Odhady míry nezaměstnanosti neakcelerující inflaci v České republice a na Slovensku

Transkript

1 368 Ekonomický časopis, 59, 2011, č. 4, s Odhady míry nezaměsnanosi neakcelerující inflaci v České republice a na Slovensku Emilie JAŠOVÁ* Esimaion of Non-Acceleraing Inflaion Rae of Unemploymen in he Czech Republic and Slovakia Absrac The inenion of his analysis is mapping variabiliy of he NAIRU because of differen mehods and applicaion mehods on daa wo differen counries. We aim a deecion and analysing insable condiion wih srucural shifs, which lead o changes in developmen of he NAIRU in researched counries. On he end of he paper we use experience o predicion of developmen of he NAIRU in shor fuure. In aricle are suggesed some seps, which should increase applicabiliy of he concep NAIRU for discussion macroeconomic policies. For he esimaion of he NAIRU developmen, he slope and he shif of he Phillips curve we applied he sysem of he mehods which are commonly used a he inernaional level. The figure of NAIRU can be invesigaed as a dependen variable during he research ime period. Main facors causing he greaes changes of NAIRU or is flucuaions are apar from he inflaion expecaions hemselves also: impor prices, exchange rae, prices of oil and indirec axes. Keywords: NAIRU, Phillips curve, One-equaion model, Break model, HP filer, Kalman filer JEL Classicaion: E24, E32, E37 Úvod Základem pro vysvělení chování rhu práce a vzahu mezi nezaměsnanosí a inflací je srukurální míra nezaměsnanosi (Richardson e al., 2000). Ekonomové se uo nepozorovaelnou proměnnou předsavující rovnovážné nebo očekávané hodnoy zkoumaných veličin (Boone, 2000) časo snaží odhadova. * Emilie JAŠOVÁ, Minisersvo práce a sociálních věcí ČR, Na Poříčním právu 1, Praha 2, Česká republika; emilie. jasova@mpsv.cz

2 369 Odchylka nezaměsnanosi od přirozené míry je základním savebním kamenem měnové poliiky (Esrada, Hernando a López-Salido, 2000). Podle ěcho auorů přirozená míra je aková míra nezaměsnanosi, při keré se inflace nemění. Koncep se podle auorů označuje názvem Non-Acceleraing Inflaion Rae of Unemploymen (dále NAIRU). Esrada, Hernando a López-Salido k odhadu NAIRU aplikovali v lierauře běžně používané meody. Auoři při své práci zjisili, že alernaivní násroje poskyují odlišné bodové odhady NAIRU a že yo odhady se vyznačují vysokým supněm nejisoy. Z ohoo důvodu auoři považují využielnos koncepu NAIRU při diskuzích makroekonomické poliiky za velice omezenou. McAdam a McMorrow (1999) vyjmenovávají základní zdroje nejiso při měření NAIRU, díky kerým NAIRU není chápáno jako robusní bodový odhad, ale jako oblas. Z eoreického pohledu je NAIRU dle auorů sále užiečným koncepem. Jeho empirická neadekvános však jej činí méně užiečným v makroekonomickém konexu. Auoři nicméně nalézají závažné důvody pro využií NAIRU jako srukurálního ukazaele při srovnávání flexibiliy rhu práce mezi zeměmi. Také doporučují jeho využií při hodnocení nefunkčnosi příslušného pracovního rhu a pro nasavení srukurálních reforem v příslušných zemích. Při analýze byla využia někerá opaření, kerá by mohla zvýši využielnos koncepu NAIRU při diskuzích makroekonomických poliik. Ve srovnání s jinými auory je ak například aplikován defláor spořeby domácnosí zachycující širší spekrum cenových impulzů v ekonomice než běžně používaný index spořebielských cen (index spořebielských cen je použi např. v práci Hurník a Navráil, 2005). Vzhledem k omu, že se jedná o odhad NAIRU v prosředí ransformujících se ekonomik a v období počáku krizového vývoje, je aplikován Hodrickův- -Prescoův filr (dále HP filr) s vyhlazením v případě čvrleních da (na podmínky ČR oo vyhlazení použili aké Hájek a Bezděk, 2000). Naproi omu auoři Bezděk, Dybczak a Krejdl (2003) kvůli srukurálním zlomům ovlivňujícím předchozí i následující sledování k vyhlazení čvrleních da použili hodnou 480. Pro eliminaci problémů éo echniky počáek časové řády míry nezaměsnanosi byl sanoven již na rok Skuečné hodnoy pak byly dále doplněny o vlasní predikci míry nezaměsnanosi do konce roku 2010 (Jašová, 2009). K odhadu v čase proměnlivého NAIRU byl využi aké Kalmanův filr, na rozdíl od práce Hurníka a Navráila (2005), keří upozorňují na možnos zkreslení výsledků při aplikaci meodologie maximální věrohodnosi. V případě Kalmanova filru bylo použio vyhlazení 0,6 a 1,0; což má slouži k zajišění dosaečně hladkých přechodů mezi jednolivými eapami vývoje NAIRU v ranziivním prosředí a v krizovém období (v podmínkách ČR auoři Fukač, 2003; Beneš a N Diaye, 2004, použili vyhlazení 0,2).

3 370 Námi publikovaný článek usiluje o zmapování variabiliy ve vývoji NAIRU, a o jak z iulu využií odlišných meod pro odhad, ak z iulu aplikování meodologie na podmínky dvou zemí. K naplnění ohoo záměru jsou využiy meody, keré vedle konsanního (dlouhodobého) NAIRU pro celé sledované období odhadují aké NAIRU měnící se v několika časových úsecích a NAIRU pohybující se v celém časovém období (na rozdíl od práce Fukače, 2003, byl použi pouze rozšířený Kalmanův filr se zpěným vyhlazením, v práci Bezděka, Dybczaka a Krejdla, 2003, byl použi jenom HP filr a v práci Beneše a N Diaye, 2004, byla použia upravená verze Kalmanova filru). Dále se aké pokusíme ve sledovaném období deekova a zanalyzova nesabilní prosředí se srukurálními posuny, keré vedou ke změnám ve vývoji NAIRU v obou zemích Visegrádské skupiny (dále V4). Zkušenosi s jejich vývojem v minulosi pak využijeme k nasínění vývoje NAIRU v blízké budoucnosi. V čási 1 je prezenován přehled eoreických východisek. V čási 2 jsou nasíněny modelové přísupy k měření NAIRU. V čási 3 se budeme zabýva aplikací na podmínky České republiky a v čási 4 na podmínky Slovenska. V čási 5 následuje srovnání vývoje NAIRU ve vybraných zemích V4 a nakonec shrnuí závěrů z analýzy. 1. Teoreická východiska 1 V průběhu cca 250 le lze naléz minimálně dese předchůdců Phillipse. Law (Law, in Humphrey, 1985) ve svých písemnosech věřil ve simulující úlohu peněz pro reálnou akiviu. Ze závěrů vyplývá, že pokles nezaměsnanosi je spojen s poklesem cen, a edy že neexisuje Phillipsův vzah mezi inflací a nezaměsnanosí. V případě Thornona (1939, in Humphrey, 1985) jsou vyzdvihovány závěry o měnové expanzi simulující zaměsnanos při růsu cen a závěry o bolesivém růsu nezaměsnanosi způsobeném měnovou a cenovou deflací. Awood ( , in Humphrey, 1985) věřil v exisenci sálé dlouhodobé subsiuce mezi úrovní nezaměsnanosi a cen, kerá je v obojím případě vzažená k jejich hodnoám v základním období. Známé jsou závěry ýkající se vysoké nezaměsnanosi pramenící z nízké inflace a nízké nezaměsnanosi pocházející z vysokých cen. Mill (1865, in Humphrey, 1985) je známý vrzením o subsiuci, kerá má dočasný charaker, vzniká při neočekávaných cenových změnách a mizí s přizpůsobením vnímání realiě. První saisický důkaz vzahu mezi nezaměsnanosí a inflací poskyl až Fischer (1973, in Humphrey, 1985). Fischer vrdil, že kauzalia jde od inflace k nezaměsnanosi. V Tinbergenově pojeí (1959, in Humphrey, 1985) kauzalia 1 Upravená verze in Jašová (2010).

4 371 jde od nezaměsnanosi k míře mzdové inflace. Z mzdově reakční funkce Kleina a Goldbergera (1955, in Humphrey, 1985) plyne, že peněžní mzdy se mění v závislosi na nadměrné popávce po práci. Mezi Brownovy závěry (1955, in Humphrey, 1985) paří inversní spojení mezi roční mírou inflace a mírou nezaměsnanosí a nelineární vzah mezi nimi (mzdy se mění rychleji při nízkých mírách nezaměsnanosi než při vyšších). Sulan (1957, in Humphrey, 1985) se věnoval kreslení Phillipsovy křivky (dále PC) a jeho graf je možné považova za první schémaické znázornění cenově změnové PC ve formě sálého subsiučního vzahu p = f(u) mezi inflací a nezaměsnanosí. Phillips (1958) chěl ve své práci saisickými výsledky podpoři hypoézu, podle keré míra změny peněžních mezd může bý vysvělena úrovní nezaměsnanosi a mírou změny nezaměsnanosi. Čísla naznačují, že při agregované popávce na hodnoě udržující sabilní úroveň produkčních cen by odpovídající úroveň nezaměsnanosi mohla bý pod 2,5 %. V případě, že by popávka byla na hodnoě udržující sabilní sazby mezd, odpovídající úroveň nezaměsnanosi se bude nacháze blízko 5,5 %. Mezi pokračovaele Phillipse paří Samuelson a Solow (1960). Tio auoři převedli Phillipsův diagram na diagram s odlišnými úrovněmi nezaměsnanosi, keré byly nuné pro každý supeň změny cenové úrovně. Dle auorů je chybou se domníva, že jimi chápaná subsiuce mezi dosažielným cenovým chováním a chováním nezaměsnanosi bude udržova sejný var i v delším období. Friedman (1968) uvádí, že exisuje pouze dočasná subsiuce mezi inflací a nezaměsnanosí. Dynamické sysémy podle Phelpse (1967) ukazují, že se opimální časová cesa míry nezaměsnanosi musí blíži úrovni rovnováhy usáleného savu u*. Subsiuční poliiku mezi rvale vysokou nezaměsnanosí a rvale vysokou inflací auor nepovažuje za nekonečnou, ale za dynamickou. Podle Modiglianiho a Papademose (1975) neinflační míra nezaměsnanosi (NIRU) je míra, při keré lze očekáva pokles inflace. Podle Tobina (1997) NAIRU je výsledek makroekonomického vybilancování laků na inflační růs z rhů s nadměrnou popávkou a laků na inflační pokles z rhů s nadměrnou nabídkou. Akerlof, Dickens a Perry (1996) předkládají model kalibrovaný na změnách mezd a pracovních mís a na odhadech nejnižší udržielné míry nezaměsnanosi. Úroveň nezaměsnanosi, při keré nasává rovnováha nezaměsnanosi a měr reálných mezd v ekonomice, auoři nazývají jako LSRU (Lowes Susainable Rae of Unemploymen). Podle auorů se jedná o úroveň nezaměsnanosi, kerá by při nepříomnosi mezd rigidních směrem dolů vořila NAIRU. Ball a Moffi (2001) ve své práci navrhli model s pomalým přizpůsobováním růsu mezd pohybům produkiviy práce. Auoři vkládají do modelu PC novou proměnnou, kerou je gap mezi růsem produkiviy práce a růsem průměrné minulé reálné mzdy.

5 Modelové přísupy k měření NAIRU 2 ν Auoři Richardson, Boone, Giorno, Meacci, Rae a Turner (2000) poukazují na o, že nepozorovaelné NAIRU musí bý před aplikací v poliických analýzách kvanifikováno. Auoři všechny meody, keré mohou bý použiy k odhadu NAIRU, řadí do ří skupin. Srukurálními meodami je NAIRU odhadováno sysémem rovnic popisujícím chování vyjednávání o mzdách a cenách (Richardson e al., 2000). Podle ěcho auorů srukurální modely vysvělují vliv makroekonomických šoků a poliik na srukurální nezaměsnanos. Preciznos jimi odhadnuého NAIRU však není velká. Podle McAdama a McMorrowa (1999) je sysém pro odhad NAIRU založen na hodnoě nezaměsnanosi, kerá je konzisenní se sálými očekáváními (vzah PC rozšířené o očekávání). Podle auorů se vyjadřuje rojúhelníkovou meodou (zv. Gordon s Triangle model), podle keré míra inflace závisí na inflačním očekávání, popávkových podmínkách, zasoupenými mezerou nezaměsnanosi, a nabídkových šocích. Sandardní model pro inflaci se podle Sekhona (1999) zapisuje jako e π π = β( u u ) + X + ν (1) π odhad skuečné míry inflace, e π očekávaná míra inflace, u míra nezaměsnanosi, u NAIRU, X obsahuje další regresory ke konrole nabídkových šoků (např. se jedná o měnový kurz, dovozní ceny a nebo aké o cenu ropy), chybový člen. Dále auor použil model náhodné procházky pro inflační očekávání. V případě, že π e e = π 1 poom plaí, že π -π = Δ π. Tudíž Δ π = β( u u ) + X + ν (2) Proože rovnice 2 zanedbává možnos sériové korelace chybového členu, dále se odhaduje následující auokorelační specifikace Δ π = β( L)( u u ) + ( L) Δ π + γ( L) X + e (3) 1 L operáor zpoždění, β ( L), δ ( L) a yl ( ) zpožděné polynomy e sériově nekorelovaný chybový člen. 2 Upravená verze in Jašová (2010).

6 373 V případě, že paramery jsou nelineární, rovnice (3) se podle Sekhona ěžko odhaduje. Nicméně NAIRU se nemění v čase, a ak ao rovnice může bý přepsaná do varu, kerý je snadno odhadnuelný meodou nejmenších čverců (dále MNČ): Δ π = μ + β( Lu ) + ( L) Δ π + γ( LX ) + e (4) 1 Odhad NAIRU se poom získá ako: μ NAIRU = (5) β (1) p β (1) = β i= 1 i Čisě saisické meody auoři (Richardson e al., 2000) definují jako meody dělící vlasní míru nezaměsnanosi na její rend (NAIRU) a cyklickou komponenu. Předpokládají, že mezi inflací a nezaměsnanosí neexisuje dlouhodobá subsiuce (rade off) a že průměrná inflace flukuuje okolo NAIRU. Základní nevýhodou je podle auorů o, že dekompozice závisí na libovolných, a někdy aké nepravděpodobných předpokladech (např. se jedná o způsob modelování odhadu rendu). Fabiani a Mesre (2000) ve své práci uvádí, že idenifikace dvou výše uvedených komponen (rend a cyklus) je založena na filrovacích meodách, jako je HP filr. Boone (2000) vychází z oho, že jednoduchý HP filr odhaduje nepozorovaelné proměnné minimalizačním problémem 2 2 Minimalizace ( y y*) + λ 1( ΔΔy*) (6) y pozorovaná proměnná, y * nepozorovaná proměnná, λ 1 daný paramer udávající hladkos nepozorované proměnné. HP filr podle auora odděluje dlouhodobé komponeny proměnné od krákodobé cyklické flukuace; y * je rend proměnné y, y y* předsavují cyklické flukuace a ΔΔ y * je změna růsu rendu řady. Filrovaná řada je klouzavý průměr pozorované řady; λ 1 podle auora řídí rovnováhu mezi hladkosí rendu a velikosí cyklických flukuací. Auor dále upravuje minimalizační problém ako σ Minimalizace 2 0 { y y *} 1 1 ( y y *) + ( ΔΔy *) (7) σ rozpyl cyklické komponeny, σ1 2 2 σ 0, σ 1 rozpyl míry růsu rendové komponeny, λ1 =. 2 σ 1

7 Auor vrdí, že věší σ 0 než σ 1 způsobuje věší λ 1 a hladší filrovanou řadu. Přísup redukované formy auoři (Richardson e al., 2000) definují jako kompromis mezi srukurálními a čisě saisickými meodami. Tao meoda odhaduje NAIRU na základě behaviorálních rovnic vysvělujících inflaci (PC rozšířená o očekávání) a určiých idenifikačních omezení pro cesu odhadnuého NAIRU a gap nezaměsnanosi. Výhodou ěcho meod je podle auorů například o, že odhad NAIRU se provádí přímo ve spojiosi s inflací. K nedosakům lze poom řadi o, že nejsou idenifikovány základní srukurální vzahy. Podle auorů nicméně filrovací meody uvniř sysému PC redukované formy (Kalman a HP mulivariání filry) nabízí zlepšení odhadu NAIRU proi předešlým meodám. Fabiani a Mesre (2000) základní model inflační rovnice v Kalmanově filru rozšiřují o zákon proměnlivosi NAIRU. K udržení flukuace NAIRU v blízkosi skuečné míry nezaměsnanosi je NAIRU definováno jako náhodná procházka. Základní model časově proměnlivého NAIRU auoři doplňují redukovanou formou PC podle rovnice (8) AL ( ) Δ p = θ( L)( u u* ) + γ z + e (8) Δ p inflace, u u* gap nezaměsnanosi, z jiné proměnné (fakory nabídkové srany). Nebo mzdově cenovou PC podle rovnice (9): AL ( ) Δ w = BL ( ) Δ p + CL ( ) Δq θ ( L)( u u* ) + γ z + e (9) q produkivia, z jiné proměnné (fakory nabídkové srany). Dále auoři dělí u * a aplikují proces jednoduché a obecné náhodné procházky: u * = u* + η (10) 1 Fabiani a Mesre (2000) v souvislosi s meodami redukované formy hovoří aké o Break modelu, NAIRU v závislosi od poču zlomů nabývá v průběhu času různě oddělené hodnoy { i}: u * = λ Nechť F = ( F1,... Fn) je sada dummy proměnných, F i = 1, když i 1 i a F i = 0. Poom rovnice PC se přepíše jako: λ = θ(1) λ. F AL ( ) Δ p = θ ( Lu ) + λ' F+ γz+ e (11)

8 375 Body zlomu můžou bý dopředu sanoveny nebo odhadnuy (v případě věšího poču zlomů). Ve druhém případě je použi sekvenční algorimus, ve kerém se první odhadnuý zlom považuje za fixní. Po něm následuje odhad dalšího zlomového bodu. NAIRU je poom propočeno jako uˆ * ˆ λf = ˆ(1) θ 3. Aplikace na podmínky České republiky V podmínkách České republiky při měření inflace na úrovni celého národního hospodářsví (dále NH) je upřednosňován defláor spořeby domácnosí podle národních účů, neboť modely vykazovaly lepší saisiky než v případě použií indexu spořebielských cen (index spořebielských cen je použi např. v práci Hurník a Navráil, 2005). Časová řada odráží adapivní formování očekávání (meziroční změna v čase meziroční změna v čase 1). Míra nezaměsnanosi předsavuje míru regisrované nezaměsnanosi v % podle meodiky Minisersva práce a sociálních věcí ČR. Z dalších vysvělujících proměnných byly saisicky významné meziroční změny následujících indikáorů: měnový kurz CZK/EUR a dovozní ceny. K oesování sacionariy všech časových řad byl použi Augmened Dickey-Fuller es. Časovou řadu míry nezaměsnanosi jsme sezónně očisili klouzavým muliplikaivním průměrem. 3 Analýza vzahu mezi mírou nezaměsnanosí a inflací byla započaa jednorovnicovým modelem (v čási 2. Modelové přísupy k měření NAIRU je označen jako Gordon s Triangle model). Tao meoda odhadla pro celé sledované období pouze jednu hodnou NAIRU. Pro česká daa křivka MNČ regrese poom je: 4 Δ π = 10,529 1,085 u + 0,428 Δ π + 0,205 x + 0,228 x + e CZK / EUR CZK / EUR π meziroční změna defláoru spořeby domácnosí v % (se saisicky významným zpožděním 1 čvrleí), u míra nezaměsnanosi v % (saisicky významné zpoždění je 1 čvrleí), X meziroční změna měnového kurzu CZK/EUR v % (bez zpoždění a se zpožděním 3 čvrleí). Odhadovaná hodnoa NAIRU činila 9,7 % a byla propočena z výše uvedené regrese podle vzorce (5) ako: 10,529/1,085. Dle grafu 1 se NAIRU po věší čás sledovaného období nacházelo vysoko nad skuečnou mírou nezaměsnanosi. Směrnice přímky byla klasicky záporná ( 1,1).

9 376 T a b u l k a 1 P-hodnoy a vybrané charakerisiky modelu 34 Paramer P-hodnoa Konsana 0.00 u π x CZK/EUR 0.00 x CZK/EUR R Prob (F-sa) 0.00 Zdroj: Vlasní propoče na podkladě údajů Českého saisického úřadu, Minisersva práce a sociálních věcí ČR a České národní banky. G r a f 1 NAIRU odhadnué jednorovnicovým modelem, Break modelem, HP filrem a Kalmanovým filrem v % Skuečná míra nezaměsnanosi Kalmanův filr (0,6) HP filr Jednorovnicový model Break model Kalmanův filr (1) 1/ / / /08 Období Zdroj: Vlasní propoče na podkladě údajů Českého saisického úřadu, Minisersva práce a sociálních věcí ČR a České národní banky. K povrzení hypoézy o změnách v chování NAIRU v průběhu sledovaného časového období budeme využíva Break model. Meoda minimalizace sumy čverců reziduí rozdělila hisorii vzahu mezi nezaměsnanosí a defláorem spořeby domácnosí do čyř časových období. První období začalo ve 2. čvrleí Sezónně očišěná řada (ozn. např. z ) se propočela jako: z = y / si, s i je sezónní fakor pro i-ý kvarál, kerý se spočíá jako průměr z hodno y / x odpovídajících pozorováním pro daný kvarál (a normovaným pomocí geomerického průměru) a x se spočíá jako x = (0,5y+ 2 + y+ 1+ y + y-1+ 0,5 y-2) / 4 a y je původní neočišěná řada (zdroj EViews, 1998). 4 Všechny paramery rovnic, P-hodnoy a vybrané charakerisiky modelů v éo čási jsou uvedeny v Příloze 1.

10 377 a skončilo ve 4. čvrleí Druhé období poom pokrývalo inerval od 1. čvrleí 2000 do 2. čvrleí Po éo dekompozici časové řady byly odhadnuy přímky MNČ regrese pro obě období a propočeny hodnoy NAIRU. Přímka regrese pro první období byla: CZK / EUR Δ π = 3,222 0,896 u 1 + 0,557 Δ π 1 + 0,297 x + e π meziroční změna defláoru spořeby domácnosí v % (zpoždění o 1 čvrleí), u míra nezaměsnanosi v % (zpoždění 1 čvrleí), X meziroční změna měnového kurzu CZK/EUR v % (bez zpoždění). Odhadovaná hodnoa NAIRU činila 3,6 % (3,222/0,896). Přímka regrese pro druhé období byla: Δ π = 13,801 1,481 u + 0,251 Δ π + 0,266 x + 0,300 x + e CZK / EUR CZK / EUR X meziroční změna měnového kurzu CZK/EUR v % byla dále saisicky významná se zpožděním 3 čvrleí. Odhadovaná hodnoa NAIRU poom byla 9,3 % (13,801/1,481). Dále byly odhadnuy přímky MNČ regrese a propočeny hodnoy NAIRU pro řeí a čvré období. Přímka regrese pro řeí období (3. čvrleí čvrleí 2004) byla: Δ π = 43,763 4,899 u + 0,811 Δ π + 0,368 x + 0,507 x + e CZK/ EUR CZK/ EUR Odhadovaná hodnoa NAIRU byla poom 8,9 % (43,763/4,899). Přímka regrese pro čvré období (1. čvrleí čvrleí 2008) byla: Δ π 17,054 2, ,619 DOVOZC = u + x 1 + e X meziroční změna dovozních cen v % se saisicky významným zpožděním 1 čvrleí. Odhadovaná hodnoa NAIRU je 8,0 % (17,054/2,119). Break model celkem edy pro sledovaný časový inerval odhadl čyři hodnoy NAIRU (3,6 %, 9,3 %, 8,9 % a 8,0 %). Prudký růs hodnoy NAIRU z 3,6 % na 9,3 % v časovém úseku mezi 4. čvrleím 1999 a 1. čvrleím 2000 byl způsoben fakory, jako je cena ropy Bren, dovozní ceny a regulované ceny, keré významnou měrou změnily charaker závislosi mezi mírou nezaměsnanosí a inflace. Prakicky se v omo období sřel pokračující růs míry nezaměsnanosi s náhlou akcelerací defláoru spořeby domácnosí z 2,9 % ve 4. čvrleí 1999 na

11 378 3,5 % v 1. čvrleí 2000 (v případě indexu spořebielských cen o bylo dokonce z 1,9 % na 3,6 %). T a b u l k a 2 P-hodnoy a vybrané charakerisiky modelů Paramer P-hodnoa 1. období 2. období 3. období 4. období Konsana u π x CZK/EUR x CZK/EUR x 1 DovozC 0.05 R Prob (F-sa) Zdroj: Vlasní propoče na podkladě údajů Českého saisického úřadu, Minisersva práce a sociálních věcí ČR a České národní banky. Jak vyplývá z grafu 1 odhadnuá NAIRU již cilivěji kopírovala vývoj skuečné míry nezaměsnanosi. Směrnice přímek ve všech časových obdobích byly záporné. Nejvěší subsiuovaelnos inflace nezaměsnanosí byla prokázána ve řeím období, j. v časovém inervalu od 3. čvrleí 2003 do 4. čvrleí 2004, kdy směrnice přímky činila 4,9. K odhadu časově proměnlivého NAIRU budeme nejdříve aplikova filrovací echniku HP filr, kerý podle Booneho (2000) odděluje dlouhodobé komponeny proměnné od krákodobých cyklických flukuací. K zajišění rovnováhy mezi hladkosí rendu a velikosí cyklických flukuací použijeme, sejně jako auor, paramer λ. Konkréně jeho velikos jsme sanovili na úrovni 1 600, kerá je využívaná pro čvrlení daa (v podmínkách ČR uo hodnou použili aké např. Hájek a Bezděk, 2000; Bezděk, Dybczak a Krejdl, 2003, použili vyhlazení ve výši 480). Problémy na počáku časové řady byly eliminovány použiím časové řady míry nezaměsnanosi již od 1. čvrleí Skuečné hodnoy pak byly aké prodlouženy o vlasní predikci míry nezaměsnanosi do konce roku 2010 (Jašová, 2009). Tao meoda odhadovala hodnoy NAIRU pohybující se v inervalu od cca 2,0 do 8,8 %. Skuečná míra nezaměsnanosi se od 2. čvrleí 1995 do 3. čvrleí 1998, od 2. čvrleí 2001 do 2. čvrleí 2003 a v období od 4. čvrleí 2006 do 3. čvrleí 2008 nacházela pod NAIRU, j. v cca polovině sledovaného období (graf 1). Další meodou pro exrakci v čase proměnlivého NAIRU je Kalmanův filr (důvodem k výběru bylo aké upozornění Hurníka a Navráila (2005) na možnos zkreslení výsledků při aplikaci meodologie maximální věrohodnosi). Zvolíme τ jako libovolnou hodnou reflekující v čase proměnlivé NAIRU. Přísup v éo

12 379 analýze vychází z prezenace řady alernaivních NAIRU lišících se hodnoou τ, kerá udává supeň vyhlazení odhadovaného NAIRU. Alernaivní NAIRU vznikla s využiím τ = 0,6 a 1,0. V lierauře je preferován výběr hodnoy 0,2 (např. v podmínkách ČR jej použili auoři Fukač, 2003; Beneš a N Diaye, 2004), kerá dovoluje malá kolísání v odhadech NAIRU, a ím se vyvaruje velkým skokům vyhlazeného odhadu NAIRU. Tao analýza naopak ve snaze popsa i nesabilní období akivně využívá i vyšší hodnoy τ, čímž zajisí proložení více nesálé nezaměsnanosi v ranziivním prosředí. V případě Kalmanova filru s vyhlazením 0,6 byla jako závislá proměnná použia meziroční změna defláoru spořeby domácnosi v %, saisicky významnými fixními regresory byly zpožděné hodnoy míry nezaměsnanosi v %, meziroční změny defláoru spořeby domácnosi v %, meziroční změny měnového kurzu CZK/EUR v % a meziroční změna dovozních cen bez časového posunu. Rovnice ve formě popisující sacionární sav měla následující var: Δ π = + Δ CZK / EUR Dovozc SV1 0,713u 2 0,306 π 2 0,317 x 2 0,292 x e Při aplikaci Kalmanova filru s vyhlazením 1,0 byla opě jako závislá proměnná použia meziroční změna defláoru spořeby domácnosi, saisicky významnými fixními regresory byly zpožděné hodnoy míry nezaměsnanosi v % a meziroční změny měnového kurzu CZK/EUR v % (např. vliv hedgingových operací) a meziroční změny dovozní ceny v % bez časového posunu. Rovnice ve formě popisující sacionární sav měla následující var: Δ = CZK / EUR Dovozc π SV1 0,750 u 1 0,325 x 2 0,183 x e Odhadované hodnoy NAIRU pro obě vyhlazení byly propočeny z hodno konsany (SV1) a koeficienů míry nezaměsnanosi (dle vzorce 5). T a b u l k a 3 P-hodnoy a vybrané charakerisiky modelů Paramer P-hodnoa vyhlazení 0,6 vyhlazení 1,0 SV u u π x CZK/EUR x DovozC R Zdroj: Vlasní propoče na podkladě údajů Českého saisického úřadu, Minisersva práce a sociálních věcí ČR a České národní banky.

13 380 Hodnoy NAIRU při vyhlazení 0,6 se nacházely v inervalu od 1,1 do +13,4 % a pro vyhlazení 1,0 v inervalu od 1,9 do +13,9 %. Průběh obou dvou řad NAIRU je podobný (graf 1). NAIRU získané ouo meodou (jak s vyhlazením 0,6, ak s vyhlazením 1,0) nejdříve procházelo zápornými hodnoami (období od 1. čvrleí 1999 do 4. čvrleí 1999). Too období koresponduje s urychlením resrukuralizace domácí ekonomiky, což vyúsilo v posupný posun NAIRU k vyšším hodnoám. Nesabilia charakeru závislosi mezi nezaměsnanosí a inflací byla dále umocněna výkyvy ve vývoji cen ropy (v 1. čvrleí meziroční pokles o 21,1 % byl ve 4. čvrleí vysřídán meziročním růsem o 130,1 %), ve vývoji měnového kurzu CZK/EUR (apreciace kurzu v 1. čvrleí byla vysřídána depreciací kurzu CZK/EUR), ve vývoji dovozních cen (zaímco v 1. čvrleí byl ješě zaznamenán jejich meziroční pokles o 6,8 %, ve 4. čvrleí se jednalo o jejich meziroční růs o 11,1 %) a ve vývoji regulovaných cen (na počáku meziročně vzrosly o 11,9 % a na konci roku 1999 jejich meziroční růs byl pouze 4,2 %). Nejvyšší hodnoa NAIRU byla odhadnua pro 3. čvrleí 2008 (u vyhlazení 0,6 činila 13,4 % a pro τ 1,0 byla 13,9 %). Analýzou někerých ukazaelů reálné ekonomiky bylo zjišěno, že v omo období byl pokračující pokles míry nezaměsnanosi (z 5,9 % v 1. čvrleí 2008 na 5,3 % ve 3. čvrleí 2008) doprovázen poklesem růsu defláoru spořeby domácnosí (z 6,9 % na 2,7 %), resp. indexu spořebielských cen (ze 7,4 % na 6,7 %). Změna charakeru závislosi mezi mírou nezaměsnanosí a inflací byla způsobena především vlivem vývoje cen ropy Bren (snížení meziročního růsu ve sledovaném období o 12,3 p. b.), vývojem dovozních cen (prohloubení meziročního poklesu o 1,1 p. b.) a vývojem měnového kurzu CZK/EUR (zesílení apreciačních laků). V prosředí anicipovaných očekávání může bý ao změna charakeru závislosi mezi mírou nezaměsnanosí a inflací, jevící se jako významný růs gapu nezaměsnanosi (za období 1. až 3. čvrleí 2008 činil průměrný převis NAIRU nad skuečnou mírou nezaměsnanosí 7,6 p. b., resp. 7,8 p. b.), obdobou vývoje z roku 1999 (zde převýšila skuečná míra nezaměsnanosi NAIRU v průměru o 8,2 p. b., resp 9,0 p. b.) a signalizova příomnos nesabilního prosředí a případných srukurálních posunů v ekonomice úsících ve zvýšení hodnoy NAIRU v blízké budoucnosi. Zaímco zvýšení hodnoy NAIRU v roce 1999 korespondovalo s urychlením resrukuralizace domácí ekonomiky, dosavadní vývoj roku 2008 může mí souvislos s příchodem globální finanční a ekonomické krize na rh práce a do reálné ekonomiky jako celek. Pro srovnání uvádíme odhady NAIRU auorů Hurníka a Navráila (2005). Tio auoři získávají NAIRU pro období (náš inerval začíná 1. čvrleím 1996 a končí 3. čvrleím 2008). K popisu rhu práce používají

14 381 míru nezaměsnanosi dle ILO (u nás se jedná o regisrovanou míru nezaměsnanosi) a cenový vývoj je popisován jádrovou inflací (v našem případě defláorem spořeby domácnosí). Kromě dozadu hledícího inflačního očekávání zahrnují aké dopředu hledící expekace o inflaci (naše analýza využívá pouze dozadu hledící očekávání). Dle odhadů auorů NAIRU bylo nejdříve sabilní (období ). V dalším období akcelerovalo až na 7,5 % v roce 2003 (v naší analýze o bylo podle jednorovnicového modelu až na hodnou 9,7 %, podle Break modelu na hodnou 9,3 %, podle HP filru na hodnou 8,8 % a podle Kalmanova filru při vyhlazení 0,6 na hodnou 9,9 % a při vyhlazení 1,0 až na 8,4 %). Poé auoři vrdí, že jeho vývoj byl poměrně sabilní, což odpovídá odhadům našich modelů pro rok Hájek a Bezděk (2000) odhadují přirozenou míru nezaměsnanosi v období 1991 až 2001 pomocí ří meod. V první varianě použili vyhlazení časové řady průměrné roční míry nezaměsnanosi HP filrem. Tao meoda odhadla NAIRU ve výši 7,1 % pro rok 1999, pro rok 2000 ve výši 8,0 % a pro rok 2001 ve výši 8,8 %. I když naše hodnoy jsou nižší (6,7 %, 7,5 % a 8,1 %), vykazují obdobně rosoucí rend. Dle druhé meody auoři určili přirozenou míru nezaměsnanosi jako průměrnou roční míru nezaměsnanosi v období od 1991 do 2001 ve výši 3,3 % (námi odhadnué NAIRU pro období 1. čvrleí 1996 až 4. čvrleí 2001 se podle použié meody pohybovalo v inervalu od 4,1 % do 6,0 %). V poslední varianě auoři odhadli vzah mezi empem růsu reálných jednokových mzdových nákladů v NH a průměrnou roční mírou nezaměsnanosí. Průměrná hodnoa NAIRU v období byla 7,7 % (v našem případě se NAIRU v období pohybovalo v inervalu od 3,6 % podle Break modelu po 5,1 % podle HP filru). 4. Aplikace na podmínky Slovenska Meodologie, kerá byla v předchozí čási aplikovaná na makrodaa České republiky, je v éo čási použia aké k odhadu NAIRU v podmínkách Slovenska. Také pro uo zemi byl využi defláor spořeby domácnosí ve formě odrážející adapivní formování očekávání. Saisicky významnými vysvělujícími proměnnými byly míra nezaměsnanosi dle definice Mezinárodní organizace práce (Inernaional Labour Organizaion ILO) v % a meziroční změny ěcho indikáorů v %: měnový kurz SKK/EUR, dovozní ceny a cena ropy Bren (v případě ČR nebyla saisická významnos prokázaná, a proo cena ropy nebyla zařazena do modelů). Časové řady míry nezaměsnanosi byly vkládány do modelu až po sezónním očišění klouzavým muliplikaivním průměrem. Prvním náhledem na zkoumanou subsiuci bude i v případě Slovenska jednorovnicový model.

15 382 Pro slovenská daa křivka MNČ regrese poom je: 5 SKK / EUR Δ π = 4,984 0,296u + 0,608 Δ π 1 + 0,163 x 1 + e π meziroční změna defláoru spořeby domácnosí (saisicky významné zpoždění je 1 čvrleí), u míra nezaměsnanosi v % (bez zpoždění), X meziroční změna měnového kurzu SKK/EUR (zpoždění 1 období). T a b u l k a 4 P-hodnoy a vybrané charakerisiky modelu Paramer P-hodnoa Konsana 0.06 u 0.07 π x SKK/EUR R Prob (F-sa) 0.00 Zdroj: Vlasní propoče na podkladě údajů OECD. G r a f 2 NAIRU odhadnué jednorovnicovým modelem, Break modelem, HP a Kalmanovým filrem 26 Skuečná míra nezaměsnanosi Kalmanův filr (0,6) HP filr Jednorovnicový model Break model Kalmanův filr (1) 20 v % / / / /08 Období Zdroj: Vlasní propoče na podkladě údajů OECD. Odhadovaná hodnoa NAIRU činila 16,8 % (graf 2) a byla propočena ako: 4,984/0,296. V případě Slovenska se NAIRU podsaně liší od vývoje skuečné míry nezaměsnanosi až ke konci sledovaného období (od 2. čvrleí 2006 do 3. čvrleí 2008). Směrnice přímky je klasicky záporná ( 0,3).

16 383 5 Break model minimalizací sumy čverců reziduí odhadl ři zlomové body ve vývoji NAIRU (graf 2). Vývoj subsiuce mezi nezaměsnanosí a defláorem byl rozdělen do šesi časových období. První období pokrývalo 3. čvrleí 1998 až 2. čvrleí Druhé období rvalo od 3. čvrleí 2000 do 3. čvrleí 2001 a řeí od 4. čvrleí 2001 do 4. čvrleí Přímka MNČ regrese pro první období byla poom: SKK / EUR ROPA Δ π = 12,294 0,972u 1 + 0,619 x 2 + 0,031 x + e π meziroční změna defláoru spořeby domácnosí v %, u míra nezaměsnanosi v % (zpoždění 1 čvrleí), X meziroční změna měnového kurzu SKK/EUR (zpoždění 2 čvrleí) a meziroční změna ceny ropy v % (bez zpoždění). Odhadovaná hodnoa NAIRU je 12,6 % (12,294/0,972). Přímka MNČ regrese pro druhé období je: SKK / EUR DOVOZC Δ π = 16,551 1,178u + 0,643 x 2 + 0,222 x 5 + e u je míra nezaměsnanosi v % (bez zpoždění), X je meziroční změna dovozních cen v % (se zpožděním 5 čvrleí). Odhadovaná hodnoa NAIRU je 14,1 % (16,551/1,178). Přímka MNČ regrese pro řeí období je: ROPA Δ π = 34,880 1,898 u 1 + 0,049 x 2 + e u míra nezaměsnanosi v % (zpoždění 1 čvrleí), X meziroční změna ceny ropy v % (se zpožděním 2 čvrleí). Odhadovaná hodnoa NAIRU je 18,4 % (34,880/1,898). Dále odhadneme přímky MNČ regrese a propočeme hodnoy NAIRU pro čvré, páé a šesé období. Přímka MNČ regrese pro čvré období (1. čvrleí čvrleí 2005) je: Δ π = 19,969 1,200u 3 + 0,708 Δ π 1 + e π meziroční změna defláoru spořeby domácnosí v % (se zpožděním 1 období), u míra nezaměsnanosi v % (zpoždění 3 čvrleí). Odhadovaná hodnoa NAIRU je 16,6 % (19,969/1,200). 5 Všechny paramery rovnic, P-hodnoy a vybrané charakerisiky modelů v éo čási jsou uvedeny v Příloze 2.

17 384 Přímka MNČ regrese pro páé období (1. čvrleí čvrleí 2007) je: Δ π = 21, ,570u 2 + e u míra nezaměsnanosi v % (zpoždění 2 čvrleí). Odhadovaná hodnoa NAIRU je 13,5 % (21,258/1,570). Přímka MNČ regrese pro šesé období (2. čvrleí čvrleí 2008) je: Δ π 42,477 4,220 0,298 DOVOZC = u + x 3 + e u míra nezaměsnanosi v % (bez zpoždění), X meziroční změna dovozních cen v % (se zpožděním 3 čvrleí). Odhadovaná hodnoa NAIRU je 10,1 % (42,477/4,220). Dle éo meody se ekonomika v posledním období (1. čvrleí 2008 až 3. čvrleí 2008) nacházela v období konjunkury. Směrnice přímek, kromě páého období, jsou ypicky záporné. Hodnoa směrnice přímky ve výši 4,2 povrdila vysokou subsiuovaelnos inflace nezaměsnanosí v závěrečném šesém období. T a b u l k a 5 P-hodnoy a vybrané charakerisiky modelů Paramer P-hodnoa 1. období 2. období 3. období 4. období 5. období 6. období Konsana u u u u π x SKK/EUR x ROPA 0.07 x ROPA x DovozC x DovozC R Prob (F-sa) Zdroj: Vlasní propoče na podkladě údajů OECD. Podle HP filru se NAIRU pohybuje v inervalu od 9,4 % do 18,3 % (graf 2). Od 2. čvrleí 2006 lze pozorova pokles skuečné míry nezaměsnanosi pod NAIRU, což indikuje období konjunkury, podobně jako v České republice. Na rozdíl od osaních meod oo období končí již ve 2. čvrleí 2008 a konjunkura je mělká. Vrcholem éo fáze se salo 4. čvrleí V případě Kalmanova filru s vyhlazením 0,6 byla jako závislá proměnná použia meziroční změna defláoru spořeby domácnosí v %. Fixními regresory se saly zpožděné hodnoy míry nezaměsnanosi v %, meziroční změna defláoru spořeby

18 385 domácnosí a meziroční změna ceny ropy v % (v případě ČR ao vysvělující proměnná nebyla saisicky významná a proo nebyla zařazena do modelu). Rovnice ve formě popisující sacionární sav měla následující var: ROPA Δ π = SV1 0,307u + 0,483 Δ π + 0,026 x + e Při aplikaci Kalmanova filru s vyhlazením 1,0 byla opě jako závislá proměnná použia meziroční změna defláoru spořeby domácnosí, saisicky významnými fixními regresory se saly zpožděné hodnoy míry nezaměsnanosi, meziroční změny defláoru spořeby domácnosí a meziroční změny ceny ropy v %. Rovnice ve formě popisující sacionární sav měla eno následující var: ROPA Δ π = SV1 0,377u + 0,418 Δ π + 0,029 x + e T a b u l k a 6 P-hodnoy a vybrané charakerisiky modelů Paramer P-hodnoa vyhlazení 0.6 vyhlazení 1.0 SV u π x ROPA R Zdroj: Vlasní propoče na podkladě údajů OECD. Hodnoy NAIRU se podle meody Kalmanova filru s vyhlazením 0,6 pohybují v inervalu od 3,3 do +25,3 % a s vyhlazením 1,0 se nachází v inervalu od 2,9 % do +25,8 %. Pro obě vyhlazení (0,6 a 1,0) je kvaliaivní průběh NAIRU velice podobný (graf 2). Záporné hodnoy NAIRU na počáku sledovaného období naznačují, že aké v případě Slovenska Kalmanův filr odhalil nesabilní období se srukurálními posuny na rhu práce. Jednalo se o druhou polovinu roku 2000 a první polovinu roku 2001 (v ČR se jednalo o období 1. čvrleí 1999 až 4. čvrleí 1999). Resrukuralizace ekonomiky a nesabilia charakeru závislosi vedly k následnému výraznému zvýšení hodnoy NAIRU. Konkréně došlo k výkyvům ve vývoji cen ropy (ve 3. a 4. čvrleí 2000 byl zaznamenán jejich meziroční růs o 30,1 % a v 1. a 2. čvrleí 2001 meziroční pokles o 2,5 %), ve vývoji měnového kurzu SKK/EUR (apreciace kurzu ve 3. a 4. čvrleí 2000 byla vysřídána depreciací v 1. a 2. čvrleí 2001) a ve vývoji dovozních cen (zaímco ve 3. a 4. čvrleí 2000 byl zaznamenán jejich meziroční růs o 14,1 %, v 1. a 2. čvrleí 2001 meziroční růs činil 6,0 %). V období od 2. čvrleí do 4. čvrleí 2003 lze ve vývoji NAIRU dle Kalmanova filru pozorova opačnou endenci. NAIRU (s vyhlazením 1,0) dosahuje hodno nad 20 % s maximem ve výši 25,8 % ve 4. čvrleí I zde z analýzy

19 386 ukazaelů (ceny ropy, měnový kurz SKK/EUR a dovozní ceny) mimo subsiuci míry nezaměsnanosi a inflace plyne nesabilia ekonomického prosředí, kerá vedla ke zvýšení mezery nezaměsnanosi (nejvyšší převis NAIRU nad skuečnou mírou nezaměsnanosi byl zasazen do období 4. čvrleí 2003 a činil 7,9 p. b. pro vyhlazení 0,6 a 8,4 p. b. pro vyhlazení 1,0). Od 4. čvrleí 2006 obě křivky kopírují skuečnou míru nezaměsnanosi a mezera nezaměsnanosi se pohybuje do ří procenních bodů. Inflační a posupně i deflační dopady nejsou velké. Na konci sledovaného období (od 1. čvrleí 2008) se obnovují inflační laky, což naznačily již všechny předešlé meody. Vrcholem éo fáze konjunkury bylo 3. čvrleí Z analýzy ukazaelů reálné ekonomiky není zřejmá změna v charakeru závislosi subsiuce míry nezaměsnanosi a inflace, kerá by signalizovala příomnos nesabilního prosředí a případné srukurální posuny vedoucí ke zvýšení hodno NAIRU v příším období. Teno závěr je aké v souladu s velikosí gapu nezaměsnanosi, kerý činil v období 1. až 3. čvrleí ,1 p. b. (vyhlazení 0,6), resp. 2,6 p. b. (vyhlazení 1,0), což jsou hodnoy srovnaelné s hodnoami v převažující čási sledovaného období. Na druhé sraně signálem změn na rhu práce může bý vysledovaná akcelerace mezičvrleních přírůsků gapů nezaměsnanosi a již dříve zmíněný odhad přechodu do fáze recese již od 3. čvrleí 2008 meodou HP filru. 5. Porovnání vývoje NAIRU ve vybraných zemích Visegrádské skupiny a závěry z analýzy Jednorovnicový model poskyl pro celé sledované období dlouhodobé NAIRU rovné 9,7 % (ČR) a 16,8 % (SR). V České republice po celé období NAIRU převyšovalo skuečnou míru nezaměsnanosi, přičemž ke konci sledovaného období (2. čvrleí 2006 až 3. čvrleí 2008) eno převis zásadní. V případě Slovenska fáze konjunkury byla zaznamenána pouze na počáku a na konci sledovaného období (2. čvrleí 2005 až 3. čvrleí 2008). Break model rozdělil hisorii vzahu mezi defláorem spořeby domácnosí a nezaměsnanosí na čyři časová období v případě České republiky a šes období v případě Slovenska. V podmínkách ČR a SR NAIRU odhadnué ouo meodou již odráží vývoj skuečné míry nezaměsnanosi celkem dobře. Poslední fází v ěcho zemích bylo období konjunkury, keré v České republice začalo ve 2. čvrleí 2006 a na Slovensku v 1. čvrleí Podle HP filru poslední fáze konjunkury začala nejdříve na Slovensku (2. čvrleí 2006). V České republice počáek éo fáze byl umísěn do 2. čvrleí Období konjunkury bylo v případě ČR ukončeno ve 3. čvrleí 2008.

20 387 Na Slovensku se již ve 3. čvrleí 2008 objevují první známky mělké recese. Vrchol poslední konjunkury byl nejdříve zaznamenán na Slovensku (4. čvrleí 2006). V České republice se jednalo až o 3. čvrleí Kalmanův filr odhadl, že do poslední fáze konjunkury nejdříve vsoupila ČR (1. čvrleí 2006). Slovensko následovalo v 1. čvrleí V obou zemích ao fáze rvala až do 3. čvrleí Vrchol poslední konjunkury byl shodně zasazen do 3. čvrleí V případě ČR Kalmanův filr upozornil na příomnos změny v charakeru závislosi mezi nezaměsnanosí a inflací ve sledovaném období roku 2008, kerá by mohla signalizova příomnos nesabilního prosředí a případné srukurální posuny na rhu práce s vyúsěním v růs hodnoy NAIRU v blízké budoucnosi. Odhady NAIRU v podmínkách Slovenska prozaím žádné konkréní indicie o nesabilním prosředí nepovrdily. Jisým signálem změn na rhu práce však může bý zvyšování mezičvrleních přírůsků gapů nezaměsnanosi a dříve zmíněný odhad fáze recese již od 3. čvrleí 2008 meodou HP filru. Shrnuí závěrů z analýzy Námi publikovaný článek deekoval: 1. Podsané odchylky v odhadnuých hodnoách NAIRU, keré lze dle éo práce pozorova: V rámci každé z ranziivních ekonomik, může plynou mj. z odlišných echnických paramerů jednolivých meod. V České republice jednorovnicový model odhadl dlouhodobé NAIRU ve výši 9,7 %. Break model deekoval čyři období s NAIRU pohybujícím se v inervalu od 3,6 % do 9,3 %. Variabilní NAIRU podle HP filru bylo v inervalu 2,0 % až 8,8 % a podle Kalmanova filru v inervalu od 1,9 % do +13,9 %. Na Slovensku dlouhodobé NAIRU podle jednorovnicového modelu poom bylo 16,8 %. Break model odhadl šes časových období v inervalu od 10,1 18,4 %. V čase proměnlivé NAIRU z HP filru bylo v inervalu 9,4 18,3 % a z Kalmanova filru v inervalu od 3,3 % do +25,8 %. Mezi zeměmi skupiny V4, může bý způsobena specifikami insiucionálního rámce a problémy souvisejícími s odhadem NAIRU v malých oevřených ekonomikách. Z porovnání hodno NAIRU odhadnuých jednolivými meodami je parný především rozdíl v jeho velikosi. Zaímco v České republice se odhadnué hodnoy NAIRU pohybovaly v inervalu od 1,9 % do +13,9 %, na Slovensku o byl inerval podsaně širší ( 3,3 % až +25,8 %). Z analýzy je parné, že rozdíl v hodnoách NAIRU se vyskyuje především na počáku sledovaného období. K jejich výraznému sbližování poom došlo od roku 2004 s ím, že nejmenší

21 388 rozdíl byl zaznamenán na konci roku Další rozdíl spočívá v opačném rendu ve vývoji NAIRU v obou zemích. V České republice NAIRU prakicky vykazuje rosoucí rend a na Slovensku je rend mírně klesající. 2. Nesabilní prosředí a srukurální posuny na rhu práce a v ekonomice a závěry z jejich analýzy využil k násinu vývoje NAIRU v nejbližším období, a o: Pro Českou republiku V České republice byly odhadnuy dvě období s nesabilním prosředím a se srukurálními posuny vedoucími ke zvýšení NAIRU v budoucím období. První období (1. čvrleí 1999 až 4. čvrleí 1999) se vyznačovalo zápornými hodnoami NAIRU. Too období koresponduje s urychlením resrukuralizace domácí ekonomiky a s nesabiliou charakeru závislosi mezi nezaměsnanosí a inflací (vliv výkyvů ve vývoji cen ropy, měnového kurzu CZK/EUR, dovozních cen a regulovaných cen). Druhé období pokrývalo časový inerval od 1. čvrleí do 3. čvrleí Změna charakeru závislosi mezi mírou nezaměsnanosí a inflací byla způsobena vývojem cen ropy Bren, dovozních cen a měnového kurzu CZK/EUR. V prosředí anicipovaných očekávání změny charakeru závislosi uvniř subsiuce mohou bý obdobou vývoje z roku 1999 a signalizova příomnos nesabilního prosředí a případných srukurálních posunů vedoucích k růsu NAIRU v nejbližším období. Pro Slovensko V případě Slovenska se jednalo o ři období s nesabilním prosředím, kerá vyúsila ve změnu ve vývoji NAIRU. Záporné hodnoy NAIRU naznačovaly nesabilní období se srukurálními posuny na rhu práce v období od druhé poloviny roku 2000 do první poloviny roku 2001 (první období). Resrukuralizace ekonomiky a nesabilia charakeru závislosi (vlivem výkyvů ve vývoji cen ropy, měnového kurzu SKK/EUR a dovozních cen) vedly k následnému výraznému zvýšení hodnoy NAIRU. V období od 2. čvrleí do 4. čvrleí 2003 (druhé období) NAIRU dosahuje hodno nad 20 %. Také zde z analýzy ukazaelů mimo subsiuci míry nezaměsnanosi a inflace plyne nesabilia ekonomického prosředí, kerá vedla ke zvýšení mezery nezaměsnanosi. Z analýzy ukazaelů reálné ekonomiky ve sledovaném období roku 2008 (řeí období) není zřejmá změna v charakeru závislosi subsiuce míry nezaměsnanosi a inflace, kerá by signalizovala příomnos nesabilního prosředí a případné srukurální posuny vedoucí k růsu hodnoy NAIRU v příším období. Nicméně indicií pohybů na rhu práce vlivem finanční a globální krize může bý zvyšování mezičvrleních přírůsků gapů nezaměsnanosi a zasazení konce poslední konjunkury do 2. čvrleí 2008 meodou HP filru.

22 389 P ř í l o h a 1 Přehled paramerů, P-hodno a vybraných charakerisik modelů (k čási 3) Název meody Paramer modelu Vybrané charak. modelu Hodnoa P-hodnoa R-squared Prob (F-sa) Konsanní NAIRU: Meoda jedné rovnice konsana míra nezaměsnanosi ( 1) defláor spořeby ( 1) měnový kurz () měnový kurz ( 3) charakerisiky modelu NAIRU v časovém inervalu Break model: 1. období konsana míra nezaměsnanosi ( 1) defláor spořeby ( 1) měnový kurz () charakerisiky modelu období konsana míra nezaměsnanosi ( 1) defláor spořeby ( 1) měnový kurz () měnový kurz ( 3) charakerisiky modelu období konsana míra nezaměsnanosi ( 1) defláor spořeby ( 1) měnový kurz () měnový kurz ( 3) charakerisiky modelu období konsana míra nezaměsnanosi ( 1) dovozní ceny ( 1) charakerisiky modelu Časově proměnlivé NAIRU Kalmanův filr: Vyhlazení (0,6) konsana míra nezaměsnanosi ( 2) defláor spořeby ( 2) měnový kurz ( 2) dovozní ceny () charakerisiky modelu 0.90 Vyhlazení (1,0) konsana míra nezaměsnanosi ( 1) měnový kurz ( 2) dovozní ceny () charakerisiky modelu 0.92 Zdroj: Vlasní propoče na podkladě údajů Českého saisického úřadu, Minisersva práce a sociálních věcí ČR a České národní banky.

23 390 P ř í l o h a 2 Přehled paramerů, P-hodno a vybraných charakerisik modelů (k čási 4) Název meody Paramer modelu Vybrané charak. modelu Hodnoa P-hodnoa R-squared Prob (F-sa) Konsanní NAIRU: Meoda jedné rovnice konsana míra nezaměsnanosi () defláor spořeby ( 1) měnový kurz ( 1) charakerisiky modelu NAIRU v časovém inervalu Break model: 1. období konsana míra nezaměsnanosi ( 1) měnový kurz ( 2) cena ropy () charakerisiky modelu období konsana míra nezaměsnanosi () měnový kurz ( 2) dovozní ceny ( 5) charakerisiky modelu období konsana míra nezaměsnanosi ( 1) cena ropy ( 2) charakerisiky modelu období konsana míra nezaměsnanosi ( 3) defláor spořeby ( 1) charakerisiky modelu období konsana míra nezaměsnanosi ( 2) charakerisiky modelu období konsana míra nezaměsnanosi () dovozní ceny ( 3) charakerisiky modelu Časově proměnlivé NAIRU Kalmanův filr: Vyhlazení (0,6) konsana míra nezaměsnanosi ( 4) defláor spořeby ( 1) cena ropy ( 6) charakerisiky modelu 0.80 Vyhlazení (1,0) konsana míra nezaměsnanosi ( 4) defláor spořeby ( 1) cena ropy ( 6) charakerisiky modelu 0.89 Zdroj: Vlasní propoče na podkladě údajů OECD.

24 391 Lieraura AKERLOF, G. A. DICKENS, W. T. PERRY, G. L. (1996): The Macroeconomics of Low Inflaion. [Brookings Papers on Economic Akiviy.] Washingon, DC: Brookings Insiuion. BALL, L. MOFFITT, R. (2001): Produciviy Growh and he Phillips Curve. [NBER Working Paper Series.] Cambridge: Naional Bureau of Economic Research. BENEŠ, J. N DIAYE, P. (2004): A Mulivariae Filer for Measuring Poenial Oupu and he NAIRU: Applicaion o he Czech Republic. [IMF Working Paper, No. 04/45.] Washingon, DC: IMF. BEZDĚK, V. DYBCZAK, A. KREJDL, A. (2003): Czech Fiskal Policy: Inroducory Analysis. [Working Paper, No. 7.] Prague: Czech Naional Bank. BOONE, L. (2000): Comparing Semi-Srucural Mehods o Esimae Unobserved Variables. The HPMV and Kalman filers Approaches OECD. [Working Papers, No. 240.] Paris: OECD, Economics Deparmen. ESTRADA, Á. HERNANDO, I. LÓPEZ-SALIDO, J. D. (2000): Measuring he NAIRU in he Spanish Economy. [Documeno de Trabajo nº 0009.] Madrid: Banco de Espaňa. EViews (1998): EViews Version 3.1. Help Topics. < FABIANI, S. MESTRE, R. (2000): Alernaive Measures of he NAIRU in he Euro Area: Esimaes and Assessmen. [ECB Working Paper, No. 17.] Frankfur: European Cenral Bank. FRIEDMAN, M. (1968): The Role of Moneary Policy. The American Economic Review, 58, č. 1, s FUKAČ, M. (2003): Non-Acceleraing Inflaion Rae of Unemploymen. [Mimeo.] Praha: CERGE-EI. HÁJEK, M. BEZDĚK, V. (2000): Odhad poenciálního produku a produkční mezery v ČR. [Working Paper.] Praha: Česká národní banka. HUMPHREY, T. M. (1985): The Early Hisory of he Philips Curve. Economic Review of Federal Reserve Bank of Richmond, 71, May, s HURNÍK, J. NAVRÁTIL, D. (2005): Labour Marke Performance and Macroeconomic Policy: The Time Varying NAIRU in he CR. Finance a úvěr, 55, č. 1 2, s JAŠOVÁ, E. (2009): Podobnosi a rozdíly ve vývoji míry nezaměsnanosi neakcelerující inflaci a hospodářského cyklu ve vybraných sředoevropských zemích do roku Současná Evropa, č. 1, s JAŠOVÁ, E. (2010): Míra nezaměsnanosi neakcelerující inflaci a hospodářský cyklus v prosředí České republiky hisorie a možný vývoj do konce roku [Working Papers, Vol. IV.] Praha: Fakula mezinárodních vzahů VŠE v Praze. MCADAM, P. MCMORROW, K. (1999): The NAIRU Concep Measuremen Uncerainies, Hyseresis and Economic Policy Role. [Economic Papers, No. 136.] Brussels: European Commission. MODIGLIANI, F. PAPADEMOS, L. (1975): Targes for Moneary Policy in he Coming Year. Brookings Papers on Economic Akiviy. Washingon, DC: Brookings Insiuion. PHELPS, E. S. (1967): Phillips Curves, Expecaions of Inflaion and Opimal Unemploymen Over Time. Economica, New Series, 34, č. 135, s PHILLIPS, A. W. (1958): The Relaionship beween Unemploymen and he Rae of Change of Money Wages in he Unied Kingdom Economica, New Series, 25, č. 100, s RICHARDSON, P. BOONE, L. GIORNO, C. MEACCI, M. RAE, D. TURNER, D. (2000): The Concep, Policy use and Measuremen of Srucural Unemploymen: Esimaing a Time Varying NAIRU across 21 OECD Counries. [Working Paper.] Paris: OECD. SAMUELSON, P. A. SOLOW, R. M. (1960): Analyical Aspecs of Ani-inflaion Policy. The American Economic Review, 50, č. 2, s SEKHON, J. S. (1999): Esimaion of he Naural Rae of Unemploymen: 1955: :12. Berkeley: Harvard Universiy. TOBIN, J. (1997): Supply Consrains on Employmen and Oupu: NAIRU versus Naural Rae. [Cowles Foundaion Paper 1150.] New Haven: Yale Universiy.