Podzim Výzkumná práce 2 Sektorové produktivity a relativní cena neobchodovatelných statků: Opravdu příliš mnoho povyku pro nic?

Rozměr: px
Začít zobrazení ze stránky:

Download "Podzim 2004. Výzkumná práce 2 Sektorové produktivity a relativní cena neobchodovatelných statků: Opravdu příliš mnoho povyku pro nic?"

Transkript

1 Podzim 24 Výzkumná práce 2 Sekorové produkiviy a relaivní cena neobchodovaelných saků: Opravdu příliš mnoho povyku pro nic? Makroekonomický vývoj 15 Akuální makroekonomický vývoj České republiky 32 Prognóza ekonomických ukazaelů České republiky Podzim

2 Výzkumná práce Sekorové produkiviy a relaivní cena neobchodovaelných saků: Opravdu příliš mnoho povyku pro nic? Úvod Růs relaivní ceny neobchodovaelných saků v ranziivních ekonomikách je předměem rozsáhlého ekonomického výzkumu. 1 Jeho závěry jsou však poněkud nejednoznačné. Spory nejsou ani ak o samonou exisenci ohoo jevu, proože růs relaivní ceny neobchodovaelných saků byl poměrně kvaniaivně výrazný. Předměem diskusí jsou spíše důvody ohoo jevu. Především je oázkou, zdali známý Balassův-Samuelsonův efek (BS efek) je dosaečným eoreickým vysvělením. Tao eorie, vyvinuá v šedesáých leech, měla za úkol vysvěli, proč je cenová hladina v relaivně chudých zemích nižší než v zemích bohaých. Podle ní jsou neobchodovaelné saky v zemích s nízkými příjmy levnější než v bohaých zemích kvůli rozdílným sekorovým produkiviám. Byla ale změna relaivní ceny neobchodovaelných saků v ranziivních ekonomikách opravdu způsobena rozdílnými empy růsu sekorových produkivi? Jsou naplněny poměrně přísné předpoklady BS modelu? A pokud nikoliv, jaké o má důsledky? Nejsou jiné fakory, možná specifické pro ranziivní ekonomiky, pro vysvělení důležiější? Jedním z důvodů, proč esování BS modelu nedává úplně osré závěry, je nedosaek spolehlivých, vhodných a srovnaelných da. Pro zodpovězení předešlých oázek je oiž nuné využí desagregovaných da. Rozdíly v použiých daech se jeví jako hlavní důvod, proč se kvaliaivní závěry různých auorů navzájem liší. V éo sai budeme esova BS efek na daech, o nichž se domníváme, že jsou o nejvhodnější dosupná daa z hlediska eorie, kerá o nich má vypovída. Srukura sudie je následující: v dalším oddíle budeme specifikova esovaelnou verzi BS efeku a vymezíme obchodovaelný a neobchodovaelný sekor. Ve řeím oddíle je model esován panelovou a průřezovou regresí. Ve čvrém oddíle provedeme rozklad 1 Z akuální lieraury můžeme jmenova např. Canzoneri e al. (1998), Eger (22), Alberola (2), Kovács (22), Flek e al. (23), Lojschová (23), Halpern, Wyplosz (21). relaivní ceny neobchodovaelných saků, ukážeme jaké předpoklady BS modelu nejsou naplněny a co o má za důsledky. V následujícím oddíle je proveden deailnější rozklad pro Českou republiku a poslední oddíl předsavuje závěr. Model a daa Tesovaelná verze BS efeku - éž použiá ve Flek e al. (23) - vypadá následovně: LP P = α + β ln + ε LP T N ln. (1) V rovnici (1) P reprezenuje relaivní cenu neobchodovaelných saků v čase, vyjádřenou jako poměr k nominální ceně neobchodovaelných saků a nominální cenové hladiny obchodovaelných saků. LP a T LP označují produkiviu práce N (produk na pracovníka) v obchodovaelném resp. neobchodovaelném sekoru. Tao rovnice předsavuje dominanní způsob esování BS efeku. 2 Flek e al. (23) zkoušeli aké rovnici, kerá obsahuje odlišné β pro obchodovaelný a neobchodovaelný sekor. když výsledky jsou z empirického hlediska velmi zajímavé, je pro eno posup obížné v eorii naléz inerpreaci, akže se sousředíme na esování rovnice ve varu (1). Jak bylo výše zmíněno, druh a kvalia použiých da je zřejmě zásadním důvodem sporů ohledně kvaniaivní relevance BS efeku v ranziivních ekonomikách. Teorie implikuje, že nejbližším empirickým proějškem sekorových produkivi práce jsou sekorové přidané hodnoy na pracovníka. Teno přísup zvolili např. Kovács, Simon (1998). Lojschová (23) argumenuje ve prospěch celkové produkiviy výrobních 2 Mihaljek (22) a Lojschová (23) upozorňují, že ao rovnice však spíše esuje zv. Baumol-Bowenův efek, kerý se ýká pouze relaivní ceny neobchodovaelných saků. BS efek je spíše srovnáním Baumolova-Bowenova efeku mezi zeměmi navzájem. Jedná se však o čisě erminologický problém a my budeme i nadále používa vyjádření BS model i pro změnu relaivní ceny neobchodovaelných saků v domácí ekonomice. Podzim

3 fakorů (TFP) míso výsupu na pracovníka, ale daa o sekorových TFP pro ranziivní ekonomiky se nám jeví jako velmi nespolehlivá. Tím, že budeme používa právě sekorové přidané hodnoy na pracovníka míso sekorových hrubých domácích produků na pracovníka, vyhneme se problémům spojeným se změnami v nepřímých daních, doacích apod. Připomeňme, že hrubý domácí produk na pracovníka kromě přidané hodnoy zahrnuje i nepřímé daně snížené o doace. Je pochopielné, že přidané hodnoy na pracovníka jsou lepšími ukazaeli produkiviy práce než indexy průmyslové produkce, indexy savební produkce apod. Tyo indexy jsou oiž ovlivněny měnícím se podílem spořeby meziprodukce na jejich celkové produkci a o je činí méně hodnoné pro esování rovnice (1). Co se ýká relaivní ceny neobchodovaelných saků, P, měla by bý měřena jako podíl defláorů přidané hodnoy v neobchodovaelném a obchodovaelném sekoru. Too je přísup, kerý zde použijeme a kerý je nejvíce v souladu s BS modelem. Další problém, kerý se musí řeši při jakémkoliv esování BS efeku, je vymezení obchodovaelného a neobchodovaelného efeku. Hranice mezi sekory je evidenně neosrá a vymezení sekorů ak nemá žádné definiivní řešení. Sručný přehled vymezení sekorů v ranziivních ekonomikách použiých v poslední lierauře podávají např. Mihaljek (22), Lojschová (23). V éo oázce jsou především dva sporné body. V první řadě není zřejmé, co je a co není obchodovaelné. Pravděpodobně v každém oboru můžeme nají jak obchodovaelné, ak i neobchodovaelné položky. Daa o přidané hodnoě jsou však dosupná pouze pro odvěví jako celek a udíž jako celek bude klasifikováno jako obchodovaelné nebo neobchodovaelné. Druhý sporný bod je, zdali akové akiviy jako vzdělání, veřejná správa, zdravonicví apod. mají bý do analýzy aké zahrnuy. Z věší čási oiž nepaří do soukromého sekoru a proo je možné, že logika BS modelu na ně není aplikovaelná. V omo ohledu budou vyzkoušeny oba přísupy. Nejprve budeme esova rovnici (1) včeně oborů, keré jsou z věší čási pod sání konrolou, a poom ji budeme esova s vyloučením ěcho ekonomických akivi. Ani obchodovaelný sekor není bez konroverzí. Zejména není jasné, zdali má do něho bý zahrnuo zemědělsví, proože ačkoliv jeho produky jsou obchodovaelné v principu, časo nemohly bý svobodně mezinárodně obchodovány kvůli adminisraivním opařením. Tyo a další důvody nás vedly k omu, abychom esovali eorii ve dvou verzích, kde o dosupnos da dovolí. Tyo dvě verze se od sebe budou liši způsobem, jakým v nich bude vymezen obchodovaelný a neobchodovaelný sekor. Ve verzi A budeme předpokláda, že obchodovaelný sekor obsahuje jak zemědělsví, ak i průmysl (včeně výroby a disribuce energie). Neobchodovaelný sekor se skládá z veškeré zbývající přidané hodnoy. V éo verzi je ak jednoduše vše, co není zařazeno do obchodovaelného sekoru, chápáno jako neobchodovaelné. Ve verzi B obsahuje obchodovaelný sekor pouze průmysl (včeně výroby a disribuce energie). Neobchodovaelný sekor ve verzi B na rozdíl od verze A nezahrnuje následující ekonomické akiviy: veřejnou správu a obranu, vzdělání, zdravonicví a jiné veřejné a sociální činnosi. Verze B se ak prakicky shoduje s vymezením, keré pouze pro Maďarsko použili Kovács, Simon (1998). Všechna daa o přidaných hodnoách a jim odpovídajících defláorech jsou odvozena z daabáze OECD. Shrnuí emp růsu ve vzorku rozvinuých i ranziivních ekonomik je prezenováno v abulce 1. Nejdelší časové řady sahají od roku 197 do roku 23, nicméně pro někeré země jsou řady kraší díky podsaným meodologickým změnám nebo jednoduše proo, že daa nejsou dosupná vůbec. Je samozřejmé, že časové řady pro ranziivní ekonomiky (spolehlivá srovnaelná daa máme pouze pro ČR, Polsko, Slovensko a Maďarsko) mají délku nejvýše 1 le. Tempa růsu produkiviy práce v abulce 1 byla odvozena vydělením sekorových přidaných hodno (v cenách roku 2) počem pracovníků v omo sekoru. Poče pracovníků v sekorech je odvozen následujícím způsobem. Ve verzi A obsahuje obchodovaelný sekor zemědělsví, lov, rybářsví a lesnicví (SC 1), ěžební a důlní průmysl (SC 2), zpracovaelský průmysl (SC 3), výrobu a disribuci elekřiny, vody a plynu (SC 4). 3 Zaměsnanos ve všech osaních akiviách je považována za zaměsnanos neobchodovaelného sekoru. Nová meodologie vykazování srukury zaměsnanosi (zv. Revize 3), kerá začala bý 3 Zahrnuí výroby a disribuce elekřiny, vody a plynu do obchodovaelného sekoru je sporné. Rozhodujícím fakorem pro jejich zařazení bylo, že nejsou k dispozici separovaná daa o přidané hodnoě vyvořené v ěcho akiviách (přidaná hodnoa je obvykle ve saisikách OECD zahrnua pod Průmysl včeně energie ). Podzim

4 používána v osmdesáých nebo někde v devadesáých leech, nečiní žádné vážné problémy, pokud se projevila pouze jemnější klasifikací pracovní síly do více kaegorií. Pokud jsou však meodologické změny hlubší a časová řada není nadále konzisenní, je použia pouze a její čás, kerá byla sesavena podle nové meodologie. V akových případech jsou poom nuně i časové řady produkiviy práce zkráceny. Tabulka 1: Průměrné rné diferenciály v empech růsu r produkiviy práce a průměrná rná empa růsu r relaivní ceny neobchodovaelných saků (v % ročně) Země Období Růs prod. práce celkem Verze A Rozdíl v empech růsu sek. produkivi (obch neobch.) Růs P Období Verze B Růs prod. práce celkem Rozdíl v empech růsu sek. produkivi (obch neobch.) Ausrálie ,6 1,7 1, ,8 1,7 1,1 Belgie ,2 3,3 3, ,7 2,9 2,8 ČR ,3 3,7 2, ,9 2,6,8 Dánsko ,3 2,2, ,4 1,5, Finsko ,5 3,5 2, ,7 2,4 1,6 álie ,7 1,6 1,6 na na na na Japonsko ,5 2,1 1, ,5 1,4 1,5 Již. Korea ,1 5,3 3, ,2 6,7 2, Kanada ,9 1,6, ,7 1,7, Maďarsko ,3 3,5 3, ,4 3,8 2,8 Mexiko ,4 2,7 3, ,,,5 Německo ,9 2,, , 1,8, Nizozemí ,4 2,2 1, ,7 1,7 1, Nový Zéland ,5 2,3 1, ,8 1,7,5 Polsko ,9 5,1 6, ,5 5,1 7,3 Rakousko ,1 3,2 1, ,3 2, 1,2 Řecko ,8 2,2 1, ,7 1,2,8 Slovensko ,8 1,1 2, ,4 1,9 2,6 Spojené sáy , 1,7 1, ,7 1,1,8 Španělsko ,6 4,3 2, ,8 3,5 2,4 Švédsko ,9 3, 1, ,5 2,2 1,3 Turecko ,4 2,1 1, ,4 1,8 1,1 V. Briánie ,7 2,3 1,5 na na na na Pramen: OECD a výpočy ýmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON Růs P Ve verzi B se obchodovaelný sekor od verze A liší ím, že neobsahuje zemědělsví, rybářsví a lesnicví. Zaměsnanos ve verzi B v neobchodovaelném sekoru je složena z následujících ekonomických akivi: savebnicví (SC 5), velkoobchod a maloobchod, resaurace, hoely, opravy (SC 6), přeprava, skladování a komunikace (SC 7), finanční služby, pojišění, nemoviosi a služby pro podniky (SC 8). Ve všech zemích v daném vzorku rosla produkivia práce opravdu rychleji v obchodovaelném než neobchodovaelném sekoru (ať již ve verzi A nebo ve verzi B). Nicméně v Mexiku o bylo především díky dlouhodobému poklesu produkiviy v neobchodovaelném sekoru. S výjimkou Kanady a možná i Německa docházelo v osaních zemích aké k růsu relaivní ceny neobchodovaelných saků. Nicméně i lemý pohled na daa ukazuje, že vzah mezi diferenciály emp růsu produkivi a růsem relaivní ceny neobchodovaelných saků není ak přímočarý, jak by BS model mohl naznačova. Panelové a průřezové regrese v dalším oddíle o dosvědčují. Podzim

5 Panelové a průř ůřezové regrese Rovnice (1) je esována panelovou regresí založenou na meodě nejmenších čverců bez vážení. V omo bodě do určié míry replikujeme výzkum, kerý provedli Flek e al. (23), ale s podsaně věším vzorkem a poněkud odlišnými day. Sekorové defláory a sekorové produkiviy jsou normalizovány ak, aby bylo ln = T LP P a ln = N LP v roce 2 pro všechny země. Navíc jsme zkoumali, zdali vynechání zemí s relaivně nízkým důchodem (ČR, Polsko, Maďarsko, Slovensko, Turecko a Mexiko) nějak ovlivní výsledky. Odhadnué hodnoy koeficienů pro verzi A a verzi B jsou uvedeny v abulkách 2 a 3. Tabulka 2: Panelová regrese - verze A Verze A: Verze A: Verze A: Verze A: bez zemí s nízkým bez konsany, bez bez konsany, všechny všechny země důchodem zemí s nízkým země důchodem Poče zemí Poče pozorování Konsana -,7 -,7 - - (,6) (,7) Společný sklon,59 *** (,13),593 *** (,14),61 *** (,9),64 *** (,9) R 2 (adj.),771,775,771,774 S.E. odhadu,981,17,981,17 Poznámka: Koeficieny označené *** jsou signifikanní na 1% hladině významnosi. Tabulka 3: Panelová regrese verze B Verze B: Verze B: Verze B: Verze B: bez zemí s nízkým bez konsany, bez bez konsany, všechny všechny země důchodem zemí s nízkým země důchodem Poče zemí Poče pozorování Konsana -,4 -,2 - - (,4) (,4) Společný sklon,586 *** (,25),66 *** (,28),64 *** (,17),615 *** (,19) R 2 (adj.),532,533,532,533 S.E. odhadu,543,566,543,565 Poznámka: Koeficieny označené *** jsou signifikanní na 1% hladině významnosi. Výsledky povrzují o, co již bylo naznačeno. Ačkoliv exisuje silná vazba mezi relaivním produkiviami a relaivní cenou neobchodovaelných saků, odhady ukazují, že pokud se poměr produkivi zvýší o 1%, relaivní cena neobchodovaelných saků se zvýší zhruba o,6%. To je v souladu se zjišěními jiných auorů. Např. Flek e al. (23) uvádějí, že společný sklon se pohybuje od,36 do,59 na menším vzorku s poněkud odlišnými day. Výsledky jsou podobné, ať již země s nízkým příjmem jsou do vzorku zemí zahrnuy či nikoliv. To však není překvapivé, proože daa za ekonomiky s nízkým příjmem předsavují pouze necelých 15% z celkového poču pozorování a jejich vliv na hodnou odhadnuých koeficienů je ak omezený. Kdybychom vynechali ze vzorku pouze ranziivní země, výsledky by byly opě prakicky shodné ze sejného důvodu. To nicméně neznamená, že by změna relaivní ceny neobchodovaelných saků v ranziivních ekonomikách nemohla bý ovlivněna fakorem, kerý je pro ranziivní Podzim

6 ekonomiky specifický. Níže ukážeme, že vskuku exisuje alespoň v jednom ohledu kvaliaivní rozdíl mezi vyspělými a ranziivními ekonomikami. Překvapivě výsledky verze B (j. s vyloučením zemědělsví a veřejných služeb) jsou mnohem méně uspokojivé než ve verzi A. Co se ýká hodnoy koeficienu β, jeho odhad je podobný odhadu ve verzi A. To naznačuje, že zahrnuí nebo naopak vynechání problemaických odvěví příliš závěry nemění. Tesy auokorelace reziduí provedené na základě Durbinova-Wasonova esu i Breuschova-Godfreyova LM esu neumožňovaly zamínou hypoézu exisence auokorelace rezidují v námi provedených odhadech, což čásečně snižuje vypovídací schopnos výsledků provedených panelových regresí. Tohoo problému jsme si byli vědomi i díky omu, že ne všechny časové řady jednolivých zemí vykazovaly sejný supeň sacionariy (esováno rozšířeným Dickeyovým-Fullerovým esem). Nicméně panelová regrese neumožňuje provádě koinegrační analýzu na úrovňových daech. Uvedený nedosaek panelové regrese jsme se snažili zmírni provedením průřezovou regrese na průměrech meziročních změn, což již jsou sacionarizovaná daa. Průřezová regrese emp růsu je přísnějším esem vzájemné závislosi. Rozdíl v průměrných empech růsu produkivi, LP g i, zde chápeme jako proměnnou nezávislou a průměrný růs relaivní ceny neobchodovaelných saků, g, je veličinou závisle proměnnou. Vsupní daa jsou z abulky 1. Regresní rovnice je esována v následující P LP formě: gi = c1 + c2 gi + ε. Výsledky jsou uvedeny v abulce 4. P i Tabulka 4: Výsledky průř ůřezové regrese Verze A: všechny země Verze A: bez zemí s nízkým důchodem Verze B: všechny země Verze B: bez zemí s nízkým důchodem Poče pozorování ,41 -,19 -,8,35 c 1 (,64) (,38) (,52) (,36),845 c,66 ***,69 ***,35 ** 2 (,21) (,13) (,19) (,14) R 2 (adjused),45,59,41,33 DW 1,67 2,17 2,16 2,54 Poznámka: Koeficieny označené *** jsou signifikanní na 1% hladině, ** na 5% hladině významnosi. Zjevnou nevýhodou průřezové regrese je nedosaek poču pozorování. Ve verzi A máme k dispozici 23 pozorování, ve verzi B dokonce pouze 21 (díky nedosupnosi srovnaelných da za Velkou Briánii a álii). Sejně jako v panelové regresi jsou výsledky více robusní, když jsou do sekorů zahrnua všechna odvěví. A opě 1% diferenciál v empech růsu produkivi vede k méně než 1% zvýšení relaivní ceny neobchodovaelných saků. Teno závěr je ješě posílen, když jsou ze vzorku vyloučeny země s nízkým příjmem (především díky Polsku, jehož růs P byl velmi výrazný). Teno výsledek ale aké naznačuje, že někeré předpoklady BS modelu nejsou naplněny. Ukážeme v další čási analýzy, že hlavním důvodem, proč relaivní cena neobchodovaelných saků zaosává za diferenciálem produkivi, byl překvapivě diferenciál sekorových mezd. Podzim

7 Obrázek 1: Dlouhodobé diferenciály produkivi a průměrný rný růs r relaivní ceny neobchodovaelných ovaelných saků (verze A) v % Tempo růsu P PL SVK JAP US UK CAN HUN BEL KOR ESP CZ SWE Rozdíl v empech růsu produkivi Pramen: OECD a výpočy ýmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON Jiným esem zkoumaného vzahu by mohlo bý srovnání emp růsu relaivní ceny neobchodovaelných saků s diferenciály v empech růsu v jednolivých leech nebo případně v nějakém delším období. Průřezová regrese, kerou jsme provedli výše, vlasně může bý chápána jako speciální případ ohoo esu, přičemž délka období byla pro každou zemi maximální možná. Srovnání diferenciálů v empech růsu produkiviy s ročními empy růsu P je však velmi přísným esem, ve kerém BS model nemůže obsá. Silný vzah mezi meziročními údaji bychom mohli očekáva pouze, pokud by cenový mechanismus fungoval velmi hladce a pružně a pokud by nedocházelo k žádným flukuacím sekorových mezd a podílu kapiálu na produkci. To je ale dosi nerealisický předpoklad, proože přizpůsobovací procesy se dějí v hisorickém čase. Korelace mezi ročními změnami P a ročními diferenciály v empech růsu produkiviy jsou malé a saisicky nevýznamné pro věšinu zemí. Přizpůsobovací procesy, keré vyrovnávají sekorové mzdy a míry zisků zjevně probíhají v delším horizonu než jeden rok, ale oázka je, jak je eno delší horizon dlouhý. Daa naznačují, že může bý dlouhý i celou dekádu. Exisuje několik důvodů, proč je vzah mezi cenovými změnami a diferenciály v empech růsu produkiviy v kraších časových horizonech poměrně slabý. Klíčovým důvodem se zdá bý o, že v oevřených ekonomikách jsou změny v defláoru obchodovaelných saků (obzvlášě jejich meziroční změny) vysaveny podsaným flukuacím. Tyo flukuace jsou pravděpodobně způsobeny změnami ve směnných poměrech (a y jsou zase čásečně způsobeny flukuacemi v měnových kurzech). Flukuace defláoru obchodovaelného sekoru zapříčiňují flukuace P, proože P je měřeno jako podíl defláoru neobchodovaelného sekoru a defláoru sekoru obchodovaelného. Tyo flukuace zjevně nejsou spojeny s diferenciály v empech růsu sekorových produkivi a oslabují vzájemný vzah. Čím oevřenější je ekonomika a čím věší je velikos ohoo druhu šoků, ím pravděpodobnější je, že vzájemný vzah může bý vysopován až po om, co se dočasné flukuace vyeliminují. Na obrázku 2 je znázorněn vzah říleých klouzavých průměrů meziročních změn P ve Spojených sáech a říleých klouzavých průměrů ročních diferenciálů v empu růsu produkivi. V jiných zemích, pro keré jsou dosupné dlouhé časové řady, je vzah mezi empy růsu a diferenciály ješě slabší než pro Spojené sáy. Podzim

8 Obrázek 2: Tříleé T klouzavé průměry ry diferenciálů emp růsu r produkiviy práce a emp růsu r relaivní ceny neobchodovaelných saků ve Spojených sáech (v %) 7% 6% 5% 4% 3% 2% 1% % -1% -2% -3% -4% Rozdíl v empech růsu produkivi Růs relaivní ceny neobch. saků Pramen: OECD a výpočy ýmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON Rozklad ceny neobchodovaelných saků Jak panelové, ak i průřezové regrese naznačily, že i když vyšší růs produkiviy práce v obchodovaelném sekoru skuečně zvyšuje cenu neobchodovaelných saků, její vliv je poněkud menší než základní BS model predikuje. Zjevně edy nejsou splněny někeré z předpokladů modelu. Abychom zjisili, keré předpoklady nejsou naplněny, rozložíme cenu neobchodovaelných saků do ří složek. Označíme nominální cenu v obchodovaelném T a neobchodovaelném sekoru jako W resp. N T N W. Dále α a α budou znači podíl kapiálu na produkci obchodovaelného resp. T N neobchodovaelného sekoru a Y a Y budou označova sekorovou přidanou hodnou na pracovníka. Nominální výsup na pracovníka v neobchodovaelném sekoru, P N Y N, je beze zbyku rozdělen mezi příjem N pro práci, W, a příjem pro kapiál, N N N α P Y. Rozdělení produkce obchodovaelného sekoru je analogické a dohromady o implikuje následujíc vzahy: P N Y N N W = a P 1 N ( α ) T Y T T W =. 1 T ( α ) 1 mohou bý inerpreovány jako přirážkové fakory, ačkoliv hovoři o přirážkách je vhodnější spíše v konexu krákodobých flukuací než v konexu dlouhodobých jevů jako je en, kerý zde zkoumáme. Uvedené vzahy vedou k následujícímu vyjádření relaivní ceny neobchodovaelných saků: N T Členy 1 ( 1 α ) a ( 1 α ) P P = P N T = W W N T T T ( 1 α ) Y N N ( 1 α ) Y Z ohoo vyjádření je parné, že relaivní cenu neobchodovaelných saků je skuečně možné rozloži na výše zmiňované ři složky. Poslední člen, Y T Y N, je vlasně relaivní produkivia práce. Pokud jsou členy W N W T T N a ( 1 α ) ( 1 α ) konsanní, poom P musí růs sejným empem jako relaivní produkivia práce (připomeňme, že rozklad P má povahu ideniy, nikoliv hypoézy, a je proo planý v každém okamžiku). Jak jsme výše viděli, relaivní cena v průměru zaosává za růsem relaivní produkiviy a členy W N W T a T N ( α ) ( 1 α ) 1 ak nemohou bý. Podzim

9 konsanní. Jedním možným vysvělením je, že mzdy v neobchodovaelném sekoru zaosávají za mzdami v sekoru obchodovaelném. Další hypoézou, kerá by pozorované zaosávání P mohla vysvěli, je, že podíl práce na produku neobchodovaelného sekoru se zvyšuje ve srovnání s podílem práce v sekoru obchodovaelném (nebo že se snižuje méně než v obchodovaelném sekoru). To by umožnilo, aby mzdy rosly rychle bez velké změny cen neobchodovaelných saků. Samozřejmě kombinace ěcho dvou hypoéz může nasa aké. Neexisují žádné apriorní důvody, keré by mluvily ve prospěch buď hypoézy opírající se o relaivní mzdy nebo naopak ve prospěch hypoézy o změně podílu práce na produkci, jakožo klíčovému vysvělení, proč P zaosává za vývojem relaivních produkivi. Zvýšení podílu práce na produkci neobchodovaelného sekoru relaivně k podílu práce na produkci sekoru obchodovaelného by mohlo vés k poklesu míry zisku v neobchodovaelném sekoru. Zda skuečně míra zisku v neobchodovaelném sekoru klesá, nemůže bý odvozeno pouze z vývoje podílu práce na produkci. Museli bychom oiž ješě vzí v poaz var produkční funkce, kerý však neznáme. Pokles mezd v neobchodovaelném sekoru aké nemůže bý apriori vyloučený, i když zjevně nemůže rva sále, proože dříve nebo později by pracovníci začali přecháze z neobchodovaelného do obchodovaelného sekoru. Oázka, co leží za relaivně pomalým zvyšováním relaivní ceny neobchodovaelných saků, může bý zodpovězena pomocí údajů z národních účů. Přidaná hodnoa je rozdělena do dvou čásí: první jsou kompenzace zaměsnancům a druhá čás je souče hrubého provozního přebyku (GOS) a hrubého smíšeného důchodu (GM). Průměrná nominální sekorová mzda je spočíána jako poměr sekorových kompenzací zaměsnancům a poču sekorových zaměsnanců. Vlasně ak idenifikujeme sekorové mzdy s náklady práce na jednoho zaměsnance, což je v souladu s logikou BS modelu. Všimněme si, že k výpoču mezd jsou použiy skuečně počy sekorových zaměsnanců, nikoliv sekorových pracovníků (do pracovníků jsou zahrnuy kromě zaměsnanců i samosaně výdělečně činné osoby). Výpoče podílu práce na produkci (nebo ekvivalenně podílu kapiálu) jednolivých sekorů je poněkud komplikovanější. Sylizovaným fakem ýkajícím se podílu práce na produkci je, že na makroekonomické úrovni je eno podíl spíše sabilní bez jasné endence k růsu nebo poklesu. Avšak není jasné, zdali podíl práce na produkci je sabilní i na úrovni široce vymezených sekorů. Je možné, že i když je podíl práce sabilní v ekonomice jako celku, v jednolivých sekorech se může sysemaicky měni. Jednou možnosí při odhadování podílu práce na produkci je idenifikova příjem práce s kompenzacemi pro zaměsnance. Nicméně eno přísup může bý zavádějící, proože exisence hrubého smíšeného důchodu ho vychyluje směrem dolů. Hrubý smíšený důchod oiž v sobě zahrnuje jak příjem pro kapiál, ak i příjem pro práci samosaně výdělečně činných osob. Vychýlení odhadu by pro naše účely nebylo ak škodlivé, proože se zajímáme především o změny podílu práce na produkci. Avšak nejenže je odhad podílu práce vychýlený směrem dolů, oo vychýlení se navíc v čase mění, proože podíl samosaně výdělečných osob na celkovém poču pracovníků se mění. To je obzvlášě parné v obchodovaelném sekoru mnoha zemí, díky podsanému poklesu pracovníků v zemědělsví (ypicky samosaně výdělečně činných). Zvolíme proo odlišný přísup pro odhad podílu práce na produkci jednolivých sekorů. Teno přísup se vlasně snaží rozděli jednoduchým způsobem smíšený důchod na příjem pro práci a na příjem pro kapiál. Nejsnazším způsobem, jak o učini, je předpokláda, že samosaně výdělečně činní lidé by v daném sekoru dosávali sejnou průměrnou mzdu, jakou dosávají zaměsnanci v omo sekoru. Zbylá čás hrubého smíšeného důchodu je klasifikována jako příjem pro kapiál. když se jedná pouze o aproximaci, je eno přísup pravděpodobně vhodnější než považova celý smíšený důchod za příjem pro kapiál. Sekorový příjem práce je edy kalkulován jako součin průměrné sekorové mzdy (založené na kompenzacích zaměsnancům a na poču zaměsnanců) a poču pracovníků (včeně samosaně výdělečně činných). Zbyek přidané hodnoy předsavuje sekorový příjem pro kapiál. Dosupnos da o rozdělení přidaných hodno na kompenzace zaměsnancům, na hrubý provozní přebyek a hrubý smíšený důchod je ješě více omezena, než je dosupnos da o sekorovém složení přidané hodnoy. Pro Podzim

10 věšinu zemí z našeho vzorku jsou proo časové řady průměrného růsu sekorových mezd a sekorového podílu práce zkráceny. V abulce 5 jsou uvedeny průměrné rozdíly v empech růsu sekorových mezd za nejdelší dosupné období a dále je zde uvedený podíl mezd v obchodovaelném a neobchodovaelném sekoru. Tabulka 5: Rozdíly v empech růsu r sekorových mezd (ranziivní země jsou v abulce označeny modrou plochou) Období Rozdíl v empech růsu mezd (neobch. obchod.) W T / W N Růs podílu práce na produkci obch. sek. (%) Růs podílu práce na produkci neobch. sek. (%) Rozdíl v empech růsu sek. podílů práce (obch. neobchod.) (%) Ausrálie ,2,99-1,3 -,6 -,7 Belgie , 1,15 -,2 -,5,3 ČR ,5,94 -,6 2,7-3,3 Dánsko ,,96-1,5 -,1-1,4 Finsko ,9 1,12-1, -,3 -,7 álie ,2,88 -,8 -,6 -,2 Japonsko ,1 1,1 -,4 -,6,2 Již. Korea ,3 1,11 -,4 -,6,2 Kanada ,4 1,12-1,1, -1,1 Maďarsko ,3,88,2,3 -,1 Mexiko ,1,48-3,3-1,3-2, Německo ,2 1,13 -,3,1 -,4 Nizozemí ,7 1,1 -,5 -,5, Nový Zéland ,5 1,1 -,7 -,1 -,6 Polsko ,1,96, 1,1-1,1 Rakousko ,3,85,6,5,1 Řecko ,6 1,2-1,2 -,2-1, Slovensko ,2,88,,7 -,7 Spojené sáy ,3,93 -,8, -,8 Španělsko ,3,97 -,4 -,6,2 Švédsko , 1,24,1,2 -,1 V. Briánie ,9 1,3,1,,1 Arimeický (nevážený) průměr -,18 1, -,64 -,7 -,57 Průměr bez zemí s nízkým důchodem -,72 1,5 -,58 -,23 -,35 Pramen: OECD a výpočy ýmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON Poznámky: 1) Turecko je vynecháno z původního vzorku zemí kvůli nedosaku da. 2) Polská daa o průměrné produkiviě v zemědělsví se zdají bý nerealisicky nízká (méně než 1/7 produkce na pracovníka ve zbyku ekonomiky). To ovlivňuje osaní proměnné a proo zde byly použiy sekory verze B (j. s vyloučením zemědělsví a veřejných služeb). Za povšimnuí sojí mimo jiné i o, že úroveň mezd je v průměru skuečně sejná v obchodovaelném a neobchodovaelném sekoru, což je jinak považováno za zjednodušující eoreický předpoklad. Nicméně mezi úrovněmi sekorových mezd v jednolivých zemích jsou rozdíly, ale prakicky ve všech zemích se podíl W T W N pohybuje od,85 do 1,3 (výjimkou je Mexiko, ve kerém je nízká úroveň mezd v obchodovaelném sekoru způsobena vysokou zaměsnanosí v zemědělsví s velmi nízkými mzdami). Rozdíly emp růsu sekorových mezd jsou ale pro naše účely důležiější. Průměrný (nevážený) roční rozdíl emp růsu za celý vzorek je poměrně blízko nuly (-,18% ročně), ale zdá se, že je zde rozdíl mezi zeměmi s nízkým příjmem a zeměmi s vysokým příjmem. Pokud ze vzorku odsraníme ranziivní ekonomiky (v abulce 5 v modrých polích) a Mexiko, růs mezd Podzim

11 v neobchodovaelném sekoru zaosává za růsem mezd v sekoru obchodovaelném. V průměru byl růs mezd v obchodovaelném sekoru o,7% ročně vyšší než v neobchodovaelném sekoru. když časové řady jsou pro někeré země poměrně kráké a zaosávání mezd v nich mohlo bý způsobeno dočasnými fakory, i v zemích jako je Velká Briánie, Belgie, Finsko, Korea nebo Španělsko, pro keré máme řady delší než 2 le, rosly mzdy v obchodovaelném sekoru rychleji. Důsledkem bylo, že relaivní cena neobchodovaelných saků nemusela růs ak rychle kvůli diferenciálu v empu růsu produkivi. Oázkou ale je, jak je možné, že mzdy rosou sysemaicky rychleji v jednom sekoru než v jiném. Pravděpodobným vysvělením je, že průměrné sekorové mzdy ve skuečnosi nejsou mzdami vyplácenými v konkréních profesích. Je aké pravděpodobné, že díky echnologickému pokroku se posupně mění váha jednolivých profesí. Mzdy v jednolivých profesích obchodovaelného sekoru se nemusí zvyšova rychleji než mzdy v profesích neobchodovaelného sekoru, sačí, když se váha profesí s ypicky podprůměrnými mzdami v omo sekoru snižuje (např. zemědělsví). Rozdíl v mzdovém růsu ak může bý důsledek kompozičního efeku. Ve všech ranziivních zemích obsažených ve vzorku ale naopak rosly mzdy v neobchodovaelném sekoru rychleji než v obchodovaelném. Toho si povšiml i Mihaljek (22), kerý do srovnání navíc zařadil Slovinsko a Chorvasko (jeho daa však nebyla konsruována na základě kompenzací pro zaměsnance). To znamená, že i kdyby neexisovaly žádné diferenciály v empech růsu sekorových produkivi, relaivní cena neobchodovaelných saků by měla růs (pokud by nedocházelo k růsu podílu práce na produkci neobchodovaelného sekoru). Too se skuečně jeví jako kvaliaivní rozdíl oproi vyspělým zemím. Také o pomáhá vysvěli, proč relaivní cena neobchodovaelných saků v ranziivních ekonomikách v průměru rosla rychleji než panelové i průřezové regrese předvídají. Musíme však poznamena, že eno vývoj je pravděpodobně pouze dočasný. Dříve či později zřejmě dojde k omu, že i v ěcho ekonomikách porosou mzdy v obchodovaelném sekoru rychleji než v neobchodovaelném. Tao domněnka je podpořena skuečnosí, že mzdy v obchodovaelném sekoru jsou v ranziivních ekonomikách nižší než v sekoru neobchodovaelném, zaímco v zemích s vysokým příjmem je omu v průměru naopak T N (viz podíly W a W v abulce 5). Nabízí se proo hypoéza, že v budoucnu bude diferenciál v empech růsu produkivi lumen v ranziivních ekonomikách rozdílným vývojem sekorových mezd. Vliv změny podílů práce (resp. kapiálu) kráce zmiňuje Roher (2), ale jinak je o oblas v ranziivních ekonomikách málo prozkoumaná. Jak je vidě z abulky 5, sekorové podíly práce nebyly konsanní. Závěry zde však jsou mnohem méně osré. Podíl práce na celkovém produku není konsanní v rozporu s ím, co je obvykle předpokládáno, ale klesá pouze velmi pomalu. Změna podílu práce sama o sobě nevede ke změně P, pokud míra éo změny je sejná v obou sekorech. Pouze pokud se podíly práce mění v jednolivých sekorech různými empy, má o za následek (ceeris paribus) změnu P. Jesliže se podíl práce snižuje rychleji v obchodovaelném sekoru, znamená o, že mzdy zaosávají v obchodovaelném sekoru za produkiviou práce ješě více než v neobchodovaelném. To implikuje, že pozorované diferenciály v produkiviách jsou poom vyšší než růs P. Daa v abulce 5 naznačují, že oo skuečně nasalo. Podíl práce se snižoval rychleji v obchodovaelném sekoru než v neobchodovaelném (pro země s vysokým důchodem v průměru o,35% ročně). Teno rozdíl však musíme hodnoi s oparnosí, proože je relaivně malý a zvolená meodologie výpoču podílu práce na produkci na něj může mí podsaný vliv. T N Tempo růsu členu ( 1 α ) ( 1 α ) v rozkladu k zaosávání P je negaivní a přispívá P za vývojem produkivi. To bylo parné zejména pro ČR, ve keré během sledovaného období došlo k výraznému zvýšení podílu práce na neobchodovaelném sekoru. Celkově se dopad změn sekorových podílů práce na produkci jeví jako méně důležiý než odlišná empa růsu sekorových mezd. Podzim

12 Rozklad relaivní ceny neobchodovaelných saků v České republice V omo oddíle se podrobněji podíváme na rozklad relaivní ceny neobchodovaelných saků v České republice během období Uveďme, že spolehlivá a srovnaelná daa o rozdělení důchodu mezi příjem práce a příjem kapiálu jsou dosupná pro ČR pouze do roku 2. Jak bylo výše zmíněno, podle naší meodiky rosly mzdy v ČR v neobchodovaelném sekoru rychleji než v obchodovaelném, sejně ak jako v osaních ranziivních ekonomikách, což přispělo k rychlejšímu růsu P. Poznamenejme však, že oo vrzení již neplaí pokud je P a její komponeny kalkulována na základě sekorů, ze kerých je vyloučeno zemědělsví a převážně sání služby. V akovém případě nejenže mzdy v obchodovaelném sekoru nezaosávají za mzdami v sekoru neobchodovaelném, ale vlasně je mírně předsihovaly a lumily ak dopad diferenciálu v empech produkivi. To bylo způsobeno čásečně pomalejším mzdovým růsem v soukromém neobchodovaelném sekoru a čásečně vyšším mzdovým růsem v nezemědělském obchodovaelném sekoru. Za povšimnuí aké sojí o, že bez převážně sáních služeb byl diferenciál v empu růsu sekorových produkivi menší (viz obrázek 3). Specifický a neobvyklý vývoj v ČR spočíval především ve velmi rychlém růsu podílu práce na produkci neobchodovaelného sekoru, kerý výrazně lumil dopad diferenciálu produkivi. To plaí jak pro verzi A, ak i verzi B. Je pravděpodobné, že neobvyklý růs podílu práce byl jednorázový přizpůsobovací proces, i když není zřejmé, zdali již skončil či nikoliv. V roce 1993 byl podíl práce v českém neobchodovaelném sekoru velmi nízký: pouze 5%, když do sekoru zahrneme veřejné služby, a dokonce pouze 45%, když je vyčleníme. V zemích s vysokým důchodem jsou však běžné hodnoy překračující 65%. V roce 2 již podíl práce na neobchodovaelném sekoru dosahoval 6%. Obrázek 3: Rozklad růsu r relaivní ceny neobchodovaelných saků (v procenních bodech, průměrné rné roční změny) (a) Všechny ekonomické akiviy (b) Bez zemědělsví a veřejných ejných služeb (a) 6 (b) Rozdíl růsů produkivi Příspěvek sekorových mezd Příspěvek sekorových podílů práce Průměrný růs rela. ceny neobch. saků Rozdíl růsů produkivi Příspěv ek sekorov ých mezd Příspěv ek sekorov ých podílů práce Průměrný růs rela. ceny neobch. saků Pramen: OECD a výpočy ýmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON Podzim

13 Závěr Relaivní cena neobchodovaelných saků v ranziivních zemích je ovlivněna relaivní produkiviou, jak předpovídá BS model. Na vzorku 23 zemí bylo povrzeno, že koeficien u relaivní produkiviy je menší než jedna (kolem,6 podle panelové regrese nebo,66 podle průřezové). Rozklad relaivní ceny neobchodovaelných saků naznačil, že hlavní důvod, proč se relaivní cena neobchodovaelných saků opožďuje za relaivní produkiviou, je pomalejší mzdový růs v neobchodovaelném sekoru. Tranziivní ekonomiky jsou však výjimkou z éo empirické pravidelnosi, proože mzdy v jejich neobchodovaelných sekorech rosly rychleji a posilovaly ak dopad diferenciálu v empech růsu produkivi. V případě ČR byl navíc pozorován ješě další specifický rys. Podíl práce na produkci neobchodovaelného sekoru se v leech rychle zvyšoval a dosal se ak z velmi nízkých hodno na hodnoy více obvyklé ve vyspělých zemích. To čásečně vyvážilo jinak velký diferenciál v empech růsu produkivi, kerý ve sledovaném období dosahoval v průměru kolem 6% ročně. Lieraura Alberola, E.: nerpreing nflaion Differenials in he Euro Area. Economic Bullein (April), Banco de Espana, 2, s Balassa, B.: The Purchasing Power Pariy Docrine: A Reappraisal. Journal of Poliical Economy, č. 72, 1964, s Beneš, J., Klíma, M.: Czech Evidence. n Kovács, M. A. (ed.): On he Esimaed Size of he Balassa-Samuelson Effec in CEC5 Counries. Budapešť, NBH, 22, s Canzoneri, M., Cumby, R., Diba, B., Eudey, G.: Trends in European Produciviy: mplicaions for Real Exchange Raes, Real neres Raes and nflaion Differenials. Vídeň, Oeserreichische Naionalbank, Working Paper 27/1998, Eger, B.: nvesigaing he Balassa- Samuelson Hypohesis in he Transiion. Economics of Transiion, č. 2, 22, s Flek, V., Marková, L., Podpiera, J.: Secoral Produciviy and Real Exchange Rae Appreciaion: Much Ado Abou Nohing? Finance a úvěr, č. 3-4, 23, s Halpern, L., Wyplosz, C.: Equilibrium Exchange Raes in Transiion Economies. MF Saff Papers, Vol. 44, č. 4, Halpern, L., Wyplosz, C.: Economic Transformaion and Real Exchange Raes in 2s: The Balassa-Samuelson Connecion. UN Economic Survey of Europe, č. 1, 21, s Jazbec, B.: Balassa-Samuelson Effec in Transiion Economies: The Case of Slovenia. William Davidson nsiue, 22, Working Paper 57. Kovács, M. A. (ed.): On he Esimaed Size of he Balassa-Samuelson Effec in CEC5 Counries. Budapešť, NBH, Working Paper 22/5, 22. Kovács, M., Simon, A.: Componens of he Real Exchange Rae in Hungary. Naional Bank of Hungary, Working Paper No. 1998/3, Lojschová, A.: Esimaing he mpac of he Balassa-Samuelson Effec in Transiion Economies. nsiue for Advanced Sudies, Vídeň, Economics Series 14, 23. Mihaljek, D.: The Balassa-Samuelson Effec in Cenral Europe: A Disaggregaed Analysis. The 8 h Dubrovnik Economic Conference, 22. Roher P.: The mpac of Produciviy differenials on nflaion and Real Exchange Raes: An Esimaion of he Balassa- Samuelson Effec in Slovenia. MF Saff Counry Repor No. /56, 2. Samuelson, P. A.: Theoreical Noes on Trade Problems. Review of Economics and Saisics, Vol. 46 (May), 1964, s Podzim

14 Výzkumné práce skupiny NEWTON Volně přísupné výzkumné práce ýmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON naleznee na inerneové adrese: hp://www.newon.cz/makroanalyzy Podzim 24 Sekorové produkiviy a relaivní cena neobchodovaelných saků: Opravdu příliš mnoho povyku pro nic? Léo 24 Plaí nekryá úroková paria v ranziivních ekonomikách zemí sřední a východní Evropy? 4/24 Daně a ekonomická výkonnos: empirické esy na panelu zemí OECD 1/24 Konvergence ransformujících se zemí k EU pohledem vniřní a vnější rovnováhy 12/23 Podniky pod zahraniční konrolou v české ekonomice 11/23 Příliv PZ do zemí sřední a východní Evropy: Vývoj proi globálním rendům? 1/23 Makroekonomický vývoj Polska: Dlouho očekávané oživení a role měnové poliiky NBP 9/23 Přizpůsobivos srukurálním změnám na evropském rhu 8/23 Přímé zahraniční invesice a měnové krize 7/23 Konkurence ve zdanění podniků: Prospěšná válka nebo je řeba koordinace? 6/23 Makroekonomický vývoj Slovenska: Další ygr? 5/23 Sraegie a vazby nadnárodních společnosí 4/23 Efeky přímých zahraničních invesic na plaební bilanci 3/23 Chování hospodářské poliiky a racionalia 2/23 nvesiční pobídky v České republice 1/23 nvesiční pobídky a jejich efekivnos výzvy a pasi hospodářské poliiky vůči PZ 7/22 Reinvesovaný zisk nabývá na důležiosi. Měli by invesoři reagova na defici běžného úču? 6/22 Konvergence zemí sřední a východní Evropy k EU pohledem makroekonomických n-úhelníků 5/22 Konvergence zemí sřední a východní Evropy k EU pohledem makroekonomických čyřúhelníků 4/22 Měnový vývoj v České republice v období ransformace 3/22 Vývoj české ekonomiky v roce 21 a výhled na období /22 Adapační schopnos zpracovaelského průmyslu zemí sřední Evropy v období ransformace 1/22 Srukurální změny sředoevropských ranziivních ekonomik v období ransformace 12/21 Měl by bý vsup České republiky do eurozóny hudbou vzdálené budoucnosi? 11/21 Zahraniční obchod a vnější rovnováha České republiky 1/21 Možnosi a omezení měnové poliiky ČNB 9/21 Konvergence k EU: Vyšší živoní úroveň za vyšší ceny? 9/21 Vývoj HDP a plaební bilance České republiky ve. čvrleí 21 8/21 Současná měnová poliika v České republiky 7/21 Přímé zahraniční invesice a vnější rovnováha České republiky Podzim

15 Akuální makroekonomický vývoj České republiky Měsí síční ukazaele 1/4 2/4 3/4 4/4 5/4 6/4 7/4 8/4 9/4 nflace %, m/m 1,8,2,1,,4,2,4, -,8 nflace %, y/y 2,3 2,3 2,5 2,3 2,7 2,9 3,2 3,4 3, Ceny v průmyslu %, m/m,8,3,8,8,8 1,1,8,9,3 Ceny v průmyslu %, y/y 1,7 1,6 2,1 3,8 4,9 6,2 7,3 8,1 8, Průmyslová produkce %, y/y 3,8 7,1 15,3 1,1 12,7 15,1 11, 8,7 n.a. Průmyslové ržby %, y/y 2,3 8,6 15,2 8,3 15,8 14,4 5, 9,9 n.a. Savební výroba %, y/y 14,9 9,7 21,4 61,6-3,7-3,7,3 9,4 n.a. Maloobchodní ržby %, y/y -2, 2,3 2,9 2,9,9 3,7,2 3,7 n.a. Nezaměsnanos %, e.o.p. 1,8 1,9 1,7 1,2 9,9 9,9 1,1 1,2 1,1 Obchodní bilance CZK mld.,1 4,1-3,5-12,3 -,5 1,5-4,9-2,4 n.a. Saldo sá. rozpoču kumulaivně CZK mld. -91,4-87, -85,1-82,8-8, -15,2-95,7-87,9-69,4 PRBOR 3M průměr 2,7 2,6 2,5 2,6 2,16 2,33 2,47 2,57 2,72 CZK/EUR průměr 32,72 32,86 32,98 32,51 31,97 31,61 31,52 31,63 31,6 CZK/USD průměr 25,95 25,99 26,9 27,12 26,63 26,5 25,71 25,98 25,88 Čvrlení ukazaele.q/3.q/3 V.Q/3.Q/4.Q/4.Q/4 V.Q/4 R.D. nflace %, prům.,2,,9 2,4 2,6 3,2 3, Ceny v průmyslu %, prům. -,8 -,3,4 1,8 5, 7,9 8, Ceny v zemědělsví %, prům. -9,2 1,2 5, 13,8 15, 6,7 -, Defláor HDP %, y/y 1,6 1,4 2,7 4,8 4, 4,2 n.a Směnné relace %, prům. 1,3 1,3 1,6 2,5 2, 1,5 n.a Hrubý domácí produk %, y/y 3, 3,3 3,3 3,5 4,1 3,8 n.a Průmyslová produkce %, prům. 5, 6, 6,3 8,6 12,6 1, n.a Průmyslové ržby %, prům. 5,3 6,5 4,2 8,6 12,8 9, n.a Savební výroba %, prům. 4,7 16,4 11,5 15,2 14,4 6,1 n.a Maloobchodní ržby %, prům. 5,6 7,5 3,4 1,2 2,5 2, n.a Mzdy nominální %, y/y 6,8 6,3 7, 8,8 4,2 7,5 n.a Mzdy reálné %, y/y 6,7 6,4 6,2 6,4 1,6 4,2 n.a Běžný úče / HDP 1) % -5,5-5,5-6,2-6,4-6,4-6,6 n.a Finanční úče / HDP 1) % 6,7 5,1 6,5 5,2 5,8 5,6 n.a Pramen: Predikce: Obecná poznámka: Poznámka 1: ČSÚ, ČNB, MPSV a MF ČR. NEWTON Group. m/m (resp. y/y) znamená meziměsíční (resp. meziroční) změnu ukazaele. Podíly za kumulované údaje. Podzim

16 Hrubý domácí produk Růs HDP ve druhém čvrleí leošního roku dosáhl 4,1% meziročně a akceleroval ak z růsu 3,5% ve čvrleí prvním, jenž byl dokonce revidován z původní výše 3,1% až na 3,5%. Jedná se o nejrychlejší růs od konce roku 2. Růs nad úrovní 4% byl pro rh překvapením a věšina insiucí korigovala svá očekávání pro celkový leošní růs směrem nahoru. O určiém překvapení svědčí i mírný výkyv ve výši úrokových sazeb peněžního rhu. Vývoj 6-měsí 6 síčního PRBORu po zveřejn ejnění ní odhadu růsu r HDP 2,92 2,9 2,88 2,86 2,84 2, Pramen: ČNB Údaj o růsu HDP Z hlediska srukury byl nejvěším akceleráorem růsu HDP růs invesic do fixního kapiálu (růs o 12,8%), kerý byl nejvyšší, jaký kdy byl podle nové meodiky naměřen (čvrlení meziroční růsy podle nové meodiky jsou dosupné až od roku 1997). To je zhruba v souladu s vysokými empy růsu průmyslové a savební produkce. Celkové invesice v cenách předchozího roku vzrosly dokonce o 13,9%, akže změna savu zásob dále posilovala konjunkuru. když vývoj změny zásob je velmi obížně predikovaelný, v zásadě se povrzuje, že i v ČR se zásoby chovají spíše procyklicky: výrazně prohloubily recesi v roce 1997, a naopak posílily konjunkuru jak v roce 2, ak i v současnosi. Charaker zásob jakožo nárazníku, kerý může lumi dočasné výkyvy popávky, by implikoval spíše anicyklické chování zásob. V ČR je edy zjevně převážen jinými fakory. Růs spořeby domácnosí naopak mírně zpomalil z růsu 4% v prvním čvrleí na 3,4%. Nominální důchod domácnosí se meziročně zvýšil o 5%. Pokud ho deflujeme zvýšením spořebielských cen, keré meziročně ve druhém čvrleí vzrosly o 2,6%, dospíváme k reálnému růsu disponibilních příjmů o 2,4%. Je však oázkou, zdali zpomalení spořeby domácnosí je důsledkem zpomalení růsu reálného disponibilního důchodu domácnosí. Podle eorie permanenního důchodu by spořebielé měli měni své chování pouze v důsledku rvalých změn emp růsu svého reálného důchodu, zaímco dočasné výkyvy jejich výdaje neovlivňují. V realiě jsou však domácnosi vysaveny množsví informačních nedokonalosí a nedokonalosí na úvěrových rzích a nejspíše proo reagují i na dočasné výkyvy v empech růsu. Určiá korelace je v ČR pozorována mezi reálným disponibilním důchodem a maloobchodními ržbami. Vzah mezi spořebou domácnosí a maloobchodními ržbami, jenž jsou důležiou součásí celkové spořeby domácnosí, je však překvapivě poměrně slabý. Čvrlení daa od roku 1999 naznačují vzájemnou korelaci mezi spořebou a maloobchodem pouze na úrovni,31, což je relaivně malá hodnoa, jenž relaivizuje důležios ukazaele maloobchodních ržeb. Nízká korelace je o o překvapivější, že naopak korelace mezi defláorem spořeby domácnosí a růsem spořebielské inflace je velmi vysoká (,9 ve zmíněném období). Konečná spořeba vlády podobně jako v prvním čvrleí meziročně klesala a celkový růs ak lumila. Svojí roli zde sehrálo zřejmě o, že zaměsnanos ve veřejné správě, obraně a ve vzdělávání dohromady ve druhém čvrleí meziročně klesla o necelá 2%. Produkce ěcho oborů je však měřena především nákladově a snižování zaměsnanosi je ak chápáno jako snižování jejího výkonu. Vývoz v cenách předchozího roku ve druhém čvrleí vzrosl empem nejvyšším za posledních šes le (23,1%), ale dovoz vzrosl ješě rychleji (24,7%). Dovoz dokonce vzrosl empem, keré bylo nejvyšší vůbec zaznamenané podle nové meodiky (j. od počáku roku 1997). Čisý expor ak i nadále přispíval k růsu reálného HDP negaivně. Podzim

17 Produkivia práce a růs r HDP Růs HDP a finální popávky Průměrný růs prod. práce (od r. 2) V V Růs HDP Růs produkiviy práce Pramen: ČSÚ a výpočy ýmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 Q2 Pramen: ČSÚ Růs HDP Růs finální popávky Produkivia práce chápaná jako produk na pracovníka rosla díky sále ješě klesající zaměsnanosi (viz oddíl Nezaměsnanos) o 5,5%. To je nejvyšší meziroční empo růsu produkiviy za posledních sedm le a bylo výrazně nad průměrným empem růsu produkiviy v leech 2 až 24 ve výši 3,2%. V české ekonomice plaí, že produkivia práce se vyvíjí aké procyklicky. To je způsobeno pravděpodobně opožděnou reakcí na rhu práce: na počáku recese výrobci váhají se snižováním zaměsnanosi a naopak na počáku konjunkury jsou zdrženliví v jejím rozšiřování. Celková domácí finální popávka (domácí popávka bez změny savu zásob) aproximovaná zv. zřeězeným množsvím aké rosla nejrychleji od roku Navzdory velké oevřenosi české ekonomiky a velkým empům růsu vývozu a dovozu se zdá, že flukuace v reálné domácí finální popávce měly na flukuace v empech růsu produku v uplynulých dvou leech dominanní vliv. Odhad růsu HDP za celý leošní rok zvyšujeme na 3,8% a na zhruba sejné úrovni předpokládáme empo růsu v roce příším. Podzim

18 Box: Kouzlo dlouhodobého růsu r směnných relací České republiky V malé oevřené ekonomice, jakou je česká ekonomika, má velký význam ukazael směnných relací. Směnné relace jsou určeny poměrem vývozních a dovozních cen. Jesliže rosou ceny vyvážených saků rychleji než ceny saků dovážených, směnné relace se zlepšují. Firmy a domácnosi si pak mohou za sejné množsví svého exporu nakoupi věší množsví dovážených saků. Naopak pokud rosou ceny imporů rychleji než ceny exporů, domácí subjeky si za sejný expor mohou koupi sále méně a méně imporů. V případě České republiky docházelo v leech 1994 až 23 ke zlepšování směnných relací v průměru o 1% ročně. Je zajímavé, že ze sředoevropských ranziivních ekonomik je ČR v omo ohledu jediná (viz abulka níže). Zlepšování směnných relací v průměru o 1% ročně se může jevi jako poměrně málo významný jev. Ve skuečnosi oo zlepšení vedlo k podsanému zvýšení zdrojů pro českou ekonomiku. Ukážeme si o na fikivním příkladě. Předpokládejme, že by ceny českého exporu rosly od roku 1994 v každém roce sejným empem jako ceny českého imporu, akže směnné relace by zůsávaly konsanní. To by vedlo k omu, že české expory v běžných cenách by byly nižší než jaké byly ve skuečnosi. Vzhledem k empu zlepšování směnných relací by ak v našem hypoeickém příkladě byl objem exporu např. v roce 23 nižší o 9%, než byl ve skuečnosi. Je zjevné, že při podílu exporu na HDP kolem 6% by se již jednalo o velkou zráu zdrojů. Ješě více vynikne dopad jednoprocenního zlepšování směnných relací, pokud zráu zdrojů ekonomiky s nezlepšujícími se směnnými relacemi kumulujeme od nějakého daného roku (v našem případě roku 1994). Nebý onoho zdánlivě pomalého zlepšování směnných relací, byly by české expory od roku 1994 do roku 23 kumulaivně nižší (po převodu do dnešních korun) zhruba o 66 miliard korun. O uo čásku, kerá je například vyšší než současný dluh cenrální vlády, by ak byla Česká republika fakicky ochuzena. Tabulka: Vývoj směnných relací mezi roky (v %) Země Průměrný růs defláorů exporu ( ) Průměrný růs defláorů imporu ( ) Průměrná změna směnných relací ( ) Česká republika 1,6,6 1, Maďarsko 7,6 8,1 -,5 Polsko 8, 9,1-1, Slovensko 3,8 4,2 -,4 Pramen: OECD a výpočy ýmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON Vývoj směnných relací (rok 1994 = 1) ČR Maďarsko Polsko Slovensko Pramen: OECD a výpočy ýmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON Podzim

19 Vliv směnných relací na hrubý domácí produk Zlepšování směnných relací však mimo jiné může vés k určiým inerpreačním obížím ohledně růsu reálného HDP. Pro lepší názornos nejprve budeme ilusrova eno problém na meodice měření reálného HDP ve sálých cenách nějakého bazického roku (ao meodika byla v ČR leos opušěna a nahrazena meodikou zřeězených objemů, viz dále). V meodice sálých cen je reálný HDP součem čyř složek: reálné soukromé spořeby, reálných invesic, reálné spořeby vlády a čisého exporu ve sálých cenách. A právě u čisého exporu nasává problém. Čisý expor je rozdílem mezi exporem ve sálých cenách a imporem ve sálých cenách. Při zlepšování směnných relací se ale ceny exporu zvyšují rychleji než ceny imporu. A udíž, i když se čisý expor v běžných cenách příliš nemění, ve sálých cenách zaosává expor za imporem a čisý expor ve sálých cenách se pak může sá výrazně záporný. Prohlubující se záporný čisý expor ve sálých cenách lumí růs celkového HDP ve sálých cenách. A zde je právě ona inerpreační obíž. Vede edy zlepšování směnných relací ke snížení odhadnuého růsu HDP? Tak se o na první pohled jeví, zejména pokud rozložíme celkový reálný růs HDP na souče čyř příspěvků, jakými výše uvedené složky HDP k růsu přispívají. Prohlubování deficiu čisého exporu ve sálých cenách oiž vede k zápornému příspěvku éo složky k celkovému růsu HDP. Rozklad na příspěvky jednolivých složek však může bý poněkud zavádějící. Zbylé ři složky reálného HDP nejsou oiž na vývoji čisého exporu ve sálých cenách zcela nezávislé. Abychom o ukázali, předpokládejme na okamžik, že čisý expor v běžných cenách se udržuje v nějakém sabilním poměru k HDP v běžných cenách. Tao úroveň může bý např. deerminována velikosí přebyků na finančním úču plaební bilance apod. Čisý expor ve sálých cenách bazického roku však poom musí sklouzáva do sále věšího deficiu, proože ceny exporu rosou rychleji než ceny imporu. To se může dí buď ak, že expor ve sálých cenách (j. reálný expor) dlouhodobě klesá, nebo že impor ve sálých cenách naopak rose rychleji než expor ve sálých cenách. Pro ČR je charakerisický právě druhý způsob poklesu čisého exporu ve sálý ch cenách. Kdyby nedocházelo k rychlejšímu růsu imporu ve sálých cenách, vedlo by o k omu, že čisý expor v běžných cenách by se v rozporu s naším předpokladem neusále zlepšoval. Je ovšem pravda, že čisý expor v běžných cenách ve skuečnosi není konsanní a dochází k jeho flukuacím. Nicméně dlouhodobé zlepšování směnných relací bez zrychlených imporů by vedlo k akovým přebykům zahraničního obchodu, že by pravděpodobně následovaly významné přizpůsobovací procesy (především kurzové). Například pokud by impor ve sálých cenách rosl od roku 1994 pouze akovým empem, jakým rosl expor ve sálých cenách, byl by zahraniční obchod v roce 23 v běžných cenách v přebyku přibližně 5 miliard korun míso v deficiu 56 miliard. Zlepšování směnných relací ak vyvolává rychlejší růs imporů ve sálých cenách. Veškeré impory však beze zbyku věcně vsupují do osaních složek: do soukromé i vládní spořeby, do invesic a do exporu. Zvýšené reálné impory by mohly čásečně vylači čás domácí produkce, kerá uspokojovala domácí spořebu, invesice nebo vsupy pro expor (o lze chápa jako formu zv. holandské nemoci). Pokud však nedojde k výrazným změnám v měnovém kurzu, je pravděpodobné, že míso, aby došlo k vylačení domácí produkce, dojde ke zvýšení domácí popávky ve sálých cenách. Too je ona závislos zbývajících složek HDP na čisém exporu: čisý expor se sice díky růsu imporu ve sálých cenách může propada do sále hlubšího deficiu, ale pravděpodobně o vede aké k omu, že zbylé složky jsou vyšší než by byly bez zlepšení směnných relací. Celkově ak HDP ve sřednědobém průměru zlepšováním směnných relací snižován nejspíše není, pokud nedochází ke inenzivnějšímu vylačování domácí produkce rosoucími impory. Jaký vliv má změna směnných relací v nové meodice výpoču reálného růsu HDP? Nová meodika spočívá v om, že složky HDP v akuálním roce se přepočou do průměrných cen roku předchozího a srovnají se s příslušnými složkami (vyjádřenými v běžných cenách) předchozího roku (podrobněji viz předchozí NEWTON College Working Paper - Léo 24). Při éo meodice ak nedochází ke kumulaci sále hlubšího deficiu čisého exporu ve sálých cenách, proože s žádnými sálými cenami nepracujeme. V původní meodice k růsu negaivně přispívalo prohlubování záporného čisého exporu ve sálých cenách, zaímco v nové meodice negaivně přispívá rozdíl mezi čisým exporem daného roku vyjádřeným v cenách roku předchozího a čisým exporem v předcházejícím roce (aké vyjádřeným v cenách ohoo předcházejícího roku). Podzim

20 Pokud dochází k vyrovnanému zlepšování směnných relací každý rok právě o 1%, jsou empa růsu HDP měřená novou meodikou mírně vyšší než při meodice původní. mpor ve sálých cenách má oiž na HDP ve sálých cenách (předchozí meodika) věší váhu než jakou má impor v cenách předchozího roku na HDP v cenách předchozího roku (nová meodika). Proože impor přispívá k růsu záporně, byl by jeho negaivní příspěvek vyšší při saré meodice než při nové. Teno efek se projevuje ím víc, čím významnější je zlepšování směnných relací a čím dále od bazického roku se nacházíme. Kvaniaivní důležios ohoo efeku však je poměrně malá a navíc je zasřena ím, že směnné relace se nemění v realiě vždy o sejné proceno, ale flukuují. Variabilia ve vývoji směnných relací oiž poněkud zvyšuje i variabiliu emp růsu měřených novou meodikou. Uvažme například, že v nějakém roce 1 došlo k výraznému zvýšení cen dovážené ropy (j. ke zhoršení směnných relací). Množsví ropy popávané domácími subjeky se pravděpodobně sníží a o bude mí endenci snižova defici zahraničního obchodu vyjádřený v cenách roku (i když defici v cenách roku 1 pravděpodobně porose). Předpokládejme nyní, že v roce 2 dojde naopak k poklesu cen ropy na původní úroveň a že dojde i ke zvýšení popávaného množsví zpě na původní úroveň. V roce 2 ak dojde k výraznému zhoršení čisého exporu vyjádřeného v cenách roku 1, proože ropa je v cenách roku 1 drahá. Kvaniaivní dopad flukuací směnných relací na variabiliu emp růsu by však bylo nuné ověři na základě podrobnějších simulací a ani eno efek zřejmě nebude příliš velký. Ať již ve saré nebo (v menší míře) i v nové meodice však plaí, že dlouhodobé sysemaické zlepšování směnných relací vede k omu, že růs HDP přesává bý dobrým ukazaelem růsu maeriálního blahobyu země. Obvyklým příkladem zmiňovaným v éo souvislosi je Švýcarsko, keré si díky sysemaickému zlepšování směnných relací vysloužilo pozici pověsné anické želvy: rose sice velmi pomalu, ale sále ho osaní země nemohou dohna. K objasnění ohoo poenciálně významného efeku použijeme opě fikivního příkladu. Předpokládejme, že sledujeme nějakou ekonomiku, jejíž všechny sekory sagnují, nerose v nich ani produkivia práce ani celkový výsup. Reálný HDP (ať již je měřený novou nebo sarou meodikou) v ní nuně vykazuje nulový růs. Předpokládejme však, že ao ekonomika má o šěsí, že ceny jejího exporu rosou výrazně rychleji než ceny jejího imporu. když expor se reálně nezvyšuje (proože podle předpokladu i exporní odvěví sagnuje), umožňuje o, aby se zvyšoval impor ve sálých cenách (pokud používáme sarou meodiku), resp. impor v cenách předchozího roku (pokud používáme meodiku novou). Produkce sledované ekonomiky sice dále sagnuje, ale pokud je zlepšování směnných relací dosaečně výrazné, obyvaelé éo fikivní země nebudou pociťova žádné zaosávání v růsu své maeriální živoní úrovně oproi zemím osaním. A o z oho důvodu, že reálná popávka se musí zvýši ak, aby vykompenzovala negaivní příspěvek reálné čisého exporu k růsu HDP, poněvadž musí bý naplněn původní předpoklad nulového růsu ekonomiky. Celé ajemsví růsu živoní úrovně při nulovém růsu HDP spočívá právě v dodaečných imporech, keré jsou umožněny zlepšováním směnných relací. Je evidenní, že ukazael růsu HDP v akové siuaci může bý zavádějící, pokud má slouži například pro mezinárodní srovnání nebo i pro hodnocení domácí hospodářské poliiky. Bylo by sice možné předefinova HDP ak, aby jeho spojení s blahobyem bylo obnoveno, ale vedlo by o spíše ke zmaení pojmů. Navíc HDP chápeme primárně jako ukazael produkce a pro sledování blahobyu je vhodnější používa ukazaele jiné. Podzim

MĚNOVÁ POLITIKA, OČEKÁVÁNÍ NA FINANČNÍCH TRZÍCH, VÝNOSOVÁ KŘIVKA

MĚNOVÁ POLITIKA, OČEKÁVÁNÍ NA FINANČNÍCH TRZÍCH, VÝNOSOVÁ KŘIVKA Přednáška 7 MĚNOVÁ POLITIKA, OČEKÁVÁNÍ NA FINANČNÍCH TRZÍCH, VÝNOSOVÁ KŘIVKA A INTERAKCE S MĚNOVÝM KURZEM (navazující přednáška na přednášku na éma inflace, měnová eorie a měnová poliika) Měnová poliika

Více

Schéma modelu důchodového systému

Schéma modelu důchodového systému Schéma modelu důchodového sysému Cílem následujícího exu je názorně popsa srukuru modelu, kerý slouží pro kvanifikaci příjmové i výdajové srany důchodového sysému v ČR, a o jak ve varianách paramerických,

Více

Zhodnocení historie predikcí MF ČR

Zhodnocení historie predikcí MF ČR E Zhodnocení hisorie predikcí MF ČR První experimenální publikaci, kerá shrnovala minulý i očekávaný budoucí vývoj základních ekonomických indikáorů, vydalo MF ČR v lisopadu 1995. Tímo byl položen základ

Více

Léto 2005. Výzkumná práce 2 Peníze a ekonomika: Jak se vlastně ovlivňují?

Léto 2005. Výzkumná práce 2 Peníze a ekonomika: Jak se vlastně ovlivňují? NEWTON College, a. s. www.newoncollege.cz Léo 25 Výzkumná práce 2 Peníze a ekonomika: Jak se vlasně ovlivňují? Makroekonomický vývoj 12 Akuální makroekonomický vývoj České republiky 31 Prognóza ekonomických

Více

( ) Základní transformace časových řad. C t. C t t = Μ. Makroekonomická analýza Popisná analýza ekonomických časových řad (ii) 1

( ) Základní transformace časových řad. C t. C t t = Μ. Makroekonomická analýza Popisná analýza ekonomických časových řad (ii) 1 Makroekonomická analýza Popisná analýza ekonomických časových řad (ii) 1 Základní ransformace časových řad Veškeré násroje základní korelační analýzy, kam paří i lineární regresní (ekonomerické) modely

Více

APLIKACE INDEXU DAŇOVÉ PROGRESIVITY V PODMÍNKÁCH ČESKÉ REPUBLIKY

APLIKACE INDEXU DAŇOVÉ PROGRESIVITY V PODMÍNKÁCH ČESKÉ REPUBLIKY APLIKACE INDEXU DAŇOVÉ PROGRESIVIT V PODMÍNKÁCH ČESKÉ REPUBLIK Ramanová Ivea ABSTRAKT Příspěvek je věnován problemaice měření míry progresiviy zdanění pomocí indexu daňové progresiviy, kerý vychází z makroekonomických

Více

PŘÍLOHA SDĚLENÍ KOMISE. nahrazující sdělení Komise

PŘÍLOHA SDĚLENÍ KOMISE. nahrazující sdělení Komise EVROPSKÁ KOMISE V Bruselu dne 28.10.2014 COM(2014) 675 final ANNEX 1 PŘÍLOHA SDĚLENÍ KOMISE nahrazující sdělení Komise o harmonizovaném rámci návrhů rozpočových plánů a zpráv o emisích dluhových násrojů

Více

ČESKÁ ZEMĚDĚLSKÁ UNIVERZITA V PRAZE PROVOZNĚ EKONOMICKÁ FAKULTA DOKTORSKÁ DISERTAČNÍ PRÁCE

ČESKÁ ZEMĚDĚLSKÁ UNIVERZITA V PRAZE PROVOZNĚ EKONOMICKÁ FAKULTA DOKTORSKÁ DISERTAČNÍ PRÁCE ČESKÁ ZEMĚDĚLSKÁ UNIVERZITA V PRAZE PROVOZNĚ EKONOMICKÁ FAKULTA DOKTORSKÁ DISERTAČNÍ PRÁCE VYTVÁŘENÍ TRŽNÍ ROVNOVÁHY VYBRANÝCH ZEMĚDĚLSKO-POTRAVINÁŘSKÝCH PRODUKTŮ Ing. Michal Malý Školiel: Prof. Ing. Jiří

Více

Metodika zpracování finanční analýzy a Finanční udržitelnost projektů

Metodika zpracování finanční analýzy a Finanční udržitelnost projektů OPERAČNÍ PROGRAM ŽIVOTNÍ PROSTŘEDÍ EVROPSKÁ UNIE Fond soudržnosi Evropský fond pro regionální rozvoj Pro vodu, vzduch a přírodu Meodika zpracování finanční analýzy a Finanční udržielnos projeků PŘÍLOHA

Více

Inflace po vstupu do měnové unie vybrané problémy 1

Inflace po vstupu do měnové unie vybrané problémy 1 Inflace po vsupu do měnové unie vybrané problémy 1 Jan Kubíček (leden 23, pracovní verze) Úvod Realia evropské měnové unie a edy společné moneární poliiky zalačuje do pozadí oázku inflačního diferenciálu

Více

Metodika transformace ukazatelů Bilancí národního hospodářství do Systému národního účetnictví

Metodika transformace ukazatelů Bilancí národního hospodářství do Systému národního účetnictví Vysoká škola ekonomická v Praze Fakula informaiky a saisiky Kaedra ekonomické saisiky Meodika ransformace ukazaelů Bilancí národního hospodářsví do Sysému národního účenicví Ing. Jaroslav Sixa, Ph.D. Doc.

Více

Working Papers Pracovní texty

Working Papers Pracovní texty Working Papers Pracovní exy Working Paper No. 2/23 Inflace po vsupu do měnové unie vybrané problémy Jan Kubíček INSIU PRO EKONOMICKOU A EKOLOGICKOU POLIIKU A KAERA HOSPOÁŘSKÉ POLIIKY VYSOKÁ ŠKOLA EKONOMICKÁ

Více

EKONOMETRIE 6. přednáška Modely národního důchodu

EKONOMETRIE 6. přednáška Modely národního důchodu EKONOMETRIE 6. přednáška Modely národního důchodu Makroekonomické modely se zabývají modelováním a analýzou vzahů mezi agregáními ekonomickými veličinami jako je důchod, spořeba, invesice, vládní výdaje,

Více

7. INDEXY ZÁKLADNÍ, ŘETĚZOVÉ A TEMPO PŘÍRŮSTKU

7. INDEXY ZÁKLADNÍ, ŘETĚZOVÉ A TEMPO PŘÍRŮSTKU Indexy základní, řeězové a empo přírůsku Aleš Drobník srana 1 7. INDEXY ZÁKLADNÍ, ŘETĚZOVÉ A TEMPO PŘÍRŮSTKU V kapiole Indexy při časovém srovnání jsme si řekli: Časové srovnání vzniká, srovnáme-li jednu

Více

FAKULTA APLIKOVANÝCH VĚD

FAKULTA APLIKOVANÝCH VĚD FAKULTA APLIKOVANÝCH VĚD ZÁPADOČESKÁ UNIVERZITA V PLZNI Semesrální práce z předměu KMA/MAB Téma: Schopnos úrokového rhu předvída sazby v době krize Daum: 7..009 Bc. Jan Hegeď, A08N095P Úvod Jako éma pro

Více

2.2.9 Jiné pohyby, jiné rychlosti II

2.2.9 Jiné pohyby, jiné rychlosti II 2.2.9 Jiné pohyby, jiné rychlosi II Předpoklady: 020208 Pomůcky: papíry s grafy Př. 1: V abulce je naměřeno prvních řice sekund pohybu konkurenčního šneka. Vypoči: a) jeho průměrnou rychlos, b) okamžié

Více

Úloha V.E... Vypař se!

Úloha V.E... Vypař se! Úloha V.E... Vypař se! 8 bodů; průměr 4,86; řešilo 28 sudenů Určee, jak závisí rychlos vypařování vody na povrchu, kerý ao kapalina zaujímá. Experimen proveďe alespoň pro pě různých vhodných nádob. Zamyslee

Více

Analýza rizikových faktorů při hodnocení investičních projektů dle kritéria NPV na bázi EVA

Analýza rizikových faktorů při hodnocení investičních projektů dle kritéria NPV na bázi EVA 4 mezinárodní konference Řízení a modelování finančních rizik Osrava VŠB-U Osrava, Ekonomická fakula, kaedra Financí 11-12 září 2008 Analýza rizikových fakorů při hodnocení invesičních projeků dle kriéria

Více

FINANČNÍ MATEMATIKA- ÚVĚRY

FINANČNÍ MATEMATIKA- ÚVĚRY Projek ŠABLONY NA GVM Gymnázium Velké Meziříčí regisrační číslo projeku: CZ.1.07/1.5.00/4.0948 IV- Inovace a zkvalinění výuky směřující k rozvoji maemaické gramonosi žáků sředních škol FINANČNÍ MATEMATIKA-

Více

Ekonomika podniku. Katedra ekonomiky, manažerství a humanitních věd Fakulta elektrotechnická ČVUT v Praze. Ing. Kučerková Blanka, 2011

Ekonomika podniku. Katedra ekonomiky, manažerství a humanitních věd Fakulta elektrotechnická ČVUT v Praze. Ing. Kučerková Blanka, 2011 Evropský sociální fond Praha & EU: Invesujeme do vaší budoucnosi Ekonomika podniku Kaedra ekonomiky, manažersví a humaniních věd Fakula elekroechnická ČVUT v Praze Ing. Kučerková Blanka, 2011 Kriéria efekivnosi

Více

INDIKÁTORY HODNOCENÍ EFEKTIVNOSTI VÝDAJŮ MÍSTNÍCH ROZPOČTŮ DO OBLASTI NAKLÁDÁNÍ S ODPADY

INDIKÁTORY HODNOCENÍ EFEKTIVNOSTI VÝDAJŮ MÍSTNÍCH ROZPOČTŮ DO OBLASTI NAKLÁDÁNÍ S ODPADY INDIKÁTORY HODNOCENÍ EFEKTIVNOSTI VÝDAJŮ MÍSTNÍCH ROZPOČTŮ DO OBLASTI NAKLÁDÁNÍ S ODPADY Jana Soukopová Anoace Příspěvek obsahuje dílčí výsledky provedené analýzy výdajů na ochranu živoního prosředí z

Více

Working Papers Pracovní texty

Working Papers Pracovní texty Working Papers Pracovní exy Working Paper No. 7/2003 Český akciový rh jeho efekivnos a makroekonomické souvislosi Helena Horská INSTITUT PRO EKONOMICKOU A EKOLOGICKOU POLITIKU A KATEDRA HOSPODÁŘSKÉ POLITIKY

Více

Konkurenceschopnost firem: Jaké bezprostřední dopady mělo umělé oslabení koruny?

Konkurenceschopnost firem: Jaké bezprostřední dopady mělo umělé oslabení koruny? Konkurenceschopnost firem: Jaké bezprostřední dopady mělo umělé oslabení koruny? Drahomíra Dubská Mezinárodní vědecká konference Insolvence 2014: Hledání cesty k vyšším výnosům pořádaná v rámci projektu

Více

Working Papers Pracovní texty

Working Papers Pracovní texty Working Papers Pracovní exy Working Paper No. 3/2002 Efek bohasví základní východiska, meody a výsledky Jan Kubíček INSTITUT PRO EKONOMICKOU A EKOLOGICKOU POLITIKU A KATEDRA HOSPODÁŘSKÉ POLITIK VSOKÁ ŠKOLA

Více

Řetězení stálých cen v národních účtech

Řetězení stálých cen v národních účtech Řeězení sálých cen v národních účech Michal Široký msiroky@gw.czso.cz Odbor čvrleních národních účů Na adesáém 8, 00 82 Praha 0 Řeězení sálých cen Podsaa řeězení Výhody a nevýhody řeězení Neadiivia objemů

Více

Porovnání způsobů hodnocení investičních projektů na bázi kritéria NPV

Porovnání způsobů hodnocení investičních projektů na bázi kritéria NPV 3 mezinárodní konference Řízení a modelování finančních rizik Osrava VŠB-U Osrava, Ekonomická fakula, kaedra Financí 6-7 září 2006 Porovnání způsobů hodnocení invesičních projeků na bázi kriéria Dana Dluhošová

Více

Studie proveditelnosti (Osnova)

Studie proveditelnosti (Osnova) Sudie provedielnosi (Osnova) 1 Idenifikační údaje žadaele o podporu 1.1 Obchodní jméno Sídlo IČ/DIČ 1.2 Konakní osoba 1.3 Definice a popis projeku (max. 100 slov) 1.4 Sručná charakerisika předkladaele

Více

Vybrané metody statistické regulace procesu pro autokorelovaná data

Vybrané metody statistické regulace procesu pro autokorelovaná data XXVIII. ASR '2003 Seminar, Insrumens and Conrol, Osrava, May 6, 2003 239 Vybrané meody saisické regulace procesu pro auokorelovaná daa NOSKIEVIČOVÁ, Darja Doc., Ing., CSc. Kaedra konroly a řízení jakosi,

Více

Seznámíte se s principem integrace substituční metodou a se základními typy integrálů, které lze touto metodou vypočítat.

Seznámíte se s principem integrace substituční metodou a se základními typy integrálů, které lze touto metodou vypočítat. 4 Inegrace subsiucí 4 Inegrace subsiucí Průvodce sudiem Inegrály, keré nelze řeši pomocí základních vzorců, lze velmi časo řeši subsiuční meodou Vzorce pro derivace elemenárních funkcí a věy o derivaci

Více

Věstník ČNB částka 25/2007 ze dne 16. listopadu 2007

Věstník ČNB částka 25/2007 ze dne 16. listopadu 2007 Třídící znak 1 0 7 0 7 6 1 0 ŘEDITEL SEKCE BANKOVNÍCH OBCHODŮ ČESKÉ NÁRODNÍ BANKY VYHLAŠUJE ÚPLNÉ ZNĚNÍ OPATŘENÍ ČESKÉ NÁRODNÍ BANKY Č. 2/2003 VĚST. ČNB, KTERÝM SE STANOVÍ PODMÍNKY TVORBY POVINNÝCH MINIMÁLNÍCH

Více

IMPULSNÍ A PŘECHODOVÁ CHARAKTERISTIKA,

IMPULSNÍ A PŘECHODOVÁ CHARAKTERISTIKA, IMPULSNÍ A PŘECHODOVÁ CHARAKTERISTIKA, STABILITA. Jednokový impuls (Diracův impuls, Diracova funkce, funkce dela) někdy éž disribuce dela z maemaického hlediska nejde o pravou funkci (přesný popis eorie

Více

Analýza časových řad. Informační a komunikační technologie ve zdravotnictví. Biomedical Data Processing G r o u p

Analýza časových řad. Informační a komunikační technologie ve zdravotnictví. Biomedical Data Processing G r o u p Analýza časových řad Informační a komunikační echnologie ve zdravonicví Definice Řada je posloupnos hodno Časová řada chronologicky uspořádaná posloupnos hodno určiého saisického ukazaele formálně je realizací

Více

Analýza citlivosti NPV projektu na bázi ukazatele EVA

Analýza citlivosti NPV projektu na bázi ukazatele EVA 3. mezinárodní konference Řízení a modelování finančních rizik Osrava VŠB-U Osrava, Ekonomická fakula, kaedra Financí 6.-7. září 2006 Analýza cilivosi NPV projeku na bázi ukazaele EVA Dagmar Richarová

Více

Working Papers Pracovní texty

Working Papers Pracovní texty Working Papers Pracovní exy Working Paper No. 10/2003 Konvergence nominální a reálné výnosnosi finančního rhu implikace pro poby koruny v mechanismu ERM II Vikor Kolán INSTITUT PRO EKONOMICKOU A EKOLOGICKOU

Více

Working Papers Pracovní texty

Working Papers Pracovní texty Working Papers Pracovní exy Working Paper No. 7/2003 Český akciový rh jeho efekivnos a makroekonomické souvislosi Helena Horská INSTITUT PRO EKONOMICKOU A EKOLOGICKOU POLITIKU A KATEDRA HOSPODÁŘSKÉ POLITIKY

Více

Měření výkonnosti údržby prostřednictvím ukazatelů efektivnosti

Měření výkonnosti údržby prostřednictvím ukazatelů efektivnosti Měření výkonnosi údržby prosřednicvím ukazaelů efekivnosi Zdeněk Aleš, Václav Legá, Vladimír Jurča 1. Sledování efekiviy ve výrobní organizaci S rozvojem vědy a echniky je spojena řada požadavků kladených

Více

Prognózování vzdělanostních potřeb na období 2006 až 2010

Prognózování vzdělanostních potřeb na období 2006 až 2010 Prognózování vzdělanosních pořeb na období 2006 až 2010 Zpráva o savu a rozvoji modelu pro předvídání vzdělanosních pořeb ROA - CERGE v roce 2005 Vypracováno pro čás granového projeku Společnos vědění

Více

4EK211 Základy ekonometrie

4EK211 Základy ekonometrie 4EK Základy ekonomerie Heeroskedasicia Cvičení 7 Zuzana Dlouhá Gauss-Markovy předpoklady Náhodná složka: Gauss-Markovy předpoklady. E(u) = 0 náhodné vlivy se vzájemně vynulují. E(uu T ) = σ I n konečný

Více

Využijeme znalostí z předchozích kapitol, především z 9. kapitoly, která pojednávala o regresní analýze, a rozšíříme je.

Využijeme znalostí z předchozích kapitol, především z 9. kapitoly, která pojednávala o regresní analýze, a rozšíříme je. Pravděpodobnos a saisika 0. ČASOVÉ ŘADY Průvodce sudiem Využijeme znalosí z předchozích kapiol, především z 9. kapioly, kerá pojednávala o regresní analýze, a rozšíříme je. Předpokládané znalosi Pojmy

Více

Vliv funkce příslušnosti na průběh fuzzy regulace

Vliv funkce příslušnosti na průběh fuzzy regulace XXVI. ASR '2 Seminar, Insrumens and Conrol, Osrava, April 26-27, 2 Paper 2 Vliv funkce příslušnosi na průběh fuzzy regulace DAVIDOVÁ, Olga Ing., Vysoké učení Technické v Brně, Fakula srojního inženýrsví,

Více

Katedra obecné elektrotechniky Fakulta elektrotechniky a informatiky, VŠB - TU Ostrava 4. TROJFÁZOVÉ OBVODY

Katedra obecné elektrotechniky Fakulta elektrotechniky a informatiky, VŠB - TU Ostrava 4. TROJFÁZOVÉ OBVODY Kaedra obecné elekroechniky Fakula elekroechniky a inormaiky, VŠB - T Osrava. TOJFÁZOVÉ OBVODY.1 Úvod. Trojázová sousava. Spojení ází do hvězdy. Spojení ází do rojúhelníka.5 Výkon v rojázových souměrných

Více

Vliv struktury ekonomiky na vztah nezaměstnanosti a inflace

Vliv struktury ekonomiky na vztah nezaměstnanosti a inflace Mendelova univerzia v Brně Provozně ekonomická fakula Úsav ekonomie Vliv srukury ekonomiky na vzah nezaměsnanosi a inflace Diplomová práce Vedoucí práce: Ing. Milan Palá, Ph.D. Vypracoval: Bc. Jiří Morávek

Více

POLITICKÝ CYKLUS V ČESKÉ REPUBLICE

POLITICKÝ CYKLUS V ČESKÉ REPUBLICE POLITICKÝ CYKLUS V ČESKÉ REPUBLICE Jan Černohorský, Liběna Černohorská Univerzia Pardubice, Fakula ekonomicko-správní, Úsav ekonomie Absrac: The paper deals wih possible relaion beween poliical cycle and

Více

Makroekonomický vývoj a trh práce

Makroekonomický vývoj a trh práce Makroekonomický vývoj a trh práce Petr Král Ředitel odboru měnové politiky a fiskálních analýz Sekce měnová a statistiky Setkání bankovní rady ČNB s představiteli Českomoravské konfederace odborových svazů

Více

V EKONOMETRICKÉM MODELU

V EKONOMETRICKÉM MODELU J. Arl, Š. Radkovský ANALÝZA ZPOŽDĚNÍ V EKONOMETRICKÉM MODELU VP č. Praha Auoři: doc. Ing. Josef Arl, CSc. Ing. Šěpán Radkovský Názor a sanoviska v éo sudii jsou názor auorů a nemusí nuně odpovída názorům

Více

Průzkum makroekonomických prognóz

Průzkum makroekonomických prognóz Průzkum makroekonomických prognóz MF ČR provádí dvakrát ročně průzkum (tzv. Kolokvium), jehož cílem je zjistit názor relevantních institucí na budoucí vývoj české ekonomiky a vyhodnotit základní tendence,

Více

Working Paper Solidarita mezi generacemi v systémech veřejného zdravotnictví v Evropě

Working Paper Solidarita mezi generacemi v systémech veřejného zdravotnictví v Evropě econsor www.econsor.eu Der Open-Access-Publikaionsserver der ZBW Leibniz-Informaionszenrum Wirschaf The Open Access Publicaion Server of he ZBW Leibniz Informaion Cenre for Economics Pavloková, Kaeřina

Více

Srovnání výnosnosti základních obchodních strategií technické analýzy při obchodování měn CZK/USD a CZK/EUR 1

Srovnání výnosnosti základních obchodních strategií technické analýzy při obchodování měn CZK/USD a CZK/EUR 1 Výnosnos obchodních sraegií echnické analýzy Michal Dvořák Srovnání výnosnosi základních obchodních sraegií echnické analýzy při obchodování měn CZK/USD a CZK/EUR Verze 3 03 Michal Dvořák Záměr Na přednáškách

Více

Vysoká škola ekonomická v Praze Recenzované studie. Working Papers Fakulty mezinárodních vztahů

Vysoká škola ekonomická v Praze Recenzované studie. Working Papers Fakulty mezinárodních vztahů Vysoká škola ekonomická v Praze Recenzované sudie Working Papers Fakuly mezinárodních vzahů 12/2010 Míra nezaměsnanosi neakcelerující inflaci a hospodářský cyklus v prosředí České republiky hisorie a možný

Více

Oceňování finančních investic

Oceňování finančních investic Oceňování finančních invesic A. Dluhopisy (bondy, obligace). Klasifikace obligací a) podle kupónu - konvenční obligace (sraigh, plain vanilla, bulle bond) vyplácí pravidelný (roční, pololení) kupón po

Více

Pasivní tvarovací obvody RC

Pasivní tvarovací obvody RC Sřední průmyslová škola elekroechnická Pardubice CVIČENÍ Z ELEKTRONIKY Pasivní varovací obvody RC Příjmení : Česák Číslo úlohy : 3 Jméno : Per Daum zadání : 7.0.97 Školní rok : 997/98 Daum odevzdání :

Více

Zásady hodnocení ekonomické efektivnosti energetických projektů

Zásady hodnocení ekonomické efektivnosti energetických projektů Absrak Zásady hodnocení ekonomické efekivnosi energeických projeků Jaroslav Knápek, Oldřich Sarý, Jiří Vašíček ČVUT FEL, kaedra ekonomiky Každý energeický projek má své ekonomické souvislosi. Invesor,

Více

Konvergence české ekonomiky, výhled spotřeby elektrické energie a měnová politika v ČR

Konvergence české ekonomiky, výhled spotřeby elektrické energie a měnová politika v ČR Konvergence české ekonomiky, výhled spotřeby elektrické energie a měnová politika v ČR doc. Ing. PhDr. Vladimír Tomšík, Ph.D. Vrchní ředitel a člen bankovní rady ČNB 17. ledna 2007 Hospodářský ský výbor

Více

Průzkum prognóz makroekonomického vývoje ČR

Průzkum prognóz makroekonomického vývoje ČR Průzkum prognóz makroekonomického vývoje ČR MF ČR provádí dvakrát ročně průzkum (tzv. Kolokvium), jehož cílem je zjistit názor relevantních institucí na budoucí vývoj české ekonomiky a vyhodnotit základní

Více

ČESKÁ EKONOMIKA 2015. Ing. Martin Hronza ČESKÁ EKONOMIKA 2015. ředitel odboru ekonomických analýz

ČESKÁ EKONOMIKA 2015. Ing. Martin Hronza ČESKÁ EKONOMIKA 2015. ředitel odboru ekonomických analýz 1 Přehled ekonomiky České republiky HDP Trh práce Inflace Platební bilance Zahraniční investice Průmysl Zahraniční obchod 2 Hlavní charakteristiky české ekonomiky Malá, otevřená ekonomika, výrazně závislá

Více

Pavel Řežábek člen bankovní rady ČNB

Pavel Řežábek člen bankovní rady ČNB Domácí a světový ekonomický vývoj Pavel Řežábek člen bankovní rady ČNB Ekonomická přednáška v rámci odborné konference Očekávaný vývoj automobilového průmyslu v ČR a střední Evropě Brno, 24. října 212

Více

ZPŮSOBY MODELOVÁNÍ ELASTOMEROVÝCH LOŽISEK

ZPŮSOBY MODELOVÁNÍ ELASTOMEROVÝCH LOŽISEK ZPŮSOBY MODELOVÁNÍ ELASTOMEROVÝCH LOŽISEK Vzhledem ke skuečnosi, že způsob modelování elasomerových ložisek přímo ovlivňuje průběh vniřních sil v oblasi uložení, rozebereme v éo kapiole jednolivé možné

Více

Nové indikátory hodnocení bank

Nové indikátory hodnocení bank 5. mezinárodní konference Řízení a modelování finančních rizik Osrava VŠB-TU Osrava, Ekonomická fakula, kaedra Financí 8. - 9. září 2010 Nové indikáory hodnocení bank Josef Novoný 1 Absrak Příspěvek je

Více

Částka 7 Ročník 2013. Vydáno dne 4. září 2013 ČÁST NORMATIVNÍ ČÁST OZNAMOVACÍ

Částka 7 Ročník 2013. Vydáno dne 4. září 2013 ČÁST NORMATIVNÍ ČÁST OZNAMOVACÍ Čáska 7 Ročník 2013 Vydáno dne 4. září 2013 O b s a h : ČÁST NORMATIVNÍ 1. Opaření České národní banky č. 1 ze dne 29. července 2013, kerým se zrušuje opaření České národní banky č. 3 ze dne 5. prosince

Více

EKONOMICKÉ PROSTŘEDÍ A KONKURENCESCHOPNOST

EKONOMICKÉ PROSTŘEDÍ A KONKURENCESCHOPNOST CENTRUM VÝZKUMU KONKURENČNÍ SCHOPNOSTI ČESKÉ EKONOMIKY EKONOMICKO-SPRÁVNÍ FAKULTA MASARYKOVY UNIVERZITY EKONOMICKÉ PROSTŘEDÍ A KONKURENCESCHOPNOST Anonín Slaný a kol. 2009 EKONOMICKÉ PROSTŘEDÍ A KONKURENCESCHOPNOST

Více

Vybrané aspekty makroekonomického vývoje na cestě k euru v České republice. Doc. Ing. Vladimír Tomšík, Ph.D. 2007,, Bratislava

Vybrané aspekty makroekonomického vývoje na cestě k euru v České republice. Doc. Ing. Vladimír Tomšík, Ph.D. 2007,, Bratislava Vybrané aspekty makroekonomického vývoje na cestě k euru v České republice Doc. Ing. Vladimír Tomšík, Ph.D. Slovensko Česká obchodní komora Velvyslanectví ČR R ve Slovenské republice 28. března b 2007,,

Více

Vnější ekonomické vztahy - hlavní faktory a rizika na běžném účtu

Vnější ekonomické vztahy - hlavní faktory a rizika na běžném účtu Vnější ekonomické vztahy - hlavní faktory a rizika na běžném účtu Ing. Miroslav Kalous, CSc. Česká národní banka, sekce měnová a statistiky miroslav.kalous@.kalous@cnb.czcz Seminář MF ČR, Smilovice 2.12.2003

Více

MODELOVÁNÍ A KLASIFIKACE REGIONÁLNÍCH TRHŮ PRÁCE

MODELOVÁNÍ A KLASIFIKACE REGIONÁLNÍCH TRHŮ PRÁCE VYSOKÁ ŠKOL BÁNSKÁ - TECHNICKÁ UNIVERZIT OSTRV EKONOMICKÁ FKULT MODELOVÁNÍ KLSIFIKCE REGIONÁLNÍCH TRHŮ PRÁCE Jana Hančlová Ivan Křivý Jaromír Govald Miroslav Liška Milan Šimek Josef Tvrdík Lubor Tvrdý

Více

Výpočty populačních projekcí na katedře demografie Fakulty informatiky a statistiky VŠE. TomášFiala

Výpočty populačních projekcí na katedře demografie Fakulty informatiky a statistiky VŠE. TomášFiala Výpočy populačních projekcí na kaedře demografie Fakuly informaiky a saisiky VŠE TomášFiala 1 Komponenní meoda s migrací Zpravidla zjednodušený model migrace předpokládá se pouze imigrace na úrovni migračního

Více

Úloha II.E... je mi to šumák

Úloha II.E... je mi to šumák Úloha II.E... je mi o šumák 8 bodů; (chybí saisiky) Kupe si v lékárně šumivý celaskon nebo cokoliv, co se podává v ableách určených k rozpušění ve vodě. Změře, jak dlouho rvá rozpušění jedné abley v závislosi

Více

Skupinová obnova. Postup při skupinové obnově

Skupinová obnova. Postup při skupinové obnově Skupinová obnova Při skupinové obnově se obnovují všechny prvky základního souboru nebo určiá skupina akových prvků najednou. Posup při skupinové obnově prvky, jež selžou v určiém období, je nuno obnovi

Více

Průzkum makroekonomických prognóz

Průzkum makroekonomických prognóz Průzkum makroekonomických prognóz MF ČR provádí dvakrát ročně průzkum (tzv. Kolokvium), jehož cílem je zjistit názor relevantních institucí na budoucí vývoj české ekonomiky a vyhodnotit základní tendence,

Více

Průzkum makroekonomických prognóz

Průzkum makroekonomických prognóz Průzkum makroekonomických prognóz Makroekonomický scénář Konvergenčního programu, makroekonomické rámce státního rozpočtu a rozpočtového výhledu a predikce MF ČR jsou pravidelně srovnávány s výsledky šetření

Více

Česká ekonomika v roce 2013 očima nové prognózy ČNB. Miroslav Singer

Česká ekonomika v roce 2013 očima nové prognózy ČNB. Miroslav Singer Česká ekonomika v roce 2013 očima nové prognózy ČNB Miroslav Singer guvernér, Česká národní banka CFO Club Praha, 20. února 2013 Stávající situace čs. ekonomiky Česká ekonomika se nachází již zhruba rok

Více

Vývoj české ekonomiky

Vývoj české ekonomiky Přehled ekonomiky České republiky HDP Trh práce Inflace Platební bilance Zahraniční investice Průmysl Zahraniční obchod Hlavní charakteristiky české ekonomiky Malá, otevřená ekonomika, výrazně závislá

Více

Využití NAIRU k odhadu potenciálního produktu a produkční mezery v České republice

Využití NAIRU k odhadu potenciálního produktu a produkční mezery v České republice 1. Úvod Využií NAIRU k odhadu poenciálního produku a produkční mezery v České republice Vzhledem k omu, že poenciální výsup je považován za nejlepší indikáor kapaciy agregované nabídky a neinflačního růsu

Více

Manuál k vyrovnávacímu nástroji pro tvorbu cen pro vodné a stočné

Manuál k vyrovnávacímu nástroji pro tvorbu cen pro vodné a stočné OPERAČNÍ PROGRAM ŽIVOTNÍ PROSTŘEDÍ EVROPSKÁ UNIE Fond soudržnosi Evropský fond pro regionální rozvoj Pro vodu, vzduch a přírodu Manuál k vyrovnávacímu násroji pro vorbu cen pro vodné a sočné MINISTERSTVO

Více

Česká ekonomika v roce 2014. Ing. Jaroslav Vomastek, MBA Ředitel odboru

Česká ekonomika v roce 2014. Ing. Jaroslav Vomastek, MBA Ředitel odboru Česká ekonomika v roce 2014 Přehled ekonomiky České republiky HDP Zaměstnanost Inflace Cenový vývoj Zahraniční investice Platební bilance Průmysl Zahraniční obchod Hlavní charakteristiky české ekonomiky

Více

C Predikce vývoje makroekonomických indikátorů

C Predikce vývoje makroekonomických indikátorů C Predikce vývoje makroekonomických indikáorů Prameny abulek a grafů: ČSÚ, Eurosa C.1 Ekonomický výkon Minulý vývoj HDP Sezónně očišěný HDP 2 ve 3. čvrleí 2012 mezičvrleně klesl o 0,3 % (proi 0,2 %). Meziročně

Více

MAKROEKONOMICKÝ POHLED NA FINANCOVÁNÍ ZDRAVOTNICTVÍ. Ing. Jan Vejmělek, Ph.D., CFA Hlavní ekonom Komerční banky 14. listopadu 2012

MAKROEKONOMICKÝ POHLED NA FINANCOVÁNÍ ZDRAVOTNICTVÍ. Ing. Jan Vejmělek, Ph.D., CFA Hlavní ekonom Komerční banky 14. listopadu 2012 MAKROEKONOMICKÝ POHLED NA FINANCOVÁNÍ ZDRAVOTNICTVÍ Ing. Jan Vejmělek, Ph.D., CFA Hlavní ekonom Komerční banky 14. listopadu 212 Předkrizové období období konvergence Pozitivní role zahraničního kapitálu

Více

Working Papers Pracovní listy

Working Papers Pracovní listy Working Papers Pracovní lisy Working Paper No. 2/2004 Relevannos nerovnováhy běžného úču plaební bilance v členských sáech Eurozony Jaromír Šindel INSTITUT PRO EKONOMICKOU A EKOLOGICKOU POLITIKU VYSOKÁ

Více

Věstník ČNB částka 15/2003 ze dne 1. října 2003 KTERÝM SE STANOVÍ MINIMÁLNÍ VÝŠE LIKVIDNÍCH PROSTŘEDKŮ A PODMÍNKY TVORBY POVINNÝCH MINIMÁLNÍCH REZERV

Věstník ČNB částka 15/2003 ze dne 1. října 2003 KTERÝM SE STANOVÍ MINIMÁLNÍ VÝŠE LIKVIDNÍCH PROSTŘEDKŮ A PODMÍNKY TVORBY POVINNÝCH MINIMÁLNÍCH REZERV Třídící znak 1 0 2 0 3 6 1 0 OPATŘENÍ ČESKÉ NÁRODNÍ BANKY ZE DNE 23. ZÁŘÍ 2003 KTERÝM SE STANOVÍ MINIMÁLNÍ VÝŠE LIKVIDNÍCH PROSTŘEDKŮ A PODMÍNKY TVORBY POVINNÝCH MINIMÁLNÍCH REZERV Česká národní banka

Více

ský ČNB Miroslav Singer viceguvernér, V. Finanční fórum Zlaté koruny Praha, 23. září 2009

ský ČNB Miroslav Singer viceguvernér, V. Finanční fórum Zlaté koruny Praha, 23. září 2009 Aktuáln lní hospodářský ský vývoj v ČR R očima o ČNB Miroslav Singer viceguvernér, r, Česká národní banka V. Finanční fórum Zlaté koruny Praha, 23. září 2009 Krize ve světě Příčiny krize: dlouhodobý souběh

Více

Srovnávací analýza vývoje mezd v České republice

Srovnávací analýza vývoje mezd v České republice Mendelova univerzia v Brně Provozně ekonomická fakula Srovnávací analýza vývoje mezd v České republice Bakalářská práce Vedoucí práce: Mgr. Kamila Vopaová Vypracovala: Lucie Mojžíšová Brno 10 Děkuji ímo

Více

VLIV MAKROEKONOMICKÝCH ŠOKŮ NA DYNAMIKU VLÁDNÍHO DLUHU: JAK ROBUSTNÍ JE FISKÁLNÍ POZICE ČESKÉ REPUBLIKY?

VLIV MAKROEKONOMICKÝCH ŠOKŮ NA DYNAMIKU VLÁDNÍHO DLUHU: JAK ROBUSTNÍ JE FISKÁLNÍ POZICE ČESKÉ REPUBLIKY? VLIV MAKROEKONOMICKÝCH ŠOKŮ NA DYNAMIKU VLÁDNÍHO DLUHU: JAK ROBUSTNÍ JE FISKÁLNÍ POZICE ČESKÉ REPUBLIKY? Aleš Melecký, Marin Melecký, VŠB Technická univerzia Osrava* 1. Úvod Globální finanční a ekonomická

Více

Průzkum makroekonomických prognóz

Průzkum makroekonomických prognóz Průzkum makroekonomických prognóz Ministerstvo financí pořádá již od roku 1996 dvakrát ročně průzkum prognóz makroekonomického vývoje České republiky, tzv. Kolokvium. Cílem Kolokvia je získat představu

Více

ČESKÁ EKONOMIKA 2016 ČESKÁ EKONOMIKA 2016 Odbor ekonomických analýz

ČESKÁ EKONOMIKA 2016 ČESKÁ EKONOMIKA 2016 Odbor ekonomických analýz Přehled ekonomiky České republiky HDP Trh práce Inflace Platební bilance Zahraniční investice Průmysl Zahraniční obchod Hlavní charakteristiky české ekonomiky Malá, otevřená ekonomika, výrazně závislá

Více

Nerovnovážné modely trhu úvěrů s aplikací na Českou republiku

Nerovnovážné modely trhu úvěrů s aplikací na Českou republiku VYSOKÁ ŠKOLA BÁŇSKÁ - TECHNICKÁ UNIVERZITA OSTRAVA EKONOMICKÁ FAKULTA Nerovnovážné modely rhu úvěrů s aplikací na Českou republiku DOKTORSKÁ DISERTAČNÍ PRÁCE 2009 Ing. Pavla Vodová VYSOKÁ ŠKOLA BÁŇSKÁ

Více

4. 3. Váha nefinančních firem pod zahraniční kontrolou na investicích sektoru nefinančních podniků a v české ekonomice

4. 3. Váha nefinančních firem pod zahraniční kontrolou na investicích sektoru nefinančních podniků a v české ekonomice 4. 3. Váha nefinančních firem kontrolou na investicích sektoru nefinančních podniků a v české ekonomice 4.3.1. Spojitost s přílivem přímých investic Odlišnost pojmů Je třeba rozlišovat termín příliv přímých

Více

Modelování rizika úmrtnosti

Modelování rizika úmrtnosti 5. mezinárodní konference Řízení a modelování finančních rizik Osrava VŠB-TU Osrava, Ekonomická fakula, kaedra Financí 8. - 9. září 200 Modelování rizika úmrnosi Ingrid Perová Absrak V příspěvku je řešena

Více

PŘÍKLAD INDEXY ZÁKLADNÍ, ŘETĚZOVÉ A TEMPO PŘÍRŮSTKU

PŘÍKLAD INDEXY ZÁKLADNÍ, ŘETĚZOVÉ A TEMPO PŘÍRŮSTKU PŘÍKLAD INDEXY ZÁKLADNÍ, ŘETĚZOVÉ A TEMPO PŘÍRŮSTKU Ze serveru www.czso.cz jsme sledovali sklizeň obilovin v ČR. Sklizeň z několika posledních le jsme vložili do abulky 7.1. a) Jaké plodiny paří mezi obiloviny?

Více

Očekávaný vývoj světové ekonomiky

Očekávaný vývoj světové ekonomiky Očekávaný vývoj světové ekonomiky Jan Frait člen bankovní rady ČNB Brno, Holiday Inn, 4. října 2006 Očekávaný vývoj a příležitosti rozvoje cestovního ruchu" Centráln lní banka a cestovní ruch? Co má společného

Více

Průzkum makroekonomických prognóz

Průzkum makroekonomických prognóz Průzkum makroekonomických prognóz MF ČR provádí dvakrát ročně průzkum (tzv. Kolokvium), jehož cílem je zjistit názor relevantních institucí na budoucí vývoj české ekonomiky a vyhodnotit základní tendence,

Více

ÚSTAV STATISTIKY A OPERAČNÍHO VÝZKUMU

ÚSTAV STATISTIKY A OPERAČNÍHO VÝZKUMU MENDELOVA LESNICKÁ A ZEMĚDĚLSKÁ UNIVERZITA V BRNĚ PROVOZNĚ EKONOMICKÁ FAKULTA ÚSTAV STATISTIKY A OPERAČNÍHO VÝZKUMU Analýza zaměsnanosi cizinců v ČR Bakalářská práce Vedoucí bakalářské práce Mgr. Marin

Více

SBÍRKA PŘEDPISŮ ČESKÉ REPUBLIKY

SBÍRKA PŘEDPISŮ ČESKÉ REPUBLIKY Ročník 2004 SBÍRKA PŘEDPISŮ ČESKÉ REPUBLIKY PROFIL PŘEDPISU: Tiul předpisu: Nařízení vlády o sanovení podmínek pro zařazení skupin výrobců, zajišťujících společný odby vybraných zemědělských komodi, do

Více

Klasifikace, identifikace a statistická analýza nestacionárních náhodných procesů

Klasifikace, identifikace a statistická analýza nestacionárních náhodných procesů Proceedings of Inernaional Scienific Conference of FME Session 4: Auomaion Conrol and Applied Informaics Paper 26 Klasifikace, idenifikace a saisická analýza nesacionárních náhodných procesů MORÁVKA, Jan

Více

Do ekonomických modelů vstupuje fiskální politika v první řadě prostřednictvím nám již známé agregátní poptávky: AD = C + I + G + NX. (5.

Do ekonomických modelů vstupuje fiskální politika v první řadě prostřednictvím nám již známé agregátní poptávky: AD = C + I + G + NX. (5. TÉMA č. 5 Fiskální poliika. Rozpočové příjmy a výdaje jejich výše a srukura. Veřejný dluh. Reforma veřejných financí Samosudium I. Graficky znázorněe a popiše obnovení dlouhodobé rovnováhy v siuaci recese

Více

Úrokové daňové štíty nemusí být jisté

Úrokové daňové štíty nemusí být jisté Mařík, M. - Maříková, P.: Úrokové daňové šíy nemusí bý jisé. Odhadce a oceňování podniku č. 3/2012, ročník XVIII, sr. 4-17, ISSN 1213-8223 Úrokové daňové šíy nemusí bý jisé prof. Miloš Mařík, doc. Pavla

Více

Working Papers Pracovní texty

Working Papers Pracovní texty Working Papers Pracovní exy Working Paper o. 1/24 ondový penzijní sysém v konvergující ekonomice Jan Kubíček ISIU PRO EKOOMICKOU A EKOLOGICKOU POLIIKU VYSOKÁ ŠKOLA EKOOMICKÁ V PRAZE AKULA ÁROOHOSPOÁŘSKÁ

Více

Věstník ČNB částka 3/2003 ze dne 4. února 2003

Věstník ČNB částka 3/2003 ze dne 4. února 2003 Třídící znak 2 0 4 0 3 6 1 0 ÚŘEDNÍ SDĚLENÍ ČESKÉ NÁRODNÍ BANKY ze dne 27. ledna 2003 o podmínkách vorby povinných minimálních rezerv Česká národní banka (dále jen "ČNB") podle 25 a 26 zákona č. 6/1993

Více

Ocenění podniku s přihlédnutím k možné insolvenci postup pro metodu DCF entity a equity

Ocenění podniku s přihlédnutím k možné insolvenci postup pro metodu DCF entity a equity Mařík, M. - Maříková, P.: Ocenění podniku s přihlédnuím k možné insolvenci posup pro meodu DCF eniy a equiy. Odhadce a oceňování podniku č. 3-4/2013, ročník XIX, sr. 4-15, ISSN 1213-8223 Ocenění podniku

Více

ZÁTĚŽOVÉ TESTY BANKOVNÍHO SEKTORU ČR LISTOPAD. Samostatný odbor finanční stability

ZÁTĚŽOVÉ TESTY BANKOVNÍHO SEKTORU ČR LISTOPAD. Samostatný odbor finanční stability ZÁTĚŽOVÉ TESTY BANKOVNÍHO SEKTORU ČR LISTOPAD Samostatný odbor finanční stability 0 ZÁTĚŽOVÉ TESTY LISTOPAD 0 ZÁTĚŽOVÉ TESTY BANKOVNÍHO SEKTORU ČR (LISTOPAD 0) SHRNUTÍ Výsledky zátěžových testů bankovního

Více

Průzkum prognóz makroekonomického vývoje ČR

Průzkum prognóz makroekonomického vývoje ČR Průzkum prognóz makroekonomického vývoje ČR MF ČR provádí dvakrát ročně průzkum (tzv. Kolokvium), jehož cílem je zjistit názor relevantních institucí na budoucí vývoj české ekonomiky a vyhodnotit základní

Více

2.2.2 Měrná tepelná kapacita

2.2.2 Měrná tepelná kapacita .. Měrná epelná kapacia Předpoklady: 0 Pedagogická poznámka: Pokud necháe sudeny počía příklady samosaně, nesihnee hodinu za 45 minu. Můžee využí oho, že následující hodina je aké objemnější a použí pro

Více

Šetření prognóz. makroekonomického vývoje ČR. Ministerstvo financí odbor Hospodářská politika

Šetření prognóz. makroekonomického vývoje ČR. Ministerstvo financí odbor Hospodářská politika šetření prognóz makroekonomického vývoje v ČR, HDP zemí EA9, cena ropy Brent, M PRIBOR, výnos do splatnosti R státních dluhopisů, měnový kurz CZK/EUR, měnový kurz USD/EUR, hrubý domácí produkt, příspěvek

Více