Modely politického cyklu a jejich testování na podmínkách ČR

Transkript

1 Insiue of Economic Sudies, Faculy of Social Sciences Charles Universiy in Prague Modely poliického cyklu a jejich esování na podmínkách ČR Radka Šiková IES Working Paper: 18/2007

2 Insiue of Economic Sudies, Faculy of Social Sciences, Charles Universiy in Prague [UK FSV IES] Oplealova 26 CZ , Prague ies@fsv.cuni.cz hp://ies.fsv.cuni.cz Insiu ekonomických sudií Fakula sociálních věd Univerzia Karlova v Praze Oplealova Praha 1 ies@fsv.cuni.cz hp://ies.fsv.cuni.cz Disclaimer: The IES Working Papers is an online paper series for works by he faculy and sudens of he Insiue of Economic Sudies, Faculy of Social Sciences, Charles Universiy in Prague, Czech Republic. The papers are peer reviewed, bu hey are no edied or formaed by he ediors. The views expressed in documens served by his sie do no reflec he views of he IES or any oher Charles Universiy Deparmen. They are he sole propery of he respecive auhors. Addiional info a: ies@fsv.cuni.cz Copyrigh Noice: Alhough all documens published by he IES are provided wihou charge, hey are licensed for personal, academic or educaional use. All righs are reserved by he auhors. Ciaions: All references o documens served by his sie mus be appropriaely cied. Bibliographic informaion: Šiková, R. (2007). Modely poliického cyklu a jejich esování na podmínkách ČR. IES Working Paper 18/2007. IES FSV. Charles Universiy. This paper can be downloaded a: hp://ies.fsv.cuni.cz

3 Modely poliického cyklu a jejich esování na podmínkách ČR Radka Šiková # # IES, Charles Universiy Prague radka.sikova@cnb.cz May 2007 Absrak: Předkládaná sudie zkoumá nakolik a zda je v případě ČR vývoj reálného HDP, nezaměsnanosi a inflace sysemaicky ovlivněn časováním voleb a změnou poliické orienace vlády. Tesovány jsou dva základní eoreické koncepy jednak modely poliického hospodářského cyklu a jednak ideologické eorie poliického cyklu. Modely poliického hospodářského cyklu zdůrazňují oporunisické moivy chování poliiků. Oporunisičí poliici prosazují aková hospodářsko-poliická opaření, kerá jim zajisí zvolení, a o bez ohledu na příslušnos k poliické sraně. Ideologické eorie naproi omu zasávají hypoézu, že poliici se při realizaci poliiky drží zejména svého názorového přesvědčení (programu poliické srany, jejíž jsou členem) a oslovují ak vždy pouze určié spekrum voličů. Z esování exisence poliického cyklu na vývoji makroekonomických veličin v ČR vyplynula čásečná planos oporunisických moivů v chování českých poliiků, zaímco ideologické moivy se nepovrdily. Klíčová slova: fiskální poliika, poliický cyklus, modely poliického hospodářského cyklu, ideologické modely poliického cyklu JEL: E32, E61, E62, C22 Poděkování: Auorka děkuje za cenné připomínky a náměy Šěpánu Radkovskému a anonymnímu oponenovi. Teno výzkum byl podporován Výzkumným záměrem MŠMT ČR, projek č. MSM

4 Models of Poliical Cycles: The Czech Experience Absrac: This paper sudies wheher he dynamic behavior of real GDP, unemploymen and inflaion is sysemaically affeced by he iming of elecions and by changes of governmens in he Czech Republic. Two basic models of poliical cycles are esed he poliical business cycle models and he parisan heories. The poliical business cycle models emphasize opporunisic behavior of poliics who srive o achieve own reelecion regardless of heir pary membership. On he oher hand parisan poliicians are faihful o heir ideological opinions and herefore hey arac only specific number of people. The resuls of he ess parly confirmed validiy of opporunisic moivaions in behavior of he Czech poliicians. On he conrary supposiions of he parisan heories were no proved. Keywords: fiscal policy, poliical cycle, models of poliical business cycle, parisan heories JEL: E32, E61, E62, C22

5 1. Úvod Rok 2006 byl v České republice rokem volebním, což se projevilo v podobě přijeí řady pro domácnosi arakivních opaření a v dalším odkládání olik pořebných reforem důchodového a zdravoního sysému. V rámci předvolebního boje došlo ke schválení zv. paselkovného pro prvňáčky, zvýšení porodného, zdvojnásobení rodičovského příspěvku, úpravě řady sociálních dávek, k dodaečnému navýšení důchodů apod. Zvýšené nároky na výdajovou sranu veřejných financí v podobě navýšení mandaorních výdajů při současném snižování daňového zaížení 1 zesílil lak na prohlubování deficinosi českých veřejných financí. Fiskální poliika je ak v České republice v současnosi spíše procyklická, což je v rozporu s její sabilizační funkcí, kerou by měla primárně plni. Moivacemi vlády při realizaci fiskální poliiky a jejich příp. selháním se zabývají zv. eorie poliického cyklu, keré se začaly rozvíje v 70. leech 20. soleí. Jedna skupina eorií vychází z předsavy, že poliici maximalizují především svůj vlasní prospěch, kerý souvisí s jejich znovuzvolením (zv. eorie poliického hospodářského cyklu, keré se časo označují aké jako oporunisické). Pokud se podílejí na vládnuí či mají možnos spolurozhodova o přijímaných opařeních, pokoušejí se ovlivňova ekonomický vývoj ak, aby dosáhli svého cíle. Nepopulární hospodářsko-poliická opaření jsou zpravidla zaváděna velmi brzy po volbách, zaímco populární opaření jsou naopak naplánována až na období ěsně před volbami. Primárně poliici zasahují do veřejných výdajů, keré mají pod přímou konrolou. Diskreční fiskální zásahy se pak následně promíají do vývoje makroekonomických veličin. Naproi omu exisuje řada ekonomů, kerá hypoézu o endenci poliiků oporunisicky ovlivňova 1 Od roku 2004 dochází k posupnému snižování sazeb DPPO, od roku 2006 byly sníženy nejnižší sazby i u DPFO, došlo k přesunu dalšího zboží do snížené sazby DPH apod. Výjimkou snižování daňového zaížení jsou spořební daně, keré v rámci harmonizace s legislaivou EU naopak spíše rosou. 1

6 ekonomický vývoj v rámci volebního cyklu zpochybňuje a zdůrazňuje zv. ideologické či sranické rysy jejich chování (zv. ideologické 2 eorie poliického cyklu). Ideologický poliik se při svém působení v případě zvolení drží svých názorových přesvědčení a oslovuje ak vždy pouze určiou skupinu voličů. Vedle uvedených základních skupin eorií se posupně začaly formova i alernaivní eorie poliického cyklu. Někeré novější přísupy např. kombinují vybrané charakerisiky obou hlavních eoreických koncepů, neboť zpravidla nelze plně zamínou závěry jedné eorie na úkor druhé. V souvislosi s rozvojem ekonomických eorií zabývajících se moivacemi chování poliiků začala řada ekonomů planos závěrů jednolivých eorií esova na empirických daech. První analýzy byly učiněny na poválečných daech v USA. Následovala řada podobných sudií zejména pro vybrané vyspělé ekonomiky, později byla aplikována i panelová daa apod. Tesována přiom byla exisence poliického cyklu jak na vývoji makroekonomických velič, ak současně na základě vývoje fiskálních ukazaelů (např. deficiu veřejných financí, výdajů veřejného sekoru, daní, příp. i jejich srukury). Ačkoli byly závěry provedených analýz ohledně planosi eorií časo nejednoznačné, jako pravděpodobnější se v řadě sudií ukázaly spíše ideologické moivy chování poliiků. V případě zv. nových demokracií byla přiom povrzena i příomnos poliického hospodářského cyklu na případě deficiu veřejných financí (Brender, Drazen, 2004). 3 Teno cyklus se vyznačuje růsem deficiu ve volebním roce, a o ale pouze po několik volebních obdobích následujících po zřízení demokracie. Hospodářský a poliický vývoj České republiky byl dosud esován jen ve velmi omezené míře a zpravidla v rámci panelových sudií. Cilivos makroekonomických ukazaelů na volební cyklus v ČR přiom zkoumána dosud nebyla. Příčinu lze spařova v problémech s exisující daovou základnou, kerá je charakerisická krákými časovými řadami, jež časo podléhají významné zpěné revizi. Česká ekonomika navíc v 90. leech minulého soleí procházela obdobím ransformace, keré bylo spojeno s řadou srukurálních změn a výskyem 2 z anglického parisan 3 Novými demokraciemi jsou míněny sáy, ve kerých se začal formova demokraický sysém v období od konce 70. le do počáku 90. le minulého soleí. Mezi yo sáy paří i bývalé země sověského bloku (včeně ČR). Ovlivňování hospodářského cyklu je zde dle Brendera a Drazena možné, proože voliči nejsou dosaečně zkušení v oblasi volební poliiky nebo nemají informace nuné k posouzení fiskálních opaření. 2

7 někerých specifických šoků (např. finanční krize v roce 1997). Akuální poliická siuace a přijeí řady populisických opaření v souvislosi s volebním rokem nicméně ukazuje na nunos opěovného poukázání na možné moivace chování poliiků a na případná rizika z oho vyplývající. Nejde přiom pouze o o, upozorni na skuečnos, že věšina poliiků se v souvislosi se snahou o znovuzvolení pravděpodobně pokusí prosadi někerá arakivní opaření. Jde i o o, nakolik se akové jednání zásadněji promíá do vývoje české ekonomiky a nakolik lze vysledova v chování českých poliiků ideologické rysy. Cílem éo sudie je v souladu s výše uvedeným sledova zejména, nakolik a zda je v případě ČR vývoj makroekonomických veličin (HDP, nezaměsnanosi a inflace) sysemaicky ovlivněn časováním voleb a změnou poliické orienace vlády. Vedlejší pozornos je přiom zaměřena na pravděpodobný dopad volebního cyklu na fiskální ukazaele. 4 Ambicí přiom není vysvěli procykličnos fiskální poliiky v ČR, neboť a zdaleka nesouvisí pouze s poliickým cyklem. Před samoným esováním planosi eorií poliického cyklu na hospodářských podmínkách ČR jsou v následující kapiole sručně popsány významné eoreické přísupy k éo problemaice. 2. Modely poliických cyklů V ekonomické eorii exisují dvě základní skupiny modelů, keré odlišným způsobem popisují moivace chování poliiků a o, jak se oo chování promíá do hospodářského vývoje příslušné země. Jedná se o modely poliického hospodářského cyklu (např. Nordhaus, 1975) a ideologické modely poliického cyklu (např. Hibbs, 1977). První generace obou druhů modelů byla rozvíjena v 70. leech 20. soleí; zv. druhá generace modelů se pak dauje na přelom 80. a 90. le 20 soleí. Základním násrojem pro vyjádření preferencí poliických sran se v případě obou generací sala Phillipsova křivka, kerá vyjadřuje negaivní závislos mezi inflací a mírou nezaměsnanosi. Hlavní odlišnosí mezi oběma generacemi modelů byl naproi omu uvažovaný charaker očekávání ekonomických agenů. Zaímco první generace modelů předpokládala adapivní vorbu očekávání (j. voliči hodnoí poliika na základě vývoje produku a inflace během období jeho působnosi s ím, že posupně snižují váhu minulých pozorování), druhá generace 4 Předpokládá se jejich esování v navazujících sudiích. 3

8 již zohledňovala očekávání racionální (j. voliči hodnoí poliika i na základě jeho příslušnosi k poliické sraně, na základě jeho očekávané preference mezi inflací a nezaměsnanosí, a o nejenom v období kolem voleb apod.). Zmíněné dvě skupiny modelů byly v případě zahrnuí racionálních očekávání přejmenovány na modely racionálního poliického hospodářského cyklu (např. Persson, Tabellini, 2000) a racionální ideologické modely (např. Alesina, 1990). Vedle oho akuální eoreická lieraura zabývající se poliickým cyklem připouší, že poliici jsou ve svém chování vedeni určiou kombinací oporunisických a ideologických moivů současně, j. kombinují ideologické moivy se zájmem o svou kariéru. Modely poliického hospodářského cyklu (PBC) zdůrazňují zv. oporunisické moivy chování poliiků. Ty poukazují na skuečnos, že v rozhodování poliiků je určující snaha o maximalizaci vlasní populariy a pravděpodobnos znovuzvolení. Bez ohledu na příslušnos k poliické sraně se proo každý poliik snaží ovlivni vývoj ekonomiky v závislosi na ermínu voleb. Podle ěcho modelů lze předpokláda, že k urychlování růsu ekonomického výkonu spojeného s nižší nezaměsnanosí bude docháze v předvolebním období, zaímco v období voleb a v několika obdobích bezprosředně po volbách ekonomika zaznamená zvýšení inflace (inflace se zpožděním reaguje na předvolební ekonomickou expanzi) a povolební recesi bez ohledu na poliickou orienaci vládnoucí srany. Každá vláda ak sleduje sejnou poliiku simuluje hospodářskou výkonnos v předvolebním období a po volbách vyvolá recesi v důsledku zpřísnění hospodářské poliiky, jejímž cílem má bý snížení inflace a připravení si příznivých podmínek pro další předvolební období. Zahrnuí racionálního očekávání do modelů poliického hospodářského cyklu (RPBC) modifikuje rozhodování voliče ve volbách v om smyslu, že zohledňuje očekávání o předpokládaném budoucím výkonu předsavielů jednolivých poliických sran. Ve svém očekávání přiom volič bere v úvahu dosavadní působení poliiků, příslušnos k poliické sraně, j. jejich předpokládanou preferenci mezi výší inflace a nezaměsnanosí apod. Do jisé míry ak mohou bý v RPBC modelech zohledněny i ideologické rysy chování poliiků. Poliik se jednak zajímá o svou kariéru, ale současně zpravidla reprezenuje určiou poliickou sranu a voliči ho podle éo příslušnosi hodnoí. Z důvodu exisence informační asymerie lze i při uvažování racionálního očekávání předpokláda, že do určié míry budou voliči ovlivněni záměrnou simulací ekonomiky v předvolebním období. Cykly by však měly bý kraší a méně pravidelné než v případě PBC. Přiom dle RPBC není zcela zřejmá vazba mezi 4

9 vývojem produku a ermínem voleb, proože snaha poliiků působi na vývoj inflace i nezaměsnanos může implikova jak simulaci produku ak jeho úlum. Akuálnější sudie zabývající se RPBC eoriemi zdůrazňují úlohu signalizace (Rogoff, Siber, 1988; Rogoff 1990) s ím, že poliický cyklus lze sledova spíše na vývoji fiskální poliiky, zaímco dopad na výsup a inflaci je omezený. Poliický cyklus ve veřejných financích nasává podobně jako v radičních RPBC modelech z důvodu dočasné informační asymerie mezi poliiky a voliči. Základním předpokladem je, že údaje o účinnosi vládní poliiky (např. v oblasi veřejného hospodaření apod.) má vláda k dispozici v určiém předsihu před voliči a může se proo zejména před volbami snaži signalizova svoji úspěšnos. Vše závisí na schopnosi poliika využí informační asymerie k záměrnému ovlivnění racionálního voliče, kerý má současně jisá očekávání a preference ohledně fiskální poliiky a posuzuje schopnosi poliiků. Ideologické modely (PT) narozdíl od modelů poliického hospodářského cyklu předpokládají, že každý poliik sleduje při svém rozhodování programové cíle poliické srany (vyjádřené např. určiou kombinací výše inflace a úrovně míry nezaměsnanosi), jejíž je členem a reflekuje ak zájmy pouze určié skupiny voličů. Tradičně se předpokládá, že levicové srany se více zaměřují na řešení problému nezaměsnanosi, zaímco pravicové srany zpravidla kladou věší váhu spíše na snížení inflace i za cenu zvýšení nezaměsnanosi. První generace ideologických modelů poliického cyklu předpokládala, že dopady na výsup a zaměsnanos v závislosi na poliické orienaci příslušné vlády jsou po dobu její působnosi rvalé. V případě racionálních ideologických eorií (RPT) si každý volič uvědomuje, že jednolivé poliické srany sledují odlišné cíle. Volí přiom sranu, kerá nejvíce reflekuje jeho vlasní preference. Při uvažování pomalého mzdového přizpůsobení vyvolávají změny v růsu inflace v důsledku změny orienace vlády dočasné odchylky v reálné ekonomické akiviě od přirozené úrovně. Po přechodném období přizpůsobení by pak měl bý vývoj ekonomické akiviy na poliické orienaci vlády nezávislý. Pouze v případě působnosi levicové vlády by se měla míra inflace udrže na vyšší úrovni i po návrau ekonomické akiviy na svou přirozenou úroveň než v případě vlády pravicové. Racionalia voličů se edy projevuje ím způsobem, že jednolivé výkyvy reálných veličin mají endenci se vrace na svou přirozenou míru (což ovšem není případ inflace). Výkyvů reálných veličin může vláda dosáhnou jen krákodobě na začáku svého volebního období, v delším období racionalia voličů ěmo 5

10 výkyvům zabrání. Změna poliické orienace vlády směrem doprava proo vede pouze k přechodnému poklesu růsu výsupu. Naopak je o v případě vlády levicové, kerá se více zaměřuje na podporu ekonomické akiviy a snižování nezaměsnanosi na úkor rosoucí inflace. V důsledku snahy vyvola expanzi ekonomické akiviy, kerá má však pouze dočasný charaker, ak skončí ekonomika v důsledku působnosi levicové vlády v určié sub-opimální rovnováze s vyšší inflací zaímco výsup a nezaměsnanos se vráí na svou přirozenou úroveň. Věšina modelů poliického cyklu vycházejících z výše uvedených eoreických přísupů předpokládá, že ermín voleb je exogenně daný. Někeří auoři se však na základě empirických pozorování snažili při formulování vlasních předsav o podobě poliického cyklu zohledni i možnos endogenního sanovení konání voleb (Io, Terrones, 1990). Teno předpoklad znamená, že může dojí k vyhlášení voleb prakicky kdykoli a vládnoucí poliická srana se pak přirozeně snaží o vyhlášení voleb v siuaci, kdy se ekonomika nachází na vzesupu. Tj. čím lepší je sav ekonomiky, ím je vyšší pravděpodobnos, že budou brzy volby vyhlášeny. Hlavní myšlenkou sojící za rozvinuím ěcho eorií je, že vláda nemá žádnou konrolou nad ekonomickou akiviou, ale snaží se ěži ze samovolného příznivého vývoje ekonomiky (pokud o právní řád daného sáu umožňuje). 3. Meoda esování eorií poliického cyklu Při esování eorií poliického cyklu lze vycháze z několika přísupů. Zde je aplikován relaivně radiční posup Alesiny a Roubiniho (1990), kerý sleduje dopady volebního cyklu na vývoji reálného produku, nezaměsnanosi a inflace. Výchozím předpokladem je, že vývoj uvedených veličin lze popsa auoregresním procesem určiého řádu. Do auoregresního modelu je pak možné vloži umělou poliickou proměnou, kerá má reprezenova eoreický koncep, kerý je esován. Formálně lze obecný model zapsa následovně: y = α 0 + α1 y 1 + α 2 y α n y n + βpdum + ε, kde y označuje časovou řadu jedné z esovaných proměnných a PDUM reprezenuje umělou poliickou proměnnou. Použiý model je modelem ypu ARMA, kerý vyžaduje sacionární časové řady. V případě, že jsou k dispozici pouze nesacionární časové řady, lze je určiými 6

11 úpravami sacionarizova (např. lze aplikova diference). V případě malých oevřených ekonomik se doporučuje zahrnou do modelu proměnnou, kerá by reprezenovala zahraniční vývoj (vyjádřený např. formou růsu reálného výsupu v zahraničí, inflace v zahraničí apod.) z důvodu zohlednění vlivu, kerý má zahraniční ekonomika na ekonomiku domácí. 5 Jiným navrhovaným způsobem začlenění zahraničního vývoje do modelu je vyjádření každé esované proměnné jako rozdíl mezi domácími hodnoami a hodnoami nějaké proxy pro zahraničí. Too řešení může přispě i k odsranění případného problému s nesacionariou používaných časových řad. Specifikace řádu auoregresního modelu závisí na výsledcích sandardních diagnosických esů. V odhadnuém modelu je pak esována saisická významnos zahrnuí poliické proměnné. Současně je nuné ověři, zda je výsledný model specifikován v souladu s esovanou eorií (j. zda mají koeficieny poliických proměnných správné znaménko). V případě esování planosi hypoézy poliického hospodářské cyklu (PBC) je do AR modelů HDP či nezaměsnanosi vložena umělá poliická proměnná, kerá nabývá hodnoy +1 v N obdobích před volbami včeně čvrleí voleb a ve všech osaních obdobích je nulová. Uvažovanou délku N lze nasavi libovolně v závislosi na předpokládané rychlosi přizpůsobování ekonomiky. Sandardně je doporučováno voli N z inervalu 4 8, proože mzdové smlouvy jsou v řadě zemí uzavírány zpravidla na 1 2 roky (j. 4 8 čvrleí). Při esování planosi PBC eorie na vývoji inflace je poliická proměnná nasavena na hodnou +1 ve 4 čvrleích po volbách včeně čvrleí voleb a na 0 v osaních obdobích. Vzhledem k omu, že ideologické eorie obecně zdůrazňují především změnu zaměření vlády, je pro esování jejich planosi aplikována umělá poliická proměnná, kerá nabývá odlišnou hodnou v závislosi na změně poliické orienace vlády. Změna umělé proměnné související se změnou poliické orienace vlády je přiom zpožděna o 1 čvrleí od jmenování nové vlády, neboť bezprosředně po změně orienace vlády je nuné uvažova s určiým obdobím přizpůsobení, kdy dochází k implemenaci nové hospodářské poliiky. V případě nezaměsnanosi je přiom vhodné zvoli zpoždění 2 čvrleí, neboť nezaměsnanos reaguje na změnu poliiky vlády poněkud pomaleji. 5 Alesina uvádí dva základní argumeny pro zahrnuí zahraniční proměnné do modelu. Jednak lze očekáva, že v malých oevřených ekonomikách jsou ideologické i oporunisické cíle poliiků definovány v závislosi na zbyku svěa. A jednak bez ohledu na cíle poliiků jsou jednolivé země silně propojeny mezinárodním obchodem a finančními vazbami, a proo s nimi nelze nakláda jako s nezávislými ekonomikami. 7

12 Vzhledem k omu, že racionální ideologické eorie (RPT) předpokládají pouze dočasný dopad poliické orienace vlády na vývoj HDP a nezaměsnanos, nabývá v AR modelech posavených na ěcho časových řadách poliická proměnná hodnoy +1 v N čvrleích následujících po změně vlády na pravicovou, -1 v N čvrleích následujících po změně vlády na levicovou a hodnoy 0 pokud po volbách zůsává u moci sejná poliická srana. Délka N je podobně jako v předchozím případě sandardně volena z inervalu 4 8. V případě inflace se však předpokládá permanenní reakce na změnu vlády, a proo je hodnoa poliické proměnné +1 ve všech obdobích, kdy vládne pravicová srana (včeně období, kdy došlo ke změně vlády) a -1 ve všech obdobích, kdy vládne srana levicová. V případě esování ideologických eorií poliického cyklu (PT), keré nezohledňují racionaliu, nabývá umělá poliická proměnná i v případě uvažování HDP a nezaměsnanosi +1 ve všech obdobích, kdy vládne pravicová srana (včeně čvrleí, kdy došlo ke změně vlády) a -1 ve všech obdobích, kdy vládne levicová srana, neboť se předpokládá permanenní dopad změny orienace vlády i na výsup a nezaměsnanos (podobně jako v případě inflace u RPT). 4. Poliický cyklus ve vývoji reálného HDP, nezaměsnanosi a inflace v ČR Tesování exisence poliického cyklu na podmínkách České republiky v širším rozsahu dosud provedeno nebylo. Cílem éo kapioly je proo aplikova výše popsanou meodiku a esova planos hypoéz prezenovaných eorií za využií čvrleních časových řad reálného HDP, inflace a nezaměsnanosi v ČR Daa Naplnění sanoveného cíle poněkud komplikuje několik skuečnosí. Jednak ČR zaím zaznamenala pouze relaivně krákou hisorii fungování demokraického poliického sysému. V období došlo prakicky pouze jednou ke změně majoriní vládnoucí srany, a o po volbách v roce 1998, nově pak po volbách v roce Přiom obě hlavní vládnoucí 6 V ČR se parlamenní volby radičně konají ve čyřleé frekvenci, v průběhu měsíce června s ím, že nová vláda nasupuje do úřadu s přibližně měsíčním zpožděním (výjimkou byly zaím poslední parlamenní volby v roce 2006, kdy bylo oo zpoždění mnohem věší). Od vzniku samosané České Republiky se parlamenní volby 8

13 poliické srany prováděly nejen vlasní programovou poliiku, ale současně musely realizova i řadu reformních opaření v souvislosi s procesem ransformace české ekonomiky. Tao opaření přiom nemusela bý nuně zcela v souladu s poliickou orienací vládnoucí srany. Akuální výsledky voleb v roce 2006 neznamenají zásadnější posun. Z uvedeného vyplývá, že definování umělých poliických proměnných, a o zejména pro esování ideologických eorií, může bý v českých podmínkách značně komplikované. Druhým problémem, kerý znesnadňuje možnos esova eorie poliického cyklu na českých podmínkách, je, že v současnosi exisují pouze kráké časové řady požadovaných ekonomických veličin. V případě inflace a nezaměsnanosi jsou k dispozici daa za období počínaje rokem 1993, v případě HDP až od roku Vývoj všech uvedených veličin je navíc ovlivněn významnými srukurálními změnami, kerými česká ekonomika v 90. leech minulého soleí procházela. Typickým příkladem je výrazný nárůs hodno české míry nezaměsnanosi mezi roky 1996 a 1999 či posupný pokles inflace z hodno nad 20 % v roce 1993 k současným nízkým hodnoám. Vývoj obecné míry nezaměsnanosi, reálného HDP a inflace jsou zobrazeny na následujících grafech. Graf 1: Obecná míra nezaměsnanosi v %, meziroční a mezikvarální změna obecné míry nezaměsnanosi v p.b. (s výjimkou mzr. změn sezónně očišěné údaje meodou X11 Arima) volby 96 volby 98 volby I/93 I/94 I/95 I/96 I/97 I/98 I/99 I/00 I/01 I/02 I/03 I/04 I/05 I/06-2 míra nezaměsnanosi mzr. změny míry nezaměs. (pravá osa) mzkv. změny míry nezaměs. (pravá osa) Zdroj: ČSÚ a vlasní výpoče konaly v leech 1996, 1998 (mimořádné volby z důvodu demise vlády; půl roku fungovala dočasná vláda J. Tošovského), 2002 a Do roku 1998 se hovoří o vládě spíše pravicové, proože hlavní vládnoucí sranou byla srana, jež se prezenuje jako pravicová, zaímco v leech byla u moci vláda spíše levicového zaměření (hlavní vládnoucí sranou byla ČSSD). Přiom je vhodné poznamena, že ačkoli v období byla majoriní vládnoucí sranou ČSSD, došlo v omo období dvakrá ke změně premiéra a čásečně i ke změně složení vlády (v roce 2004 a 2005). Po parlamenních volbách v roce 2006 bylo z důvodu volebního pau jednání o nové vládě několik měsíců neúspěšné. Teprve v lednu roku 2007 získala důvěru nová vláda složená z předsavielů poliických sran sředo-pravicově orienovaných. 9

14 Graf 2: Meziroční a mezikvarální změny reálného HDP v % (mzkv. změny ze sezónně očišěných údajů - meoda X11 Arima) 9 volby 98 volby I/96 I/97 I/98 I/99 I/00 I/01 I/02 I/03 I/04 I/05 I/06-1 Zdroj: ČSÚ a vlasní výpoče mzr. změna v % mzkv. změna v % (pravá osa) Graf 3: Meziroční vývoj celkové, čisé a korigované inflace (měřené indexem CPI), v % volby 96 volby 98 celková inflace čisá inflace korigovaná inflace volby 02-5 I/93 I/94 I/95 I/96 I/97 I/98 I/99 I/00 I/01 I/02 I/03 I/04 I/05 I/06 Zdroj: ČSÚ a vlasní výpoče Graf 4: Mezikvarální vývoj celkové, čisé a korigované inflace (měřené indexem CPI), v % 6 9,9 celková inflace 5 čisá inflace 4 korigovaná inflace I/93 I/94 I/95 I/96 I/97 I/98 I/99 I/00 I/01 I/02 I/03 I/04 I/05 I/06 Zdroj: ČSÚ a vlasní výpoče 10

15 Jako proměnné reprezenující zahraniční vývoj byly uvažovány ukazaele reálného HDP, míry nezaměsnanosi a HICP za EU-15. V případě HICP pro EU-15 však Eurosa poskyuje srovnaelnou časovou řadu pouze od roku 1996, což znamená výrazné snížení poču pozorování. Too zkrácení uvažovaného horizonu vzhledem k již ak relaivně krákým časovým řadám v ČR není příliš žádoucí, a proo nebyla zahraniční proměnná v případě esování inflace do modelu nakonec zahrnua. Jiný ukazael, kerý by reprezenoval inflaci v EU-15 ve čvrlení frekvenci v průběhu celého sledovaného horizonu, bohužel není sandardně k dispozici Tesování sacionariy a Perronův es rendové sacionariy se srukurálním zlomem Jak bylo výše uvedeno, esování eorií poliického cyklu za využií modelů ypu ARMA vyžaduje sacionariu časových řad. Úrovňové časové řady reálného HDP, míry nezaměsnanosi a indexu spořebielských cen se však na základě ADF (Augmened Dickey Fuller) esu jeví jako nesacionární. 7 Aplikace mezikvarálních příp. meziročních diferencí za účelem sacionarizace v případě časových řad reálného HDP a míry nezaměsnanosi přiom k odsranění nesacionariy nevedou. 8 Jedním z důvodů ohoo faku je jejich relaivně problemaický profil, kerý je výsledkem zejména probíhající ransformace české ekonomiky. Vedle oho časová řada mezikvarálních změn CPI (sezónně očišěná meodou X-11 Arima) vykazuje rendovou sacionariu. Zahrnuí rendu vyplývá ze skuečnosi, že zejména v období do roku 1998 docházelo v rámci ransformace české ekonomiky k posupnému přizpůsobování cenové hladiny a odud i k posupnému snižování míry inflace. Dále byly esovány i časové řady mezikvarálních změn čisé a korigované inflace, keré mají v důsledku nezahrnuí někerých volailních položek 9 méně dramaický průběh, a o zejména v období do roku ADF es v případě obou zmíněných řad vedl podobně jako v případě celkové inflace k zamínuí nulové hypoézy nesacionariy na 5 % hladině významnosi (ale pouze pro zkrácené období od roku 1995). 7 Nejvhodnější model k esování nulové hypoézy nesacionariy byl vybrán na základě běžných diagnosických esů a kriérií. 8 Mezikvarální diference jsou aplikovány na sezónně očišěné řady meodou X-11 Arima. 9 Čisá inflace nezahrnuje vliv regulovaných cen a adminisraivních úprav (např. z iulu změn daní). Korigovaná inflace je čisá inflace očišěná o ceny poravin. 11

16 Vzhledem k omu, že problém nesacionariy časových řad prvních diferencí reálného HDP a míry nezaměsnanosi se vyskyuje i v řadě dalších zemí, exisuje k omuo émau řada doporučení. Jedním z navrhovaných řešení je využí pro esování hypoéz poliického cyklu časové řady diferencí příslušného ukazaele sledované země a celosvěového průměru, keré by mohly vykazova již sacionární průběh a keré jsou navíc v případě použiého modelu i doporučovány z důvodu zohlednění vlivu zahraničního vývoje na danou veličinu. V ČR byly uvedené diference definovány jako rozdíl mezi českou hodnoou ukazaele a průměrnou hodnoou za EU-15. V případě nezaměsnanosi se ovšem vyskyuje problém s nesacionariou i u ako definované časové řady, neboť a v období zaznamenala na rozdíl od zemí EU-15 výrazný nárůs. (viz Graf 5). Teno výsledek implikuje neexisenci silnější provázanosi mezi rhem práce v ČR a v EU-15, kerá souvisí s nízkou mezinárodní mobiliou pracovníků. Za ěcho okolnosí nemá zahrnuí zahraniční proměnné do modelu žádné významnější opodsanění. Graf 5: Diference obecné míry nezaměsnanosi ČR a průměru EU-15, v p. b I/93 I/94 I/95 I/96 I/97 I/98 I/99 I/00 I/01 I/02 I/03 I/04 I/05 I/06 Zdroj: ČSÚ, Eurosa a vlasní výpoče V případě HDP je naproi omu časová řada diferencí mezi meziročním růsem reálného HDP v ČR a průměrným reálným růsem v EU-15 rendově sacionární na 5 % hladině významnosi 10. Zahrnuí rendu do esované rovnice je v souladu s hypoézou, že česká ekonomika prochází obdobím hospodářské konvergence k úrovni vyspělých zemí EU, keré se ovšem v nedávné době poýkaly se sagnací růsu či příp. úlumem. Od poloviny roku 2000 ak pozorujeme posupný růs diferencí v meziročních růsech reálného HDP ČR a průměru EU-15 (viz Graf 6). 10 Na základě diagnosických esů byla jako nejvhodnější rovnice pro esování jednokového kořene pomocí ADF esu určena rovnice bez zpožděných diferencí obsahující rend a konsanu. 12

17 Graf 6: Diference v meziročních růsech reálného HDP ČR a průměru EU-15, v p. b I/97 I/98 I/99 I/00 I/01 I/02 I/03 I/04 I/05 I/06 Zdroj: ČSÚ, Eurosa a vlasní výpoče Pokud nechceme rezignova na esování poliického cyklu i na vývoji míry nezaměsnanosi, u keré aplikace sandardních doporučení k odsranění nesacionariy časové řady k zajišění podmínky sacionariy nepřispívá, lze přisoupi k dalším způsobům řešení. Jednou možnosí je vycháze z časové řady míry nezaměsnanosi zkrácené o období, kdy docházelo k jejímu výraznému srukurálnímu posunu. Např. časová řada mezikvarálních změn míry nezaměsnanosi za období je na hraně zamínuí exisence jednokového kořene. Obecně však nelze zcela jednoznačně považova ako definovanou časovou řadu míry nezaměsnanosi za sacionární. Výraznější zkrácení sledované časové řady navíc neumožňuje její využií pro účely esování poliického cyklu výše popsaným způsobem. Meodu k vypořádání se s problémem exisence jednokového kořene u časových řad, keré v sobě zahrnují srukurální zlom, poskyl Perron (1989). Ten rozvinul přísup k esování jednokového kořene časové řady, kdy alernaivní hypoézou je rendová sacionaria esované řady s ím, že je připušěna exisence exogenního srukurálního šoku v rendové funkci (buď v podobě posunu rendové funkce či v podobě změny v jejím sklonu). Perron se ak snažil vypořáda se s dopady, keré na časové řady makroekonomických a finančních ukazaelů měla velká hospodářská krize v 30. leech 20. soleí a ropná krize v roce Perronův přísup je založen na sandardní meodologii k esování jednokového kořene Dickeyho a Fullera s určiým rozšířením. Nulovou hypoézou je, že esovaná časová řada {y } T 0 obsahuje jednokový kořen s posunem a že v čase T B (1 < T B < T) se vyskyuje exogenní srukurální zlom. Proože se v Perronově přísupu předpokládá, že srukurální zlom 13

18 je exogenní, je řeba okamžik jeho výskyu předem urči. Alernaivní hypoéza předpokládá, že časová řada je sacionární kolem deerminisického časového rendu s exogenní změnou v rendové funkci v čase T B. Perron uvažoval ři paramerizace srukurálního zlomu pro nulovou a omu odpovídající alernaivní hypoézu. Pro nulovou hypoézu formalizoval následující ři modely: Model (A): y µ + dd T ) + y + e, = ( B 1 Model (B): y = µ + y ( ) + µ µ 1 DU + e, Model (C): y = µ + y + dd T ) + ( µ µ ) DU + e, 1 1 ( B 2 1 kde D(T B ) = 1 pokud = T B + 1, DU = 1 pokud je > T B. V osaních případech nabývají proměnné D(T B ) a DU hodnoy 0. Model (A) připouší exogenní změnu v úrovni časové řady, model (B) uvažuje možnos exogenního zlomu v míře růsu a model (C) je kombinací obou uvedených změn. Naproi omu byly definovány následující rendově sacionární alernaivní hypoézy: Model (A): y = µ + β + ( µ µ ) 1 DU + e, 1 2 * Model (B): y = µ + β + ( β β ) DT + e, * Model (C): y = µ + β + ( µ µ ) DU + ( β β ) DT + e, kde DT * = T B pokud je > T B, v osaních případech je hodnoa éo proměnné rovna nule. Model (A) připouší jednorázový posun v rendové funkci časové řady v okamžiku exogenního šoku (T B ), model (B) zahrnuje možnos změny sklonu rendové funkce časové řady a konečně model (C) zahrnuje kombinaci obou předchozích podob exogenního šoku v rendové funkci. Samoné esování jednokového kořene dle Perronova přísupu je pak založeno na následujících modelech, jež jsou průnikem jednolivých výše uvedených modelů pro nulovou a alernaivní hypoézu a jež uplaňují rozšířený Dickey Fullerův (ADF) es jednokového kořene: Model (A): y k 1 + ci y i + i= 1 A A A A A = µ + θ DU + β + d D( TB) + α y e, 14

19 Model (B): Model (C): y y k 1 + ci y i + i= 1 B B B * B = µ + β + γ DT + α y e, k 1 + ci y i + i= 1 C C C C C C = µ + θ DU + β + γ DT + d D( TB) + α y e, Nulová hypoéza jednokového kořene uvaluje následující resrikce na vybrané paramery jednolivých modelů: - pro model (A): α A = 1, β A = 0, θ A = 0; - pro model (B): α B = 1, γ B = 0, β B = 0; a - pro model (C): α C = 1, γ C = 0, β C = 0. Pod alernaivní hypoézou rendové sacionariy se uvažuje α A, α B, α C < 1; β A, β B, β C 0; a θ A, θ C, γ B, γ C 0. Současně hodnoy koeficienů d A a d C by měly bý blízko nuly, zaímco podle nulové hypoézy se předpokládá jejich saisicky významná nenulová hodnoa. Jinak řečeno k akcepování alernaivní hypoézy rendové sacionariy časové řady podle někerého z výše popsaných modelů je řeba, aby koeficien α byl významně menší než jedna a aby rendové proměnné zahrnué do modelu a reprezenující exogenní šok v souladu s alernaivní hypoézou, byly saisicky významné. K posouzení koeficienu α byly Perronem odhadnuy specifické abulky kriických hodno -saisik (blíže viz Perron, 1989). Perronův přísup byl následně rozvinu Zivoem a Andrewsem (1992). Ti odmíli předpoklad exogenního zlomu (podobně jako řada dalších auorů viz Zelhors, Hann, 1995) a vyvinuli es jednokového kořene se zahrnuím endogenního zlomu v rendové funkci. Jejich hlavní argumenací bylo, že při sanovování okamžiku srukurálního šoku nelze plně spoléha na vizuální prozkoumání grafického znázornění časové řady a že endogenizace sanovení srukurálního zlomu může mí významný dopad na kriické hodnoy. V analýze vývoje nezaměsnanosi v ČR je však období srukurálního posunu relaivně zjevné a předměem éo sudie navíc není porovnání různých pojeí esování jednokového kořene. Proo je zde aplikován původní Perronův přísup k esování rendové sacionariy zohledňující srukurální zlom. Vývoj obecné míry nezaměsnanosi zaznamenal srukurální posun v leech (příp. 2000), kdy míra nezaměsnanosi posupně rosla z cca 4 % k hodnoám kolem 9 %, po roce 2000 se pak pohybuje v rozmezí 7 9 % s neparnou endencí k určiému poklesu 15

20 v cyklickém vývoji. Za okamžik exogenního srukurálního zlomu byl proo sanoven rok 1999, konkréně 1. čvrleí Současně bylo esováno, zda nelze za okamžik, kdy došlo ke srukurálnímu šoku, považova až 1. čvrleí roku Výsledky esů rendové sacionariy dle Perronova přísupu v případě časové řady obecné míry nezaměsnanosi povrdily pravděpodobnos exisence srukurálního zlomu ve sklonu rendové funkce éo časové řady, zaímco hypoéza jednorázového posunu v rendové funkci povrzena nebyla. Jako relevanní pro esování rendové sacionariy se ukázal model B, kdy všechny esované koeficieny u rendových proměnných definovaných dle alernaivní hypoézy byly saisicky významné. Tes současně zamínul exisenci jednokového kořene, j. povrdil alernaivní hypoézu rendové sacionariy, na 5 % hladině významnosi (viz Tabulka 1). Sílu ohoo závěru ovšem poněkud snižuje skuečnos, že sejné výsledky nebyly povrzeny při využií sezónně očišěné časové řady. Změna okamžiku srukurálního zlomu z 1. čvrleí 1999 na 1. čvrleí roku 2000 vedlo k velmi podobným výsledkům. Tabulka 1: Tes jednokového kořene časové řady obecné míry nezaměsnanosi v % (UNEM) model B Y: D_UNEM koeficien sm. odchylka -value -prob. Par. R 2 Konsana 0,336 0,163 2,07 0,045 0,092 UNEM(-1) -0,178 0,043-4,17 0,000 0,292 D_UNEM(-1) 0,202 0,115 1,76 0,086 0,069 D_UNEM(-2) 0,189 0,118 1,60 0,117 0,058 D_UNEM(-3) -0,213 0,119-1,79 0,081 0,071 D_UNEM(-4) 0,617 0,126 4,89 0,000 0,363 0,043 0,013 3,36 0,002 0,212 DT * -0,044 0,015-2,91 0,006 0,168 Období: 2q1994 3q2006 Sigma = 0,252 Poče pozorování: 50 R 2 = 0,661 F- sa. = 11,71[0.00]** Pozn.: Všechny uvažované modely dle Perrona (A-C) byly pro účely esu převedeny na modely v diferencí (j. H 0 : δ=0, H A : δ 0, kde δ=α-1). Odpovídající kriické hodnoy pro -saisiku koeficienu δ v případě modelu B byly odhadnuy na -4,55 pro 1 % hladinu významnosi, na -3,94 pro 5 % hladinu významnosi a -3,66 pro 10 % hladinu významnosi Tesování poliického cyklu v ČR Teorie poliického cyklu v ČR byly na základě závěrů učiněných v předchozí kapiole esovány na vývoji mezikvarálních změn sezónně očišěného CPI, časové řady diferencí mezi meziročním růsem reálného HDP v ČR a průměrným reálným růsem v EU-15 a na vývoji obecné míry nezaměsnanosi. Vzhledem k omu, že všechny uvedené časové řady vykazují rendovou sacionariu byl auoregresní model pro esování poliického cyklu dle Alesiny a Roubiniho rozšířen o rend (v případě nezaměsnanosi navíc o zlom v rendu). 16

21 Poliické proměnné byly definovány v souladu s eoreickými koncepy popsanými v kapiole 2, konkréně specifikovanými v kapiole 3. V případě poliických proměnných u modelů RPT a PT bylo za čvrleí parlamenních voleb považováno čvrleí, kdy došlo ke změně poliické orienace vlády. Vzhledem k omu, že v ČR se parlamenní volby konají zpravidla v červnu a následné jmenování nové vlády je zaíženo jisým zpožděním, je v případě ěcho proměnných za čvrleí voleb považováno 3. čvrleí. Jakkoli byla společným úsilím dosud vládnoucích českých vlád zejména ransformace české ekonomiky, kerá snižovala možnos provádě vlasní programovou poliiku, bylo naplnění poliických proměnných pro modely esující RPT a PT učiněno v souladu s ím, jak se jednolivé poliické srany, keré byly dominanně zasoupeny v minulých vládách, prezenují. 11 Tj. vlády ODS jsou pro účely analýzy považovány za pravicové, vlády ČSSD pak za levicové. Při definování poliických proměnných pro esování oporunisických eorií (PBC) podobný problém nevzniká, neboť yo eorie předpokládají společný cíl znovuzvolení u všech vládnoucích sran bez ohledu na jejich poliickou příslušnos. Za období voleb je v případě ěcho poliických proměnných považováno každé čvrleí, v rámci něhož se volby skuečně konaly. V případě ČR se radičně jedná o II. čvrleí roku voleb. Řád auoregresního modelu pro každou esovanou proměnnou byl určen na základě běžných diagnosických esů a hodnoících kriérií. 12 V případě modelů pro nezaměsnanos bylo uvažováno i s možným delším přizpůsobením rhu práce nově nasalým podmínkám, a proo byly aplikovány různé délky zpoždění u poliických proměnných. Zpožděné poliické proměnné však ve věšině esovaných modelů nebyly signifikanní, s výjimkou zpoždění o délce 1 čvrleí, jehož aplikace ovšem vedla k velmi podobným odhadům, jako v případě modelů, keré uvažovaly poliické proměnné bez zpoždění. Výsledky modelů esujících různé eorie poliického cyklu na podmínkách ČR čásečně povrdily planos hypoéz poliického hospodářského cyklu, keré zdůrazňují oporunisické moivy poliiků, a o na vývoji HDP a nezaměsnanosi. Zahrnuí PBC poliické proměnné do modelů pro HDP a nezaměsnanos bylo saisicky významné na 5 % hladině významnosi a 11 Důsledky opoziční smlouvy zde zohledněny nejsou. 12 V případě HDP byl zvolen model se zpožděnou vysvělovanou proměnou o 1 a 4 čvrleí; v případě inflace byla zahrnua zpoždění o délce 1 a 2 čvrleí, v případě nezaměsnanosi pak o délce 1 až 4 čvrleí (případně 1 až 3 čvrleí). 17

22 odhadnuý koeficien měl v souladu s esovaným eoreickým koncepem v případě HDP kladné znaménko, v případě nezaměsnanosi znaménko záporné. To implikuje závěr, že v období před parlamenními volbami docházelo v ČR ke simulaci ekonomiky, kerá se projevila ve vyšším růsu HDP a endencí k určiému dočasnému poklesu nezaměsnanosi. V případě HDP však není eno závěr dosaečně silný, neboť v důsledku exisence krákých časových řad HDP a zahrnuí vysvělující proměnné se čyřmi zpožděními do modelu je esováno pouze období od 1. čvrleí 1998 do 3. čvrleí Vzhledem k omu, že je posuzován vývoj HDP v předvolebním období, ýká se výše uvedené hodnocení pouze období před volbami v roce 2002 a Naproi omu v případě nezaměsnanosi je uvedený závěr podpořen i vývojem v období před volbami v roce 1996 (příp. 1998). 13 Odhadnué rovnice mají následující podobu: (1) DIF_HDP = -8,12 + 0,23* + 0,36*DIF_HDP(-1) 0,39*DIF_HDP(-4) + 0,66*PBC_8, (-4,45) (4,56) (2,72) (-3,53) (2,63) (R 2 = 0,94, sigma = 0,67, F(4,30) = 117,8[0,000]***), (2) UNEM = 0,35 + 0,05* 0,06*DT * + 0,89*UNEM(-1) + 0,38*UNEM(-2) (1,91) (3,67) (-3,72) (6,60) (2,38) 0,72*UNEM(-3) + 0,29*UNEM(-4) 0,25*PBC_6, (-4,33) (2,14) (-2,94) (R 2 = 0,98, sigma = 0,28, F(7,44) = 292,7[0,000]***), případně: (3) UNEM = 0,42 + 0,04* 0,06*DT * + 0,82*UNEM(-1) + 0,44*UNEM(-2) (2,14) (3,35) (-3,50) (5,93) (2,70) 0,65*UNEM(-3) + 0,24*UNEM(-4) 0,25*PBC_8, (-3,88) (1,79) (-2,78) (R 2 = 0,98, sigma = 0,29, F(7,44) = 287,3[0,000]***), kde DIF_HDP označuje rozdíl mezi reálným růsem HDP v ČR a průměrným růsem v zemích EU-15, UNEM označuje míru nezaměsnanosi v %, reprezenuje lineární rend, 13 Jako nejvhodnější se v případě definování poliické dummy proměnné jevilo uvažování N=8, příp. N=6. 18

23 DT * vyjadřuje srukurální zlom v rendové funkci a PBC_6, resp. PBC_8 reprezenuje poliickou proměnnou pro N = 6, resp. N = 8. V případě inflace se však planos eorie poliického hospodářského cyklu nepovrdila, neboť výsledky odhadnuého modelu implikují, že v obdobích po parlamenních volbách v leech 1996, 1998 a 2002 docházelo ke snižování empa růsu cenové hladiny, zaímco eorie předpokládá akceleraci inflace v důsledku předvolební simulace ekonomiky. Tao skuečnos je zřejmě významně ovlivněna celkovým profilem časové řady inflace, kerá od roku 1993 zaznamenává posupný nepřeržiý pokles až k současným relaivně nízkým hodnoám. Tesování ideologické eorie a racionální ideologické eorie poliického cyklu je, jak již bylo uvedeno, v českých podmínkách silně problemaické. Jednak z důvodu snížené možnosi vládnoucích sran realizova svou programovou poliiku v období ransformace české ekonomiky a jednak z oho důvodu, že ve sledovaném období došlo prakicky pouze jednou ke změně majoriní vládnoucí srany, a o po parlamenních volbách v roce Především před rokem 1998 přiom procházela česká ekonomika ransformačním procesem spojeným s rozsáhlými srukurálními posuny v řadě makroekonomických ukazaelů, v roce 1997 ji zasáhla finanční krize, zaímco zejména v nedávných leech již ČR zaznamenávala velmi slušné růsové endence, a o při relaivně nízké inflaci. V důsledku ěcho skuečnosí vyznívají výsledky esů ideologických eorií přesně naopak než by vyplývalo z eoreických koncepů. Zahrnuí poliické proměnné reprezenující RPT se v případě všech zkoumaných ukazaelů ukázalo jako saisicky významné. Ze znamének odhadnuých koeficienů ovšem vyplývá, že výměna vládnoucí srany v roce 1998, kdy se vlády ujala ČSSD (jež je považována za levicově orienovanou poliickou sranu), vedla k dočasně nižším empům růsu HDP relaivně vůči zahraničí, dočasně nižší nezaměsnanosi a současně za jejího vládnuí jsme zaznamenávaly rvale nižší cenovou hladinu. 15 Vzhledem k dříve uvedeným argumenům však zmíněné závěry, keré odporují racionální ideologické eorii, nelze považova za směrodané. Planos RPT příp. PT na českém hospodářském cyklu bude vhodnější esova až 14 Vliv změny poliické orienace vlády po posledních volbách v roce 2006 zaím nelze na daech, kerá jsou akuálně k dispozici, dosaečně esova. 15 Trvalý dopad změny poliické orienace vládnoucí srany na HDP dle ideologické eorie se přiom nepovrdil. 19

24 za několik dalších období, kdy se projeví poliická opaření akuálně nově jmenované vlády, případně dalších vlád, keré se budou jasněji profilova. 5. Volební cyklus a vývoj veřejných financí v ČR V souvislosi s esováním poliického cyklu je klíčová oázka, nakolik má česká vláda vůbec možnos výrazněji ovlivňova výkonnos ekonomiky a nakolik se její snaha nakonec projeví ve vývoji makroekonomických ukazaelů. Řada ekonomů, keří zkoumají poliický cyklus, argumenují, že poliici mají jen velmi omezenou schopnos úspěšně ovlivňova ekonomický vývoj za účelem zvýšení své šance znovuzvolení (Brender, Drazen, 2004). Tao skuečnos přeso neznamená, že by poliici v předvolebním období nepoužívali fiskální poliiku se záměrem ovlivni voliče, např. změnou skladby výdajů, úpravou ransferů apod. Poliický cyklus ve veřejných výdajích, resp. v příjmech, příp. v deficiu veřejných výdajů idenifikoval na příkladě šedesái demokraických zemí např. Persson a Tabellini (2002). Bez ohledu na poliický sysém vypozorovali obecnou endenci ke snižování daní v předvolebním období, zaímco nepříjemná fiskální opaření bývají zpravidla odložena až na období po volbách a nejsou zdaleka ak parná ve všech esovaných ekonomikách. Někeří ekonomové vedle oho argumenují, že záměrné ovlivňování voličů prosřednicvím fiskální poliiky se nemusí na výši deficiu, resp. na výši příjmů a výdajů veřejného sekoru vůbec projevi. S ím souvisí i závěry analýzy Brendera a Drazena (2005), že generování deficiů veřejných financí nezvyšuje pravděpodobnos znovuzvolení, a o bez ohledu na vyspělos dané země, délku demokracie a vládní, resp. volební sysém. 16 V rozvinuých demokraických zemích příomnos deficiu ve volebním roce dokonce snižuje šance vládní srany na znovuzvolení. Racionální poliik se proo snaží směřova dodaečné vládní výdaje, případně snížení daňového zaížení na určiou skupinu voličů, ale na úkor jiné skupiny voličů (Drazen, Eslava, 2006). Důležiým aspekem zkoumání poliického cyklu pak nuně musí bý sudium skladby výdajů a příjmů veřejného sekoru v rámci volebního cyklu. Exisence poliického cyklu v omo případě souvisí zejména s asymerickou informací mezi voliči a poliiky. Racionální volič může podporova poliika, kerý před volbami prosazuje určié výdaje, ačkoli prezenované záměry v předvolebním období mohou bý pouze důsledkem poliického oporunismu, j. snahy poliika o zvýšení šancí na zvolení. Volič ovšem současně 16 Analýza zahrnuje evidenci ze 74 různě vyspělých a odlišně poliicky orienovaných zemí. 20

25 předpokládá, že čásečně se může jedna aké o projevení skuečných preferencí poliika pro dané výdaje (Drazen, Eslava, 2005). Díky exisenci asymerické informace může bý edy záměrné fiskální působení na voliče účinné. V ČR je ovšem významná čás hospodaření veřejných rozpočů predeerminována zákonnými normami. Podíl mandaorních výdajů na celkových výdajích sáního rozpoču se v ČR v minulosi pohyboval kolem 52 %, pro rok 2007 se očekává jejich nárůs na éměř 56 %. 17 Při zohlednění zv. quasi-mandaorních výdajů 18 dosahoval eno podíl na celkových výdajích sáního rozpoču v ČR hodno kolem 75 %, pro rok 2007 se předpokládá podíl ve výši 76,2 % (viz Návrh zákona o sáním rozpoču na rok 2007). Diskreční poliika vlády je edy značně limiovaná, v krákém časovém horizonu se může zaměři éměř výhradně na simulaci invesiční akiviy. Úprava věšiny osaních položek veřejných výdajů vyžaduje přijeí nových právních norem, a proo je zaížena jisým zpožděním. Snahou poliiků by ak mělo bý schválení příslušných zákonů, keré obyvaelsvo ocení (j. například nárůs sociálních dávek) v dosaečném časovém předsihu před parlamenními volbami, ak aby nabyly účinnosi nejpozději v době konání voleb. Vývoj základních výdajových položek veřejného sekoru v meodice ESA 95 v ČR však na uo endenci jednoznačně neukazují (viz Graf 7). Graf 7: Meziroční změny spořeby vlády (včeně mezd a plaů), vládních výdajů do spořeby domácnosí (zejména sociální ransfery) a vládních invesic v meodice ESA 95, v % Spořeba vlády Výdaje do spořeby domácnosí Invesice vlády (pravá osa) Zdroj: ČSÚ a vlasní výpoče. volby 98 volby Jedná se o výdaje, jejichž vyplácení vyplývá ze zákona či jiných právních norem a smluvních závazků. Tyo výdaje zahrnují např. sociální ransfery, výdaje na dluhovou službu, plabu sáu do zdravoního pojišění, příspěvek sáu na podporu savebního spoření, novomanželské půjčky, ransfery mezinárodním insiucím apod. 18 Jedná se o výdaje na akivní poliiku zaměsnanosi, výdaje kapioly minisersva obrany, zahraniční a humaniární pomoc, mzdy organizačních složek sáu, invesiční pobídky apod. 21

26 Z výše uvedeného grafu vyplývá, že v případě invesiční akiviy veřejného sekoru lze jisou souvislos s volebním cyklem vypozorova, neboť růs vládních invesic zaznamenal své lokální exrémy v leech, kdy se konaly parlamenní volby. Výdaje do spořeby domácnosí, keré zahrnují zejména sociální ransfery sice v roce 2002 zaznamenaly urychlení meziročního růsu a následný pokles, v roce 1998 však eno vývoj pozorova nelze. Podobně je omu i v případě ukazaele spořeba vlády, kerý v roce 1998 významně meziročně zpomalil a v roce následujícím dosáhl opě vyšší dynamiky růsu. Tao skuečnos může bý do jisé míry způsobena nesandardní siuací, kdy před volbami v roce 1998 byla u moci dočasná vláda J. Tošovského. S eoriemi poliického cyklu, keré poukazují na oporunisickou změnu srukury vládních výdajů v předvolebním období bez dopadu na defici veřejných financí, není ovšem zmíněný vývoj výdajových komponen veřejného sekoru v ČR příliš v souladu. Podle nich by oiž mělo před volbami docháze spíše ke zvýšení výdajů do spořeby vlády a do spořeby domácnosí na úkor poklesu vládních invesic. Výše uvedený komenář však nemusí bý zcela korekní, neboť v sobě nezohledňuje vliv, kerý má na veřejné finance fáze hospodářského cyklu. Ve výdajových položkách jsou zpravidla za jediné výdaje, keré jsou cilivé na hospodářský cyklus, považovány dávky v nezaměsnanosi. Naproi omu daňové příjmy včeně příjmů na sociálním pojišění, keré voří základní zdroje veřejného sekoru, jsou na vývoj ekonomiky cilivé relaivně významně. Vyšší očekávané příjmy v souvislosi s předpokládanou hospodářskou konjunkurou pak mohou podněcova poliiky k věšímu urácení, a proo se vliv hospodářského cyklu může nepřímo projevi i ve vývoji výdajů veřejného sekoru. K posouzení dodaečného vlivu, kerý má na veřejné výdaje časování voleb, ak může lépe slouži vývoj zv. srukurálního schodku, j. schodku očišěného o cyklický vývoj ekonomiky (viz Graf 8). 22