0

4 d

o X

'06

od

X'0

6 d

o X

'08

od

X'0

8 d

o X

'10

od

X'1

0 d

o X

'12P

rzy

rost

y n

etto

w r

ów

now

art

ośc

i zl

otó

wk

i z

IX'9

2


Powtórzenie całego poprzedniego postępowania z rozdziałów 9. – 11. (strony 17 – 22) dla wartości

realnych netto jest celowe, bo w badaniu dynamiki nominalnych wynagrodzeń brutto nie bierze się pod

uwagę ani zmian realnej wartości pieniądza w czasie ani zmian w relacjach między nominalną płacą brutto i nominalną płacą netto (por. strona 16). Dlatego wszystkie analizy dynamiki stosunków między miarami

decylowymi wynagrodzeń nominalnych brutto powinny być także przeprowadzone dla miar decylowych

wynagrodzeń realnych netto, choćby ze względu na potencjalne działanie tzw. iluzji pieniądza49

. Zresztą z samego porównania wykresu 16 na stronie 24 (zmiany realne netto) z wykresem 10 na stronie 19 (zmiany

nominalne brutto) lub wykresu 7 na stronie 14 z wykresem 8 na stronie 16 widać, że zależność między

zmianami nominalnymi brutto a zmianami realnymi netto nie jest ani oczywista ani jednoznaczna.

W Tabeli 5 nie ujawniano już wykorzystywanych liczb szczegółowych, tylko ich procentowe oceny, dzięki czemu inaczej niż w oddzielnych rozdziałach 9. – 11 i tabelach 3 i 4, dane z poszczególnych okresów

oraz z ich długoterminowych kumulacji zostały niejako skondensowane do jednej tablicy i jednego

rozdziału. Nieco utrudnia to porównywanie danych z różnych tabel, bo tabela 5 nie ma odpowiednika w żadnej wcześniejszej tabeli dla kwotowych przyrostów wynagrodzeń nominalnych brutto (nie została

stworzona, gdyż niemal wszystkie wartości wynosiły nudne 100% – zob. strony 19-20), a kumulacja była

sumą nie wymagającą żadnej dodatkowej kontroli.

Tabela 5. Potwierdzenia krótko- i długoterminowej zgodności przewidywanych różnic w kwotach realnych

przyrostów miar decylowych wynagrodzeń netto

Procent

potwierdzeń w

pojedynczym

okresie

Łączny procent

potwierdzeń w

pojedynczych

okresach od X’92 do

końca danego okresu

Procent

potwierdzeń dla

każdego okresu

od X’92 do końca

danego okresu

Łączny procent

potwierdzeń dla

każdego okresu

od X’92 do końca

danego okresu

od X'92 do X'93 75,00% 75,00% 75,00% 75,00%

od X'93 do III'94 66,67% 70,83% 91,67% 83,33%

od III'94 do IX'94 100,00% 80,56% 97,22% 87,96%

od IX'94 do IX'95 100,00% 85,42% 100,00% 90,97%

od IX'95 do III'96 100,00% 88,33% 100,00% 92,78%

od III'96 do IX'96 97,22% 89,81% 100,00% 93,98%

od IX'96 do IX'97 100,00% 91,27% 100,00% 94,84%

od IX'97 do X'98 75,00% 89,24% 100,00% 95,49%

od X'98 do X'99 100,00% 90,43% 100,00% 95,99%

od X'99 do X'01 100,00% 91,39% 100,00% 96,39%

od X'01 do X'02 97,22% 91,92% 100,00% 96,72%

od X'02 do X'04 50,00% 88,43% 100,00% 96,99%

od X'04 do X'06 100,00% 89,32% 100,00% 97,22%

od X'06 do X'08 100,00% 90,08% 100,00% 97,42%

od X'08 do X'10 91,67% 90,19% 100,00% 97,59%

od X'10 do X'12 66,67% 88,72% 100,00% 97,74%

Dwie równoważne, choć graficznie odmienne wersje zobrazowania kumulowanych stopniowo kwotowych przyrostów miar decylowych wynagrodzeń realnych netto przedstawiają wykresy 17 i 18.

49 Daszkowski, 2010; 2012: „tendencja do reagowania na zmiany w zasobach pieniężnych nawet wówczas, gdy zmiany

te nie wiążą się ze zmianami realnej wartości tych zasobów” lub „tendencja do myślenia w raczej nominalnych niż

realnych wartościach pieniężnych” (Blaug, 2000, str. 177; Shafir, Diamond, Tversky, 1997, s. 341).


Wykres 17. Skumulowane przyrosty kwotowe miar decylowych wynagrodzeń realnych netto od września

1992 roku – wersja niby-trójwymiarowa

Wykres 18. Skumulowane przyrosty kwotowe miar decylowych wynagrodzeń realnych netto od września

1992 roku – wersja dwuwymiarowa

1 d

ecyl

2 d

ecyl

3 d

ecyl

4 d

ecyl

5 d

ecyl

6 d

ecyl

7 d

ecyl

8 d

ecyl

9 d

ecyl

-50 zł

0 zł

50 zł

100 zł

150 zł

200 zł

250 zł

300 zł

350 zł

400 zł

450 zł

Prz

yro

st o

d I

X'9

2 w

ró

wn

ow

art

ośc

i z

łoto

wk

i z

teg

o m

iesi

ąca

1 decyl

2 decyl

3 decyl

4 decyl

5 decyl

6 decyl

7 decyl

8 decyl

9 decyl

-50 zł

0 zł

50 zł

100 zł

150 zł

200 zł

250 zł

300 zł

350 zł

400 zł

450 zł

1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009 2011 2013

Prz

yro

st r

ealn

y w

ró

wn

ow

art

ośc

i zl

ote

go

z I

X 1

99

2

Przyrosty od IX'1992


13. Krótko- i długoterminowe procentowe różnice miar decylowych wynagrodzeń realnych netto

Procentowe przyrosty miar decylowych wynagrodzeń realnych netto powtarzają wzorzec z poprzednich rozdziałów: nie całkiem konsekwentne, chociaż najczęściej zgodne z przewidywaniem zmiany

w krótkich okresach (kolumny 2 i 3 tabeli 6 oraz wykres 19), ale niemal całkowita zgodność z

przewidywaniem w okresach dłuższych (kolumny 4 i 5 tabeli 6 oraz wykresy 20 i 21)

Tabela 6. Potwierdzenia krótko- i długoterminowej zgodności przewidywanych różnic procentowych w przyrostach miar decylowych wynagrodzeń realnych netto

Procent

potwierdzeń w

pojedynczym

okresie

Łączny procent

wszystkich potwierdzeń

w pojedynczych

okresach od X’92 do

końca danego okresu

Procent

potwierdzeń dla

każdego okresu

od X’92 do końca

danego okresu

Łączny procent

wszystkich potwierdzeń

dla każdego okresu od

X’92 do końca danego

okresu

od X'92 do X'93 91,67% 91,67% 91,67% 91,67% od X'93 do III'94 94,44% 93,06% 100,00% 95,83% od III'94 do IX'94 100,00% 95,37% 100,00% 97,22%

od IX'94 do IX'95 72,22% 89,58% 100,00% 97,92% od IX'95 do III'96 97,22% 91,11% 100,00% 98,33% od III'96 do IX'96 97,22% 92,13% 100,00% 98,61%

od IX'96 do IX'97 94,44% 92,46% 100,00% 98,81% od IX'97 do X'98 2,78% 81,25% 100,00% 98,96% od X'98 do X'99 100,00% 83,33% 100,00% 99,07% od X'99 do X'01 94,44% 84,44% 100,00% 99,17%

od X'01 do X'02 94,44% 85,35% 100,00% 99,24% od X'02 do X'04 100,00% 86,57% 100,00% 99,31% od X'04 do X'06 97,22% 87,39% 100,00% 99,36%

od X'06 do X'08 0,00% 81,15% 100,00% 99,40% od X'08 do X'10 44,44% 78,70% 100,00% 99,44% od X'10 do X'12 63,89% 77,78% 100,00% 99,48%

Wykres 19. Procentowe przyrosty miar decylowych wynagrodzeń realnych netto między poszczególnymi

okresami z badań GUS za lata 1992-2012

1 decyl


-10%

0%

10%

20%

30%

od

X'9

2 d

o X

'93

od

X'9

3 d

o I

II'9

4

od

III

'94

do I

X'9

4

od

IX

'94 d

o I

X'9

5

od

IX

'95 d

o I

II'9

6

od

III

'96

do I

X'9

6

od

IX

'96 d

o I

X'9

7

od

IX

'97 d

o X

'98

od

X'9

8 d

o X

'99

od

X'9

9 d

o X

'01

od

X'0

1 d

o X

'02

od

X'0

2 d

o X

'04

od

X'0

4 d

o X

'06

od

X'0

6 d

o X

'08

od

X'0

8 d

o X

'10

od

X'1

0 d

o X

'12

Pro

cen

tow

e p

rzy

rost

y r

ealn

e n

etto

o

d IX

'92


Wykres 20. Skumulowane przyrosty procentowe miar decylowych wynagrodzeń realnych netto od września

1992 roku – wersja niby-trójwymiarowa.

Wykres 21. Skumulowane przyrosty procentowe miar decylowych wynagrodzeń realnych od września 1992 roku – wersja dwuwymiarowa.

1 d

ecyl

2 d

ecyl

3 d

ecyl

4 d

ecyl

5 d

ecyl

6 d

ecyl

7 d

ecyl

8 d

ecyl

9 d

ecyl

-20%

0%

20%

40%

60%

80%

100%

120%

Prz

yro

st o

d I

X'9

2 w

ró

wn

ow

art

ośc

i z

łoto

wk

i z

teg

o m

iesi

ąca

1 decyl

2 decyl

3 decyl

4 decyl5 decyl6 decyl

7 decyl8 decyl

9 decyl

-20%

-10%

0%

10%

20%

30%

40%

50%

60%

70%

80%

90%

100%

110%

1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009 2011 2013

Pro

cen

tow

y p

rzy

rost

rea

lny

od

wa

rto

ści

z IX

'19

92

Przyrosty od IX'1992


14. Konkluzje i kontrowersje

Motywacyjna teoria wartości oczekiwanej powstała w nurcie fascynacji ogólną koncepcją subiektywnie oczekiwanej użyteczności (SEU=Subjective Expected Utility), a więc wywodziła się z tego

samego źródła, które w drugiej połowie XX wieku zasiliło wiele modeli makroekonomicznych. Jednak

znalazła się na marginesie niemal wszystkich teorii i wynikających z nich modeli makroekonomicznych z powodów, które nie są zbyt wyraźne. Przede wszystkim, konkurowała z nienaukową ideą tzw. hierarchii

potrzeb w jej kilku rzekomo psychologicznych wersjach. Żadna z nich nie jest naukowa, gdyż są

empirycznie niefalsyfikowalne, a ich popularność wśród ekonomistów wiąże się z podobieństwem do zasady

malejącej użyteczności nakładów (użyteczności krańcowej), traktowanej przez nich jako fundamentalna. W psychologii podstawową jednostką analizy jest osoba ludzka. Zachowania wielu osób, choćby

połączonych dowolnymi więzami i nawet traktowanych jako konceptualne zbiory (społeczeństwo czy

organizacja), zawsze (choć często zaledwie pozornie i na siłę) są rozpatrywane w kategoriach cech dystrybutywnych, przysługujących tylko ludzkim osobom. W ekonomii natomiast, modele bazują przede

wszystkim na cechach kolektywnych (często o postaci „stylizowanych faktów” – por. strona 10), będących

właściwościami zbiorów, a nie elementów tych zbiorów. W szczególności, modele ekonomiczne bardzo

często są obciążone błędami złożenia i podziału, to znaczy traktowaniem istnienia cech kolektywnych jako wystarczającej i koniecznej przesłanki do charakteryzowania cech dystrybutywnych. W innym ujęciu można

to określić jako niewspółmierność indywidualizmu metodologicznego z holizmem metodologicznym50

.

Własne stanowisko w tej sprawie nie polega na kategorycznym opowiedzeniu się po stronie cech dystrybutywnych lub kolektywnych, czy indywidualizmu lub holizmu. Chodzi raczej o to, aby

zidentyfikować sposób formowania i oddziaływania cech dystrybutywnych na kolektywne i odwrotnie. Taka

cecha dystrybutywna jak indywidualne prawdopodobieństwo osiągnięcia nagrody o danej wartości zależy nie tylko od właściwości jednostki (siła fizyczna, wytrzymałość, zdolności, wiedza i umiejętności), ale także

od warunków kolektywnych (systemy współpracy i usytuowania społecznego oraz związanego z tym

wynagradzania materialnego i niematerialnego). Z kolei warunki kolektywne wpływają na dynamikę

zachowań dotyczących cech dystrybutywnych: na przykład rozwijanie siły fizycznej i wytrzymałości poprzez trening wynika z innych oddziaływań społecznych i prowadzi do innych konsekwencji niż

pogłębianie wiedzy poprzez wizyty w bibliotece.

W świetle dostępnych, choć niezbyt precyzyjnych danych publicznej statystyki ekonomicznej (por. s. 6) możliwe jest wskazanie, jak rozkłady prawdopodobieństw otrzymania płac o wysokościach

wyróżnionych w postaci miar decylowych zależą od niektórych, niestety tylko pojedynczo rozpatrywanych,

wyznaczników położenia w strukturze społecznej (np. wykształcenie – Wykres 5 na stronie 13 lub grupa zawodowa – Wykres 4 na stronie 12). Jednocześnie długoterminowa dynamika takich rozkładów na tle

narzucających się wzorców kontrolnych (Wykres 1 na stronie 7, Wykres 2 na stronie 8, Wykres 7 na stronie

15) sprawia wrażenie realizowania pewnego względnie stałego mechanizmu różnicowania wynagrodzeń,

których bezwzględne (kwotowe) i względne (procentowe) przyrosty zależą przede wszystkim od wartości początkowych (autokorelacji), a nie od innych zmiennych ekonomicznych. Mechanizm taki jest słabo

dostrzegalny lub wręcz niedostrzegalny w analizach krótkoterminowych (Wykres 10 na stronie 19, Wykres

13 na stronie 22, Wykres 16 na stronie 24, Wykres 19 na stronie 27), ale nie ulega wątpliwościom w analizach długoterminowych (Tabela 3, Tabela 4, Tabela 5, Tabela 6, wraz z wykresami 11, 12, 14, 15, 17,

18, 20, 21).

Z praktycznego punktu widzenia dla zarządzania istotna jest wskutek tego możliwość

przewidywania przyszłych wartości miar decylowych wynagrodzeń w otoczeniu organizacji. W latach 1998-2012 znajomość danych dla tylko jednego miesiąca roku N, roku N-2 i roku N-4 pozwalała na liniową

predykcję wartości miar wynagrodzeń dla dowolnego miesiąca roku od N+2 do N+3 z dokładnością rzędu

15% (dane dla roku N są przez GUS publikowane w roku N+1 lub nawet N+2). Wydaje się, że jedną z ważnych, a być może najważniejszych przyczyn takiego stanu rzeczy jest

sposób jednostkowego reagowania na zmiany wynagrodzeń w swoim otoczeniu. Pozycja w strukturze

społecznej z samej definicji jest określana przez porównania z innymi pozycjami społecznymi, a jej

50 Blackburn, 2004, s. 155 i 169-170; Słownik socjologii i nauk społecznych, 2005, s. 124-125; Watkins 2001, s. 33-37:

„Zasada ta [indywidualizmu metodologicznego] stwierdza, że procesy i zdarzenia społeczne można wyjaśnić dzięki

temu, iż są one dedukowane z (a) zasad rządzących zachowaniem ludzi w nich uczestniczących i (b) opisów sytuacji, w

których oni uczestniczą […]. Przeciwstawna zasada holizmu metodologicznego stwierdza, że zachowanie jednostek

należy wyjaśniać poprzez dedukcję ich z (a) makroskopowych praw, które mają charakter sui generis [z łac.=w swoim

rodzaju] i które stosują się do systemu społecznego jako całości oraz (b) opisów pozycji (lub funkcji), jakie jednostki

zajmują w ramach całości.”


zachowanie wymaga utrzymywania dystansu przede wszystkim z pozycjami niższymi. Zmniejszanie takiego

spostrzeganego dystansu zwłaszcza wtedy, gdy rośnie spostrzegany dystans do pozycji wyższych, może

wywoływać dezaprobatę, której przewidywanie przez wszystkich mających jakikolwiek wpływ na lokalną strukturę wynagrodzeń staje się czynnikiem dodatkowo taką strukturę kształtującym, a więc zbiorem

lokalnych mechanizmów, które dopiero po dłuższym czasie integrują się w globalnie zauważalne skutki.

Nawiązując do bardzo już starych rozważań w ich nie unowocześnionej stylistycznie wersji można by powiedzieć, że utrzymywanie relacji w dystansach wyznaczników płacowych jest swojego rodzaju

kulturowym nawykiem51

bez konieczności zakładania ich ekonomicznego podłoża (por. tekst odsyłający do

przypisu 47 na stronie 18). Co więcej, nawyk taki może być wystarczającym wyjaśnieniem dla generowania

i kultywowania, występującego według Kota52

z ciągle nieznanych powodów, zawsze jednomodalnego, dodatnio wysmukłego i mniej lub bardziej prawostronnie skośnego rozkładu wynagrodzeń i to niezależnie od

kraju, czasu i systemu gospodarczego (Analiza…, 1999, s. 34).

Pojawia się przy tym swojego rodzaju niebezpieczeństwo umotywowanego dążenia raczej do osiągnięcia pozycji społecznej o najkorzystniejszym rozkładzie prawdopodobieństw płacowych niż osiągania

poprzez zaangażowanie wysokich wartości o niskim prawdopodobieństwie na własnej pozycji. Wydaje się

jednocześnie, że tego typu tendencja należy do podstawowych elementów jeżeli nie poziomu instytucji

nieformalnych (P1 – Wykres 22) w ujęciu Williamsona (2000), to przynajmniej poziomu środowiska instytucjonalnego (P2), zmieniającego się w ciągu od 10 do 100 lat, a więc zapewniającego względną,

krótkoterminową stałość działających w nim mechanizmów. Nieuzasadnione może być zatem często

spotykane w ekonomii i zarządzaniu wiązanie poziomu i różnic wynagrodzeń z poziomem P4 o dostosowaniu ciągłym, a nawet wątpliwe jest umieszczanie ich na poziome P3 o dostosowaniu kilkuletnim.

Wykres 22. Regulacyjne funkcje instytucjonalnej struktury społecznej według Williamsona

Obrazy uzyskiwane w przyjętym tu toku analizy nie zawierają żadnych sygnałów o postulowanej na przykład przez Mortensena

53 zależności między produkcyjnością czy wydajnością przedsiębiorstw a

wysokością wynagrodzeń (w sekcji nauki oraz administracji produkcyjność i wydajność są nieuchwytne, w

sekcji finansów liczone inaczej niż w pozostałych sekcjach, a sekcja górnictwa w większej części składa się z nierentownych przedsiębiorstw). Odzwierciedlają natomiast związek między pozaekonomicznymi

wyznacznikami struktury społecznej z jej zagregowaną strukturą władzy wraz z jej obsługą (por. str. 10), a

prawdopodobieństwami uzyskiwania korzystnych wynagrodzeń. Z jednej strony nie jest to dziwne, bo nawet

51

Hume, 1928, s. 53: „Istnieje inna zasada, która nim powoduje, gdy taki wyprowadza wniosek. 73. Zasadą tą jest

nawyknienie lub przysposobienie [w redakcji PWN z 1977 roku, s. 54: Zasadą tą jest nawyk lub przyzwyczajenie]. Gdziekolwiek bowiem powtarzanie się pewnej czynności lub funkcyi wytwarza skłonność do odnawiania się tej samej

czynności lub funkcyi także wtedy, gdy nie pobudza nas do niej żadne rozumowanie ani działanie umysłu, tam zawsze

powiadamy, że skłonność ta jest następstwem nawyknienia. Używając tego wyrazu wcale nie sądzimy, jakobyśmy podali

ostateczną przyczynę tego rodzaju skłonności. Wskazujemy tylko pewną tkwiącą w naturze ludzkiej zasadę, powszechnie

uznaną i dobrze znaną ze swego działania, Może nie potrafimy posunąć naszych badań dalej czyli podać przyczyny tej

przyczyny; w takim razie musimy się zadowolić tem, że jest to zasada ostateczna, jaką możemy wskazać dla wszystkich

naszych wniosków, czerpanych z doświadczenia.” 52 Analiza…, 1999, s. 34 53 Mortensen, 2012, s. 187


w ostentacyjnie życzliwej recenzji polskiego tłumaczenia książki Mortensena (Orczyk, 2012) zauważono, że

„Konsekwencją modelowego ujęcia jest jednak pewne ograniczenie przestrzeni badań, tzn. pominięcie

aspektów politycznych i społecznych czy też niepełne uwzględnienie czynników strukturalnych.” Z drugiej jednak strony, konfrontacja złożonego trybu analizy proponowanej przez Mortensena z prostotą

54 i

oczywistością przedstawianych wyżej tabel i wykresów, na tle poważniejszych oskarżeń ogólnych o

interpretacyjne nadużywanie matematyki w całej ekonomii (Kwaśnicki 2012, Małecki-Tepicht 2012, Wilkin 2012), kojarzy się także z kierowanymi pod innymi adresami, ale zgryźliwymi komentarzami samych

ekonomistów o „przedzieraniu się przez kolczaste zasieki powikłań notacji matematycznych”55

układających

się w „łamigłówki na użytek ekonomistów matematycznych”56

, bo „[...] nie da się oczywiście zachować w

pamięci skomplikowanych różniczek cząstkowych przez kilka stron rozważań algebraicznych, w których zakłada się, że wszystkie te różniczki znikają.”

57 Zresztą nawet matematycy obserwując rozmaite

zastosowania swojej dziedziny, i to niekoniecznie w ekonomii, wymyślali takie słowa jak

„przeabstraholować”58

dla skwitowania niezbyt uzasadnionego używania przesadnie skomplikowanej symboliki pojęć oraz ich przekształceń. Filozofowie już wcześniej formułowali ogólne, a przy tym mądrze

jadowite i ciągle aktualne mimo staroświeckiego stylu uwagi na ten temat59

. Pisarze z kolei, przywołując

mitologiczne postacie, nazywali „prokrustyką”60

zabiegi nazbyt intensywnego dopasowywania wyników do

z góry przyjętych założeń, a taką myśl nasuwa wstępna rezygnacja Mortensena z uwzględniania czynników pozaekonomicznych, przypuszczalnie po to, aby mimo zastrzeżeń o niewielkim procencie wyjaśnianej

wariancji, jednak retorycznie wyolbrzymić działanie samych czynników ekonomicznych. Choć używany

przez Mortensena aparat matematyczny sprawia imponujące wrażenie, to jego testowanie na danych dla tylko jednego okresu z jednego małego i kulturowo

61 oraz płacowo nietypowego kraju (Danii) nie wydaje się

przy tym usprawiedliwiać żadnych pozamodelowych wniosków ogólnych.

Generalnie rzecz biorąc, poszukiwanie najsilniejszych wyznaczników poziomu i zróżnicowania wynagrodzeń powinno rozpoczynać się od analizy dostępnych informacji

62, a nie od przykładania do nich od

razu abstrakcyjnych modeli. Być może, w jakiejś kolejności i z jakimś opóźnieniem na płace wpływa

produkcyjność w sekcji działalności lub w przedsiębiorstwie, złożoność wynagradzanych kwalifikacji,

poziom bezrobocia czy przetargowa siła związków zawodowych. Ale społeczne funkcje abstrakcyjnych modeli niezależnie od intencji ich twórców i użytkowników mogą ulec zmianie, gdy ceną za wykrycie

słabych i zapewne wtórnych związków jest całkowita ślepota na wręcz jaskrawy blask zależności między

rozkładem pozycji w strukturze systemu władzy a rozkładem zagregowanych korzyści. Tego rodzaju modele stają się wtedy bardziej instrumentami socjotechniki (Daszkowski, 2010) i przemocy symbolicznej

63 niż

54 Watkins, 1989, uważany za cokolwiek zbuntowanego następcę Poppera, przykładał dużą wagę do specyficznie przez

siebie rozumianej prostoty teoretycznej (s. 178): „Większa prostota MN [=Mechanika Newtonowska, str. 179] oznacza

natomiast, że osiągnęła ona teoretyczną jedność, poprzez podciągnięcie zjawisk, które uważano za należące do dwu

różnych dziedzin, pod jeden jednolity zbiór praw.” 55 Mayer, 1996, s. 113 56 Blaug, 1995, s. 345 57 Keynes, 1985, s. 325-326 58 Opial, 1966, s. 2 59 Twardowski, 1927, s. 404-405: „Bez względu jednak na to, z jakiej gleby wyrasta w danym razie symbolomania z

pragmatofobią i do jakiej się zalicza odmiany, niepodobna widzieć w niej objawu niewinnego. Może ona wywierać

wpływ ujemny w różnych kierunkach. Przedewszystkiem w dziedzinie badań przez symbolomanów i pragmatofobów

uprawianej. Tendencya do stawiania symbolów ponad rzeczy może prowadzić do tego, że się rzeczy do symbolów

nagina, to znaczy, że się twierdzi o rzeczach to, co wynika z założeń i działań symbolicznych, bez względu na to, co

rzeczy mówią same o sobie albo nawet wbrew temu, co rzeczy same o sobie mówią.” 60 Lem, 1977, s. 339-342 61 np. według Hofstede, Hofstede i Minkova (2011) Dania wśród 76 państw charakteryzuje się jednymi z najniższych

wskaźników dystansu władzy, czyli oczekiwanych i akceptowalnych nierówności (s. 72), a także wskaźników męskości (s. 151) i unikania niepewności (s. 202), na diagramach zaś współzależności (korelacji) między nimi czy innymi

wskaźnikami niemal zawsze sytuuje się w rejonach skrajnie narożnych pozycji (s. 112, 155, 160, 221, 225, 311). 62 np. z wykorzystaniem od dawna znanej zasady, według której „Przyczyny bardzo często wychodzą na jaw dzięki

samemu uszeregowaniu faktów wedle stopnia natężenia jakiejś poszczególnej cechy.” – Herschel, 1955/1830, s 149 63 Bourdieu i Passeron, 1990, s. 60: „Każda władza o przemocy symbolicznej, to znaczy każda władza, której udaje się

narzucić znaczenia, i to narzucić je jako uprawnione, ukrywając układy sił leżące u podstaw jej mocy, dorzuca do

owych układów sił swoja własną moc, to znaczy moc czysto symboliczną.”; Bourdieu i Wacquant (2001), s. 162:

„Przemoc symboliczna jest, mówiąc najprościej jak tylko można, tą formą przemocy, która oddziałuje na podmiot

społeczny przy jego współudziale.”


narzędziami poznania naukowego z jednoczesnymi pozorami ich bezstronności64

. Typowym przykładem

może być wcześniej wzmiankowana publikacja Henryka Domańskiego (2013), który porównując dane

statystyki publicznej ze społecznymi poglądami na zróżnicowanie wynagrodzeń lub dochodów, po prostu pominął silny i jednostronny wpływ wywierany na nie przez zniekształcającą rzeczywistość propagandę

polityków oraz środków masowego przekazu.

Statystyczne testy i oszacowania nie pozwalają przy tym na jednoznaczne i wyczerpujące rozstrzygnięcie, która z teoretycznych koncepcji prowadzi do właściwszej interpretacji otrzymanych

wyników. Zastosowanie któregoś z ekonometrycznych modeli regresji wielokrotnej w badaniach

nieeksperymentalnych prowadzi zwykle do tego, że współczynnik determinancji obliczony dla kilku

niezagregowanych zmiennych niezależnych wyjaśnia nie więcej niż 50% wariancji niezagregowanej zmiennej zależnej, a dodawanie dalszych zmiennych niezależnych nie powoduje już istotnego wzrostu

wyjaśnionej wariancji (dla zmiennych zagregowanych, takich jak przeciętne, uzyskuje się znacznie wyższe

wartości wyjaśnianej wariancji). Wybór tych kilku zmiennych jest przy tym kwestią arbitralnej decyzji badacza, ponieważ korelacje między wybranymi zmiennymi a całą resztą, mniej jego zdaniem ważnych

zmiennych, wchodząc w skład z góry zakładanego błędu, nie ujawniają się w równaniu regresji, pozornie

usprawiedliwiając dokonany wybór. Jeżeli więc istnieją dwa równania ekonometryczne, w których zupełnie

odrębne zbiory zmiennych niezależnych, wyjaśniają taki sam procent wariancji identycznej zmiennej zależnej, to nie można uznać za lepsze jednego z tych równań. Jednocześnie korelacje między tymi

odrębnymi zbiorami zmiennych niezależnych są zwykle tego rodzaju, że połączenie tych zbiorów w jedno

równanie regresji jest bezcelowe, gdyż nie podnosi w istotnym stopniu procentu wyjaśnionej wariancji zmiennej zależnej

65.

Bibliografia

Akerlof G. A., (1970), The Market for "Lemons": Quality Uncertainty and the Market Mechanism. The Quarterly

Journal of Economics 84 (3), s. 488-500

Analiza ekonometryczna kształtowania się płac w Polsce w okresie transformacji, (1999) red. S. M. Kot, Wydawnictwo

Naukowe PWN Warszawa

Blackburn S., (2004), Oksfordzki słownik filozoficzny, Książka i Wiedza Warszawa

Blaug, M. (2000), Teoria ekonomii. Ujęcie retrospektywne. Wydawnictwo Naukowe PWN Warszawa.

Bourdieu P., Passeron J–C. (1990), Reprodukcja. Elementy teorii systemu nauczania, Wydawnictwo Naukowe PWN

Warszawa,

Bourdieu P., Wacquant L. J. D. (2001), Zaproszenie do socjologii refleksyjnej, Oficyna Naukowa Warszawa

Brémond J., Salort M-M., (1994), Odkrywanie ekonomii, Wydawnictwo Naukowe PWN Warszawa

Coase R. H., (2013/1988), Firma, rynek i prawo, Oficyna a Wolters Kluwer business Warszawa

Daszkowski J., (1988), Wpływ pracy grupowej na wysiłek w realizacji zadań, Ossolineum Warszawa,

http://otworzksiazke.pl/ksiazka/wplyw_pracy_grupowej_na_wysilek_w_realizacji_zadan/

Daszkowski J., (1996), Płace w 1995 roku, Nowe Życie Gospodarcze, nr 37

Daszkowski J., (1999), Zarobki pielęgniarek i lekarzy, Wiadomości Statystyczne, nr 11, s. 31-33

Daszkowski J., (2000a), Niektóre czynniki różnicujące rozpiętość wynagrodzeń w Polsce, w: VII Sympozjum Naukowe

Kolegium Zarządzania i Finansów SGH w Kazimierzu Dolnym 7-9 czerwca 2000. Nowoczesne przedsiębiorstwo –

strategie działania, rozwoju, konkurencji, T. 2 SGH, przedrukowane w Wiadomości Statystyczne, nr 9 z 2000

Daszkowski J., (2000b), Zmiany nominalnego i realnego zróżnicowania wynagrodzeń oraz świadczeń emerytalno-

rentowych w latach 1992-1997, w: Transformacja gospodarki polskiej w drodze do Unii Europejskiej, Konferencja

Kolegium Zarzadzania i Finansow SGH 26-28 czerwca 1999 w Kazimierzu Dolnym, SGH 1999, uzupełnione danymi

za 1998 rok przedrukowane w: Wiadomości Statystyczne nr 2 z 2000

Daszkowski J., (2001), Wynagrodzenia nauczycieli akademickich na tle innych wynagrodzeń, Gazeta SGH, nr 144 z 15

października 2001, s. 26-27

64 Tittebrun, 2012, s. 47: „Przemoc symboliczna jest najskuteczniejszą formą sprawowania władzy nad klasami

podporządkowanymi, gdyż z reguły nie dostrzegają one nawet, że jest to forma przemocy. Są przekonane, że jest to

naturalny porządek, że osoby i grupy społeczne posiadające duży kapitał symboliczny są po prostu lepsze i ich lepsze

usytuowanie społeczne jest normalne, nie poddają go więc refleksji.” 65 por. Daszkowski 1988, s. 39; Guilford 1964, s. 397-412

http://otworzksiazke.pl/ksiazka/wplyw_pracy_grupowej_na_wysilek_w_realizacji_zadan/


Daszkowski J., (2002), Obrazy wynagrodzeń i kosztów pracy w latach 1992-1999 w Polsce, Oficyna Wydawnicza SGH

Warszawa, http://otworzksiazke.pl/ksiazka/obrazy_wynagrodzen_i_kosztow_pracy/

Daszkowski J., (2004), Zróżnicowanie i dynamika wynagrodzeń w gospodarce polskiej, Wiadomości Statystyczne nr

11, s. 11-21 i IV strona okładki

Daszkowski J., (2005), Eksploracyjna analiza przeciętnych wynagrodzeń, Wiadomości Statystyczne nr 6 s. 35-43 i IV

strona okładki);

Daszkowski J., (2006), Metodologia wstępnej analizy rozkładu obciążeń podatkiem dochodowym od osób fizycznych na

przykładzie 2003 roku, VIZJA PRESS&IT Warszawa

Daszkowski J., (2008a), Retoryczne aspekty wiedzy o zarządzaniu, VIZJA PRESS&IT Warszawa (http://otworzksiazke.pl/ksiazka/retoryczne_aspekty_wiedzy_o_zarzadzaniu/)

Daszkowski J., (2008b), Liberalna „zasada” sprawiedliwości a dynamika płac w Polsce, Przegląd Organizacji, nr 11

z listopada, str. 28-30

Daszkowski J., (2010), Dynamika przeciętnego wynagrodzenia jako wskaźnik hipotetycznej iluzji pieniądza w

motywowaniu pracowników, Współczesna Ekonomia, nr 2(14), s. 89-100 (http://www.ce.vizja.pl/en/download-

pdf/volume/4/issue/2/id/157)

Daszkowski J., (2011), Teoretyczne i praktyczne aspekty motywacji płacowej w gospodarce polskiej, w: Krytycznie i

twórczo o zarządzaniu. Wybrane zagadnienia, red. W. Kieżun, Oficyna a Wolters Kluwer business 2011 Warszawa, s.

565-596; (robocza wersja dwu rozdziałów z Daszkowski, 2008a, wskutek gromadzenia przez organizatorów tekstów do

zbiorczego wydania referatów wielu autorów z wielu spotkań, wydana drukiem w kilka lat po jej zaprezentowaniu na

seminarium Krytycznej Teorii Organizacji i już po opublikowaniu wersji końcowej)

Daszkowski J., (2012), Iluzja pieniądza i motywacyjna wartość płac w świetle statystyki ekonomicznej, Management

and Business Administration. Central Europe, 2012, nr 1(114), s. 33-48

(http://www.kozminski.edu.pl/fileadmin/wspolne_elementy/Jednostki/Czasopismo_MBA/Bober_2012_01_021_1_.pdf)

Daszkowski J., Grycuk A., (2001), Obraz podatkowych i składkowych obciążeń płacy w latach 1998 i 1999, w: Wpływ

otoczenia na zarządzanie i finansowanie przedsiębiorstw, część I – Przemiany środowiska finansowego w Polsce na

przełomie stuleci, (VIII Sympozjum Naukowe Kolegium Zarządzania i Finansów SGH, Kazimierz Dolny 6-8 czerwiec

2001), Warszawa 2001 Wydawnictwo Katedry Polityki Gospodarczej SGH, s. 115-129;

Domański H. (2013), Sprawiedliwe nierówności zarobków w odczuciu społecznym, Wydawnictwo Naukowe

SCHOLAR Warszawa

Domański H., Sawiński Z., Słomczyński K., (2007), Nowa klasyfikacja i skale zawodów: socjologiczne wskaźniki

pozycji społecznej w Polsce, Wydawnictwo Instytutu Filozofii i Socjologii PAN Warszawa; istnieje też tłumaczenie na

angielski Sociological tools measuring occupations: new classification and scales (2009) transl. Jerzyna Słomczyńska, IFiS Publishers, Warsaw

Evans V., (2009), Leksykon językoznawstwa kognitywnego, UNIVERSITAS Kraków

Giddens A., (2003/1984), Stanowienie społeczeństwa, Zysk i S-ka Wydawnictwo Poznań

Gliszczyńska X., (1991), Poznawcze modele motywacji pracowników w: Psychologiczny model efektywności pracy, red.

X. Gliszczyńska, Wydawnictwo Naukowe PWN Warszawa, s. 18-54

Guliford J. P., (1964), Podstawowe metody statystyczne w psychologii i pedagogice, PWN Warszawa

Herschel J. F. W., (1955/1830), Wstęp do badań przyrodniczych, PWN Warszawa

Hofstede G., Hofstede G. J., Minkov M., (2011), Kultury i organizacje, PWE Warszawa

Hume D., (1928), Badania dotyczące rozumu ludzkiego, Nakładem Polskiego Towarzystwa Filozoficznego Lwów

http://www.pbc.rzeszow.pl/dlibra/doccontent?id=8899&from=FBC

Kahneman D., (2012/2011), Pułapki myślenia. O myśleniu szybkim i wolnym, Media Rodzina Poznań

Kahneman D., Tversky A. (1979), Prospect Theory: An Analysis of Decision under Risk, Econometrica, XLVII (1979),

263-291

Keynes J. M. (1985), Ogólna teoria zatrudnienia, procentu i pieniądza, PWN Warszawa

Klasyfikacja zawodów i specjalności, http://stat.gov.pl/Klasyfikacje/doc/kzs/kzs_pp.htm

Kornai J., (1977), Anti-Equilibrium. Teoria systemów gospodarczych. Kierunki badań, PWN Warszawa

Kwaśnicki W. (2012), O matematyzacji ekonomii. Na marginesie artykułu S. Małeckiego-Tepichta, „Ekonomista” nr 3,

(http://eko.czasopisma.pan.pl/images/data/eko/wydania/No_3_2012/No_3_2012.pdf#page=111)

http://otworzksiazke.pl/ksiazka/obrazy_wynagrodzen_i_kosztow_pracy/

http://otworzksiazke.pl/ksiazka/retoryczne_aspekty_wiedzy_o_zarzadzaniu/

http://www.ce.vizja.pl/en/download-pdf/volume/4/issue/2/id/157

http://www.ce.vizja.pl/en/download-pdf/volume/4/issue/2/id/157

http://www.kozminski.edu.pl/fileadmin/wspolne_elementy/Jednostki/Czasopismo_MBA/Bober_2012_01_021_1_.pdf

http://www.pbc.rzeszow.pl/dlibra/doccontent?id=8899&from=FBC

http://stat.gov.pl/Klasyfikacje/doc/kzs/kzs_pp.htm

http://eko.czasopisma.pan.pl/images/data/eko/wydania/No_3_2012/No_3_2012.pdf#page=111


Lem S. (1977), Eden, Iskry Warszawa

Małecki-Tepicht S. (2012), Instrukcja obsługi maszynki do mięsa nie jest książką kucharską, „Ekonomista” nr 3,


Mayer T. (1996), Prawda kontra precyzja w ekonomii, Wydawnictwo Naukowe PWN Warszawa

Mortensen D. T. (2012), Dyspersja płac. Dlaczego podobni pracownicy zarabiają różnie?, Polskie Towarzystwo

Ekonomiczne Warszawa

North D. C., (2014/2005), Zrozumieć przemiany gospodarcze, Oficyna a Wolters Kluwer business Warszawa

Opial Z. (1966), Algebra wyższa, Wydawnictwo UJ Kraków

Orczyk J., (2012), recenzja Mortensen D. T., Dyspersja płac. Dlaczego podobni pracownicy zarabiają różnie?, PTE 2012 Warszawa, „Ekonomista”, nr 5


Ostrom E., (2013/1990), Dysponowanie wspólnymi zasobami, Oficyna a Wolters Kluwer business Warszawa

Polska Klasyfikacja Działalności 2007, http://stat.gov.pl/Klasyfikacje/doc/pkd_07/pkd_07.htm

Reber A. S., (2000), Słownik psychologii, Wydawnictwo Naukowe SCHOLAR Warszawa

Rozporządzenie Ministra Pracy i Polityki Socjalnej z dnia 14 grudnia 1998 r. w sprawie sposobu przeliczenia

przychodu w związku z wprowadzeniem obowiązku opłacania składki na ubezpieczenia społeczne przez ubezpieczonych.

(1998). Dziennik Ustaw , nr 153 (poz. 1006).

Shafir, E., Diamond, P., Tversky, A. (1997), Money illusions. Quarterly Journal of Economics, The , vol. CXII (2),

strony 241-347

Słownik socjologii i nauk społecznych (2005), red. G. Marshall, Wydawnictwo Naukowe PWN Warszawa

Struktura wynagrodzeń według zawodów w październiku 2012 r., (2014), Informacje i Opracowania Statystyczne, GUS 2014 Warszawa, http://stat.gov.pl/obszary-tematyczne/rynek-pracy/pracujacy-zatrudnieni-wynagrodzenia-koszty-

pracy/struktura-wynagrodzen-wedlug-zawodow-w-pazdzierniku-2012-r-,4,6.html

Szulc S. (1968), Metody statystyczne, Państwowe Wydawnictwo Ekonomiczne Warszawa

The New Palgrave. A Dictionary of Economics, (1996), The Macmillan Press Limited London, t. 4 (Q-Z)

Tittebrun J. (2012), Gospodarka w społeczeństwie. Zarys socjologii gospodarki i socjologii ekonomicznej w ujęciu

strukturalizmu socjoekonomicznego, ZYSK I S-KA WYDAWNICTWO Poznań

Twardowski K. (1921), Symbolomania i pragmatofobia, Odczyt wygłoszony na 216 posiedzeniu naukowem Polskiego

Towarzystwa Filozoficznego dnia 6 marca 1921 r., opublikowany w: Ruch Filozoficzny 1921 t. VI nr 1.2; wielokrotnie

później przedrukowywany, tu z: Rozprawy i artykuły filozoficzne, KSIĘGARNIA S. A. „ KSIĄŻNICA-ATLAS"- T. N.

S. W. 1927 LWÓW, str. 394-406, http://ebuw.uw.edu.pl/dlibra/doccontent?id=101201&from=FBC

Ustawa z dnia 13 października 1998 roku o systemie ubezpieczeń społecznych. (1998). Dziennik Ustaw , nr 137 (poz. 887)

Watkins J. (1984/1989), Nauka a sceptycyzm, PWN Warszawa

Watkins J. W. N. (2001), Wyjaśnianie historii. Indywidualizm metodologiczny i teoria decyzji w naukach społecznych,

Wydawnictwo Uniwersytetu Wrocławskiego Wrocław

Wilkin J. (2012), Czy współczesna ekonomia jest instrukcją obsługi mechanizmu gospodarczego? Na marginesie

artykułu S. Małeckiego-Tepichta, „Ekonomista” nr 3,


Williamson O. E., (1998/1985), Ekonomiczne instytucje kapitalizmu; Wydawnictwo Naukowe PWN Warszawa

Williamson O. E., (2000), The new institutional economics: Taking stock, looking ahead, Journal of Economic

Literature, vol. XXXVIII, s. 595-613

Wiśniewski J. (1934), Rozkład dochodów według wysokości w roku 1929, Instytut Badania Koniunktur Gospodarczych i Cen, Badania nad Dochodem Społecznym w Polsce, tom 3, Warszawa

Wiśniewski M. (1992), Wrażliwość mierników nierówności dochodów na zmiany w rozkładzie dochodów, Przegląd

Statystyczny, t. 39, nr 1

Zasady metodyczne statystyki rynku pracy i wynagrodzeń, (2008), Zeszyty metodyczne i klasyfikacje GUS

http://stat.gov.pl/obszary-tematyczne/rynek-pracy/zasady-metodyczne-rocznik-pracy/zasady-metodyczne-statystyki-

rynku-pracy-i-wynagrodzen,1,1.html



http://stat.gov.pl/Klasyfikacje/doc/pkd_07/pkd_07.htm

http://stat.gov.pl/obszary-tematyczne/rynek-pracy/pracujacy-zatrudnieni-wynagrodzenia-koszty-pracy/struktura-wynagrodzen-wedlug-zawodow-w-pazdzierniku-2012-r-,4,6.html

http://stat.gov.pl/obszary-tematyczne/rynek-pracy/pracujacy-zatrudnieni-wynagrodzenia-koszty-pracy/struktura-wynagrodzen-wedlug-zawodow-w-pazdzierniku-2012-r-,4,6.html

http://ebuw.uw.edu.pl/dlibra/doccontent?id=101201&from=FBC


http://stat.gov.pl/obszary-tematyczne/rynek-pracy/zasady-metodyczne-rocznik-pracy/zasady-metodyczne-statystyki-rynku-pracy-i-wynagrodzen,1,1.html

http://stat.gov.pl/obszary-tematyczne/rynek-pracy/zasady-metodyczne-rocznik-pracy/zasady-metodyczne-statystyki-rynku-pracy-i-wynagrodzen,1,1.html

Documents

Daszkowski Julian Pozaekonomiczne uwarunkowania dynamiki i ... Julian Pozaekonomiczne.pdf · 6 Zasady metodyczne statystyki rynku pracy …, s. 87 7 Struktura wynagrodzeń według