Working Papers Pracovní texty

Transkript

1 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 EKONOMICKÁ V PRAZE FAKULTA NÁRODOHOSPODÁŘSKÁ

2 Insiu pro ekonomickou a ekologickou poliiku Vysoká škola ekonomická v Praze Fakula národohospodářská Kaedra hospodářské poliiky Pracovní ex číslo 3 Efek bohasví základní východiska, meody a výsledky Projek: GAČR 402/02/1290A Jan Kubíček Ing. Jan Kubíček VŠE Praha, Fakula národohospodářská, Kaedra hospodářské poliiky. kubicek@vse.cz 1

3 Absrac Wealh effec basic foundaions, mehods and some resuls Jan Kubíček The aim of he paper is o survey basic heoreical foundaions, empirical mehods and some resuls in he field of he wealh effec. The firs par is devoed o heoreical foundaions, especially o implicaions of he permanen income hypohesis for he relaion of consumpion and wealh. Basic mehods of empirical research and some resuls are surveyed in he nex par. The res of he paper is devoed o more deailed issues, e.g. o a quesion wheher i is useful for purposes of he research o disinguish kinds of wealh, o he problem of he sensiiviy of he resuls and o he research based on microeconomic daa. 2

4 Obsah 1. Úvod Teoreická východiska Základní přísupy a výsledky v empirickém výzkumu Rozlišení důchodů a různých druhů bohasví Mikroekonomický pohled, přímý a nepřímý efek bohasví Cilivos výsledků Závěr...29 Lieraura

5 1. Úvod Pojem efek bohasví je v peněžní eorii spojen především s problemaikou zv. Pigouova efeku, resp. s problemaikou reálných peněžních zůsaků. S poválečným rozvojem moderní eorie spořební funkce, podle keré je bohasví jednou z klíčových deerminan spořeby, je kladen u efeku bohasví důraz spíše na vzah mezi celkovým bohasvím (nikoliv jen peněžním) a celkovou spořebou. V 80. a 90. leech 20. soleí lze v rámci problemaiky vzahu bohasví-spořeba vyčleni oblas eorie a empirické analýzy, kerá se zajímá především o vzah finančního bohasví (zejména akciového) a spořeby. Na první pohled se ak může zdá, že se pozornos eorie obrací zpě od bohasví široce pojaého k užším formám bohasví. Sousředění se na finanční bohasví v posledním období je však odlišně moivováno. Zaímco efek bohasví jakožo efek reálných zůsaků byl problémem v rámci základů peněžním, nynější důraz na finanční bohasví je moivován především ím, že ao složka bohasví vykazuje vysokou volailiu. Vysoká volailia finančního bohasví vyvolává oázku, jaký vliv mají rychlé změny cen akiv, a edy i objemu bohasví, na spořebu a případně další makroekonomické veličiny. Proože rozhodujícím kriériem zájmu je spíše volailia než nějaká blízkos finančního bohasví s penězi (různě chápanými), do sejného výzkumného programu můžeme zařadi i analýzy, keré se zabývají vlivem flukuací cen nefinančních akiv jako např. nemoviosí. Převažuje však zájem o vzah spořeby a finančního bohasví, což je dáno jednak ím, že finanční bohasví je obecně volailnější, a jednak americkou realiou z konce 80. le a především z průběhu 90. le. Během 10 le mezi roky 4

6 1989 a 1999 se např. bohasví amerických domácnosí zvýšilo o 15 bilionů dolarů (viz Poerba 2000), věšinou díky růsu cen akcií, a o zejména v leech 1995 až Vlivu bohasví na spořebu ak začala bý věnována vyšší pozornos nejen na úrovni ekonomické eorie, ale i na úrovni prakické hospodářské poliiky (např. v oázce, do jaké míry má Fed brá v úvahu vývoj cen akiv při sanovování peněžní poliiky, viz Greenspan 1999). Cílem článku je zmapova základní eoreická východiska, empirické meody a někeré výsledky. První čás bude věnována eoreickým východiskům, o kerá se opírá výzkum vzahu bohasví-spořeba. V následující čási budou prezenovány základní meody a výsledky empirického výzkumu. V dalších čásech jsou řešeny již speciální oázky související s efekem bohasví: oázka, do jaké míry je účelné rozlišova různé druhy bohasví, dále přehled výzkumu založeného na mikroekonomických daech a problemaika cilivosi výsledků. 2. Teoreická východiska Idenia (1) pro akumulaci bohasví poskyuje spojovací článek mezi bohasvím a spořebou idenia ukazuje, že v zásadě jsou zde dva kanály, jakými může bý zvýšeno bohasví lidí: buď je k akumulaci použia čás současného důchodu, nebo sávající zásoba bohasví je zhodnocena. Plaí edy: ( C) + p W 1 W, = W + 1 (1) kde W značí čisé bohasví ke konci období (j. očišěné o hodnou závazků), reprezenuje důchod a C spořebu. Změnu bohasví v důsledku změny ceny akiv obvykle domácnosi nemohou příliš ovlivňova, proože změna 5

7 ceny závisí na chování osaních, a edy na makroekonomických procesech mimo konrolu jednolivých domácnosí. Naproi omu množsví úspor je deerminováno domácnosmi, a ak změnu bohasví můžeme rozloži do dvou složek: na složku danou záměrným jednáním domácnosí (spořením) a na složku danou z hlediska domácnosí exogenně. Palumbo, Davis (2001) ilusrují na příkladu americké realiy z le příspěvek růsu ceny sávající zásoby majeku k akumulaci bohasví. Tabulka 1: Příspěvek přecenění bohasví k růsu bohasví (údaje v mld. běžných USD) Čisá změna majeku Čisé úspory ( - C) Změna bohasví v důsledku přecenění majeku Podíl přecenění majeku 0,90 0,84 0,95 0,90 0,93 0,91 na celkové změně majeku Pramen: Palumbo, Davis, 2001, s. 6 Základním eoreickým východiskem pro zkoumání vzahu mezi bohasvím a spořebou jsou poválečné eorie spořeby počínaje Friedmanovou eorií permanenního důchodu (Friedman 1957) a dále zejména eorie živoního cyklu (např. Ando, Modigliani 1963). Při omo eoreickém východisku lze spořebu v daném období chápa jako funkci celkového bohasví, keré zahrnuje jak bohasví lidské (hodnou očekávaných důchodových oků), ak bohasví osaní. Důležiou informací u změny sávajícího bohasví však je, zdali se jedná o zvýšení anicipované, či zda jde o neočekávanou změnu. Vycházíme-li oiž z eorie živoního cyklu, poom např. nikoliv-lidské bohasví se může podle 6 (2)

8 plánu výrazně měni, aniž by se měnila úroveň spořeby. Při zkoumání efeku bohasví se ak zajímáme spíše o vliv neočekávaných změn v bohasví na spořebu. Pro spořebu lze na agregání úrovni psá, že ( H W ) C + = b, kde je spořeba predikovaná eorií živoního cyklu, a b je agregovaný C sklon ke spořebě a H však nemusí bý shodná s plánovanou spořebou reprezenuje lidské bohasví. Skuečná spořeba v rozhodování domácnosí apod. Lidské bohasví proo je nahrazeno proxy proměnnou C 1 kvůli časovému zpoždění není pozorovaelné, a. Následně i plánovaná spořeba podle eorie živoního cyklu, kerá využívá éo proxy proměnné, se může odlišova od skuečné plánované spořeby a je nuno ji označi zvlášť jako Cˆ. Plaí Ĥ C = b ( Ĥ W ) a C ( ) b Ĥ + W + ε Ĉ + H =. Je nuno upozorni na o, že podle eorie živoního cyklu je spořeba rovna sejnému podílu celkových zdrojů, a nikoliv sále sejnému podílu jejich jednolivých složek. Např. poměr (3) poklesne, pokud došlo k růsu nikoliv-lidského bohasví a nedošlo k ekviproporcionálnímu růsu bohasví lidského. Snížení poměru C / W C / W zdali je nebo není příomný efek bohasví. samo o sobě nemůže poda informaci o om, Teorii živoního cyklu lze hlouběji založi pomocí užikové analýzy a včleni ji ak do sandardního neoklasického rámce (viz např. Sarr-McCluer 1998). Uvažujeme-li logarimickou užikovou funkci ve varu U = T = 0 δ log C, kde δ 1 Z eoreického hlediska je správné díva se na nákupy dlouhodobých spořebních saků (durables) jako na svého druhu invesice domácnosí a za spořebu lze považova služby poskynué domácnosem sávající zásobou dlouhodobých saků. 7

9 je diskonní fakor a T očekávaný poče le dožií, můžeme ukáza vzah mezi b a reálnou úrokovou mírou r. Musí plai rozpočové omezení, že současná hodnoa celkové spořeby bude rovna celkovému bohasví (včeně současné hodnoy budoucích příjmů). Plaí edy značí očekávaný důchod v období T 1 C = W T 0 ( 1+ r) = 0 ( r) = , kde. Podmínka prvního řádu je pro všechna C, že δ C λ 1 ( 1+ r) 0 =. Z oho lze odvodi, že spořeba rose konsanním C + 1 empem, proože = δ( 1 + r). Plaí edy, že C ( 1 r) = δ + C 0. Po dosazení do C rozpočového omezení dosáváme C T δ 0 = 0 = 1 + δ T 1 1 δ C = W T = ( + ) 0 1 r. Celkově ak pro opimální spořebu plaí, že C = + 1 δ δ ( )( 1+ r) T + 1 ( 1 δ ) W 0 + T = 0 ( 1+ r), (4) akže koeficien r b b = + 1 ( δ δ ) ( 1+ r) T + 1 ( 1 δ ), kerý určuje sklon ke spořebě z celkového bohasví, je funkcí očekávaného poču le dožií, ale i paramerů a δ. Koeficien je ím věší, čím věší je výnos z bohasví r, a aké ím věší, čím kraší je očekávaná délka dožií T. Je řeba aké upozorni na nevýhody ohoo eoreického východiska. M. Sarr-McCluer (1998) uvádí např. problemaiku nejisoy. Jesliže panuje ohledně budoucích oků důchodů nejisoa, mohou si domácnosi vyváře zv. oparnosní úspory, keré jim budou slouži jako nárazník pro poenciální výkyvy v oku spořeby a důchodů. Růs bohasví způsobený změnou cen 8

10 sávajícího majeku ak může pouze doplni oparnosní úvěry bez podsaného vlivu na spořebu. Také skuečnos, že současná změna ceny akiva, a edy i objemu bohasví, může bý pouze ranziorní, a nikoliv permanenní, může způsobi, že spořeba bude reagova pouze mírně. Proiargumen k éo námice však je, že pokud by domácnosi např. považovaly zvýšení cen akcií za pouze přechodné, snažily by se je proda za uo vyšší (podle jejich mínění dočasně vyšší) cenu. Ty domácnosi, keré považují cenu daného akiva za dočasně vysokou, ho odprodají a převedou bohasví do jiné formy. Too akivum naopak zprosředkovaně odkoupí domácnosi, keré se nedomnívají, že cena je vysoká pouze ranziorně. Celkově ak domácnosi přesvědčené o ranziornosi změny ceny rychle vymizí, akže by již měl bý použielný výše uvedený přísup. Je proo obížné říci, do jaké míry ovlivňuje supeň očekávané volailiy držených akiv efek bohasví z ěcho akiv. Určiou komplikací aké může bý moiv dědicví, akže rozpočové omezení dané domácnosi není plně vyčerpáno. To však lze vyřeši snadno ím, že odkázané dědicví budeme chápa jako zvlášní druh spořeby. Podsanější námikou je však oázka, zdali i spořební chování bohaých domácnosí může bý dosaečně dobře popsáno pomocí eorie živoního cyklu. Bohasví může bý oiž rozděleno v populaci značně nerovnoměrně. Např. Poerba (2000) uvádí, že v roce % nejbohaších amerických domácnosí vlasnilo více než 1 řeinu čisého bohasví, zaímco spodních 80 % domácnosí vlasnilo pouze necelých 20 %. Ješě věší rozdíl byl v akciovém vlasnicví, kde nejbohaší proceno vlasnilo zhruba 50 % z celkového akciového vlasnicví, zaímco spodní 4 kvinily domácnosí vlasnily pouze 4,1 %. Má-li bý efek bohasví uspokojivě popsán s pomocí 9

11 eorie živoního cyklu, je nuné, aby ao eorie dobře vysihovala zejména chování bohaých domácnosí. Je však možné, že bohasví v bohaých domácnosech vsupuje přímo do užikové funkce v om smyslu, že není prosředkem, ale již přímo cílem samo o sobě (např. z důvodu presiže). To by pochopielně značně omezilo efek bohasví (zvýšení bohasví by nevedlo ke zvýšení spořeby, proože samoná akumulace je již cílem). Oázkou aké je i zařazování důchodových účů nebo různých penzijních programů. Kapiálové zisky v rámci ěcho penzijních programů jsou obvykle nelikvidní, ale na druhou sranu zvyšují úvěrovou boniu domácnosi, resp. domácnos v reakci na zvýšení bohasví v rámci penzijního programu může případně zvýši spořebu čerpáním z likvidnější čási porfolia. Mezi další problémy při aplikaci eorie živoního cyklu lze považova např. o, že exisují zpoždění mezi změnou bohasví resp., důchodu a úpravou spořeby na správnou úroveň, vliv mají aké likvidiní omezení a schopnos domácnosí získáva úrok z nabyých akiv. 3. Základní přísupy a výsledky v empirickém výzkumu Jak bylo výše poznamenáno, při zkoumání vlivu změny bohasví na spořebu je z eoreického hlediska vhodné rozliši, zda se jedná o očekávané zvýšení bohasví, či neočekávané. Prakicky však akové rozlišení nelze jednoduše provés. M. G. Palumbo, M. A. Davis (2001) navrhují nejprve rozliši změny bohasví díky přecenění na změnu, kerá je spojená se změnou hodnoy cenných papírů, a na změnu spojenou s přeceněním osaního majeku. Dále srovna dlouhodobý reálný výnos se skuečným reálným výnosem ve sledovaném období (zvlášť pro cenné papíry a zvlášť pro osaní akiva) a 10

12 rozdíl považova za neočekávanou změnu bohasví, edy o, co by eprve mělo ovlivňova spořebu skrze efek bohasví. Sklon ke spořebě z bohasví (celkového, j. lidského i nikoliv-lidského) závisí na demografickém profilu ekonomiky, likvidiních omezeních i úrokových mírách. Jak ho edy odhadnou? Buď je možné ho odhadova na základě ěcho fakorů, keré přímo ovlivňují jeho výši, ale věšina auorů ho odhaduje na základě da o skuečné úrovni spořeby a zdrojích domácnosí. Nejčasěji bývá za proxy proměnnou lidského bohasví zvolena veličina, kerá je násobkem akuálního důchodu, j. Ĥ = k, kde k je konsanní koeficien. Po dosazení do (3) edy pro spořebu dosáváme C = a + b W + ε 1. (5) Proporcionalia permanenního důchodu a běžného důchodu jisě není splněna na individuální úrovni, pokud však budeme předpokláda konsanní věkovou srukuru, může zůsa zachována na makroekonomické úrovni. Nevýhodou proporcionaliy však je, že zahlazuje jeden z hlavních přínosů eorie živoního cyklu, oiž o, že domácnosi při spořebě vyvažují ranziorní výkyvy v důchodu. Alernaivní způsob, jak odhadova permanenní důchod, je chápa ho jako funkci minulých skuečných důchodů různě vážených. Rovnici (5) však nelze empiricky esova meodou nejmenších čverců, neboť ε se bude v absoluní hodnoě časem zvyšova díky rosoucímu rendu všech ří veličin (je nesacionární a není ak splněn předpoklad pro meodu nejmenších čverců). To lze snadno odsrani ím, že celou rovnici vydělíme důchodem 11

13 C = a + b W 1 (6) + ε Sejnou skuečnos lze zkouma pochopielně aké ak, že nebudeme sledova podíl C, ale podíl S, j. míru úspor. V akovém případě by však měl bý pozorován inverzní vzah čím vyšší poměr mezi bohasvím a důchodem, ím nižší by měla bý míra úspor. Obrázek 1: Inverzní vzah mezi mírou osobních úspor a poměrem bohasví k důchodu Pramen: M. G. Palumbo, M. A. Davis (2001) Alernaivně lze využí logarimické aproximace a předpokláda, že log ( C ) log( Ĉ ) + ε = c + α log( ) + β log( W ) + ε = 0 1. (7) Palumbo, Davis (2001) ješě navrhují rozliši v rámci důchodu mezi důchodem z ransferů τ τ a osaním důchodem ( ), proože ransfery 12

14 obvykle dosávají domácnosi s vyšším sklonem ke spořebě. Odhadovaná rovnice následně vypadá ako: C = a W τ 1 + ( a a ) + b ε (8) Výsledky auorů pro rovnici (8) jsou akové, že b = 0,039. Zdali proměnná W do modelu paří, vyplyne z oho, zdali je koeficien měrou přispívá proměnná položíme signifikanní. Jakou k správnosi modelu, lze ověři např. ak, že rovno 0 a v omo pozměněném modelu měříme odchylky od skuečných hodno a porovnáme následně směrodanou odchylku chyb ohoo modifikovaného modelu se směrodanou odchylkou u modelu s koeficienem b. b W 1 Celkový efek bohasví na spořebu ak Palumbo, Davis (2001) odhadli ím způsobem, že srovnali skuečnou spořebu se spořebou, kerá by podle modelu nasala, kdyby se důchod a bohasví vyvíjely podle endencí parných v hisorii (podle auorů činil efek bohasví pro USA v roce 1999 zhruba 300 mld. USD a díky efeku bohasví rosla spořeba o 1 procenní bod rychleji v leech ). Ke kvaniaivně podobným výsledkům dospívají i jiní auoři. Poerba (2000) uvádí jako konsenzuální hodnou mezního sklonu ke spořebě z bohasví na úrovni okolo 3 %. Too jsou však zv. dlouhodobé výsledky. Spořeba sledovaná po čvrleích přesně neodpovídá eorii živoního cyklu např. proo, že exisuje zpoždění mezi změnou bohasví a nasavením nové správné úrovně spořeby. V akovém případě však zde bude endence k opravování, j. k eliminaci rozdílu mezi eoreickou hodnoou a skuečnou hodnoou. Např. po jednorázovém zvýšení bohasví bude posupně docháze b 1 13

15 ke zvyšování spořeby, akže v krákodobém horizonu se bude efek bohasví zvyšova posupně, i když v dlouhodobém horizonu bude hodnoa přibližně správná. Je však řeba dokáza, že skuečně zde exisuje endence ke korekci výdajů. Pokud by zde nebyla endence k éo korekci u spořeby, poom rovnice (6), resp. (7), vycházející z eorie živoního cyklu, by mohla bý zachována přizpůsobováním důchodu, resp. bohasví. Opravování výhradně skrze důchod a bohasví jde však proi zavedeným makroekonomickým fakům. Pokud by se měl přizpůsobova důchod, znamenalo by o, že růs cen akcií bude v budoucnu doprovázen poklesem důchodů, a o je v rozporu s ím, že na ceny akcií se obvykle pohlíží jako na předbíhající ukazael ekonomické akiviy. Pokud by se naopak přizpůsobovalo bohasví, znamenalo by o, že by bylo možné snadno předvída pohyby akciových indexů, a o by bylo v rozporu s racionálními očekáváními. Pokud skuečně exisuje endence k opravování ve spořebě, mělo by docháze k omu, že změna poměru mezi spořebou a důchodem, resp. procenní změna spořeby mezi čvrleími, bude ovlivněna mezerou mezi plánovanou 2 skuečnou spořebou v obdobích předchozích. b a C = γ + γ ε + γ x + ν resp. log( C ) = + x + ν 1 2 3, γ + γ ε γ (9) kde ε reprezenuje rozdíl mezi skuečnou a plánovanou spořebou (resp. rozdíl při logarimické verzi) a x ε je reprezenuje možné další veličiny, keré mohou v krákém období ovlivňova poměr C, resp. empo růsu spořeby. V rovnicích budeme zkouma, zdali koeficieny γ 2, resp. γ 2 jsou signifikanně 2 Pod slovem plánovanou je označována hodnoa veličiny, zde spořeby, kerá je v souladu s dlouhodobou predikcí. 14

16 záporné. Pokud omu ak je, poom o značí, že zde skuečně dochází k chování, keré lze chápa jako opravování spořeby směrem k plánované spořebě deerminované rovnicemi (6), resp. (7). Palumbo, Davis (2001) např. docházejí k závěru, že γ = 015, resp. γ = 013 při specifikaci, při keré mezi 2, 2, další veličiny x zařadili mimo jiné index spořebielské důvěry, minulou spořebu, nezaměsnanos, úrokové míry apod. To znamená, že endence k opravování (error-correcing) se ve spořebě skuečně prosazovala. Jesliže domácnosi nemohou kvůli likvidním omezením vyrovnáva průběh spořeby, poom i předvídané zvýšení důchodu může bý následováno zvýšením spořeby. Také zvýšení bohasví, ať již očekávané či neočekávané, může mí kvaniaivně jiný dopad než v siuaci bez likvidních omezení. Je-li přírůsek bohasví v likvidní podobě, spořeba se může přímo posunou blíže k vyhlazené úrovni spořeby, je-li v nelikvidní podobě, může v někerých případech alespoň do jisé míry uvolni likvidní omezení (např. zvýšení hodnoy nemoviosí umožní domácnosem půjčova si, ačkoliv samy nemoviosi jsou nelikvidní). Likvidní omezení ak mohou vés k omu, co je označováno jako nadměrná cilivos spořeby na důchod (nadměrná ve srovnání s implikacemi eorie živoního důchodu). Zahrneme-li proo co nejpřesnější predikci vývoje akuálního důchodu log( ) do rovnice (9) zkoumající krákodobou rychlos korekce spořeby (j. míso obecné proměnné dosadíme log( )), a pokud skuečně exisuje nadměrná cilivos spořeby x ( ) = γ + γ ε + γ log( ) + ν log C 1 2 log( C ) γ log( ) = γ 1 + γ ε + ν 2 3 3, a edy (10) 15

17 bude rychlos korekce spořeby charakerizovaná koeficienem γ 2 zjevně ím vyšší, čím vyšší bude okamžiková reakce spořeby na důchod, j. čím vyšší bude γ Rozlišení důchodů a různých druhů bohasví Nabízí se oázka, zdali podrobnější rozlišení důchodů a zejména podrobnější členění bohasví podle jednolivých druhů nepřinese lepší výsledky než velmi agregovaný přísup. Ludvigson, Seindel (1999) rozlišují již ve výchozí rovnici mezi permanenním důchodem 3 P a bohasvím domácnosi: C = a + b W + c P + ε. (11) Oproi rovnici (3) mohou bý koeficieny c a odlišné. Poznamenávají, že za rozčleňováním bohasví do více položek (např. na akciové a neakciové) a za odlišnými sklony ke spořebě z různých druhů bohasví nemusí bý žádné hluboké eoreické důvody. Odlišnos koeficienů může bý pouze arefakem vzniklým díky agregaci. Různé druhy bohasví jsou nerovnoměrně rozděleny mezi domácnosi, a je proo možné, že např. akciové bohasví drží nejvíce lidé s jinou než průměrnou věkovou srukurou, s jiným než průměrným subjekivním diskonním fakorem ad. Co se ýče kaegorizace důchodů, lze např. vyčleni ransfery (viz rovnice (8)), proože u nich lze očekáva vyšší sklon ke spořebě. Z eoreického hlediska je aké vhodné vyčleni z celkového reálného důchodu důchody z vlasnicví. Pomocí běžného důchodu je oiž aproximována hodnoa b 3 Permanenní důchod navrhují rakova spíše jako vážený průměr minulých důchodů (čím více do minulosi, ím menší mají váhu). 16

18 lidského bohasví a po zahrnuí důchodů z vlasnicví je ak eno druh bohasví nadhodnocován. Dále lze rozčleni nikoliv lidské bohasví na více položek podle různých vlasnosí akiv, zejména podle jejich likvidiy. Palumbo, Davis (2001) např. rozlišují nikoliv lidské bohasví na akciové a na osaní. Po rozlišení důchodu na pracovní a na plynoucí z vlasnicví odhadují rovnici ~ C = a τ ~ ( a a ) + b + b resp. (12) s W ~ W ~ W s ~ ε s s ( C ) c + α log( ) + β log( W ) + β log( W W ) + ε log = , ~ (13) kde ~ s značí důchod po očišění od důchodů z vlasnicví a W reprezenuje akciové bohasví. Důsledek rozlišení bohasví na více položek pro celkový efek bohasví není podle auorů Palumba a Davise (2001) jednoznačný, projeví se však oslabení významu akciových flukuací a věší váhu mají flukuace cen osaních akiv. Jednoznačný je však efek vyčlenění důchodu z vlasnicví. Díky němu dojde k podsanému zesílení celkového efeku bohasví. Zvlášním druhem nefinančního bohasví, kerý bývá vyčleňován, jsou nemoviosi. Ve věšině zemí (včeně USA) oiž plaí, že nemoviosi mají sále věší podíl na porfoliu než akcie (viz např. Tracy, Schneider a Chan (1999)). Navíc ceny nemoviosí vykazují podsaně nižší volailiu než ceny akcií, a proo je oázkou, zda se nezabýva efekem bohasví z nemoviosí odděleně. 1 17

19 Obrázek 2: Srovnání podílu nemoviosí (real esae) a akcií na hodnoě porfolia amerických domácnosí Pramen: Tracy, Schneider a Chan (1999), s. 2 Skuečnos, že ceny nemoviosí nejsou naolik proměnlivé jako ceny akcií, by mohla naznači, že mezní sklon ke spořebě z bohasví ve formě nemoviosí bude vyšší než v případě akcií. Empirické výsledky však v éo oázce neposkyují jasnou odpověď. Podle Girouard, Blondal (2001) je mezní sklon ke spořebě z bohasví ve formě nemoviosí spíše nižší než z finančního bohasví. Jednou z možných příčin oslabujících efek bohasví je podsaně nižší likvidia rhu nemoviosí. Navíc zvýšení čisého majeku v důsledku růsu ceny nemoviosí je oiž zřejmě čásečně vyváženo růsem impliciního nájemného. Teno argumen plaí i v případě, že si domácnos na danou nemovios vzala hypoéku, i když v případě hypoéky je přece jen poenciál pro efek bohasví věší, neboť změna ceny nemoviosi znamená věší změnu čisého jmění domácnosi než v případě, že domácnos si nemovios pořídila bez hypoečního financování. Odlišná srukura držielů akcií a vlasníků nemoviosí, jak věková ak např. i z hlediska časové preference, může bý 18

20 aké příčinou odlišného mezního sklonu ke spořebě z bohasví. Vyšší cena nemoviosí pochopielně vede k omu, že domácnosi mají v důsledku oho vyšší boniu a vyšší šanci na přidělení úvěru. To však již je chápáno spíše jako úvěrový kanál působení cen akiv než jako přímý efek bohasví (viz Boone, Giorno, Richardson (1998)). Další možné členění bohasví se ýká členění v rámci finančního bohasví. Nabízí se oiž oázka, zdali změna ceny akcií držených přímo má sejný dopad na spořebu jako změna ceny akcií držených prosřednicvím fondu. Tímo problémem se mimo jiné zabývají např. Poerba, Samwick (1995). Upozorňují, že reakce lidí by aké mohla bý různá při různých formách invesic nejen díky odlišnému supni likvidiy, ale aké např. díky odlišné informovanosi domácnosí v případě invesování prosřednicvím fondů a v případě invesic do korporáních papírů. Po empirické analýze však dospěli k závěru, že změna v držbě akcií od přímé držby korporáních akcií ve prospěch držby akcií fondů, ke keré posupně dochází v USA, nemá vliv na sílu efeku bohasví. Problemaické je aké zařazení změn bohasví, keré se odehrají na účech penzijních programů apod. a keré jsou velmi nelikvidní. Někeří auoři provádějí kvanifikaci jak při uvažování ěcho programů, ak bez nich (např. Maki, Palumbo 2001). Poerba, Samwick (1995) však ukazují, že i přes zmiňovaný problém nelikvidiy mají i, keří se účasní penzijního nebo obdobného programu, vyšší zkorelovanos výdajů na spořebu s vývojem akcií než i, keří se neúčasní. To by hovořilo ve prospěch zahrnuí bohasví v penzijních fondech do celkového finančního bohasví. 19

21 Ani rozlišení změn akciového bohasví z hlediska jejich příčin pravděpodobně nepřinese lepší výsledky. Poerba, Samwick (1995) při analýze, zdali nemá vliv i zdroj akciových flukuací, esují rovnici log C = α + α log P + α log D + ε , (14) kde D předsavuje dividendové plaby a P ceny akcií. Pokud by změna cen akcií ovlivnila spořebu pouze ehdy, pokud by se poměr dividendy/cena akcie neměnil 4, musel by bý koeficien α 2 významný. Naopak, pokud nezáleží na původu změny ceny akcie a změna akciového bohasví ovlivní spořebu i ehdy, pokud nedojde ke zvýšení dividend, bude α 2 nevýznamné. Podobně lze míso D zkouma vliv zisku na akcii. Podle zjišění Poerba, Samwick (1995) efek bohasví nezávisí na příčině pohybu akciového kurzu, efek je sejný, ať již je nebo není doprovázen změnou např. podílu P/E nebo podílu dividendy/cena akcie. 5. Mikroekonomický pohled, přímý a nepřímý efek bohasví Regresi podle rovnice ypu (6) můžeme inerpreova v om smyslu, že nám říká, o kolik se změní spořeba v reakci na změny důchodu a bohasví, pouze ehdy, je-li skuečně kauzalia nasměrována od důchodu, resp. bohasví směrem ke spořebě. Myslielná je však i kauzalia v opačném směru. Vývoj nikoliv-lidského bohasví ak může bý chápán spíše jako předbíhající ukazael důchodu a spořeby a edy spíše jako důsledek vývoje důchodu a spořeby než jako jedna z příčin. Výše zmiňovaná endence k opravování (error correcion) nicméně naznačuje, že u kauzalia od bohasví ke spořebě exisuje. To však nedokazuje, že by souběžně nemohla bý kauzalia i 4 Neměnnosí podílu dividenda/cena akcie nebo podílu P/E je naznačeno, že se jedná o fundamenálně založenou změnu ceny akcie. 20

22 opačným směrem, ani endence k opravování sama o sobě nic neříká o om, v jakém směru je kauzalia významnější. Směr kauzaliy zkoumá např. Ooo (1999). K zjišění směru kauzaliy se snaží využí mikroekonomických da. Využívá oho, že index spořebielské důvěry (consumer senimen) je korelován s vývojem indexu cenných papírů, přičemž kauzalia jde směrem od vývoje cen cenných papírů ke spořebielské důvěře, a nikoliv naopak. Jesliže změny v akciovém indexu signalizují spíše změny v budoucích důchodech, poom by se měla změni spořebielská důvěra zhruba sejně jak u ěch, keří jsou vlasníky cenných papírů, ak i u ěch domácnosí, keré cenné papíry nevlasní. Naopak, je-li změna cen cenných papírů chápána spíše v om smyslu, v jakém se s ní počíá při radičním přímém efeku bohasví, poom by se spořebielská důvěra měla vyvíje v domácnosech proporcionálně držbě cenných papírů (i když v mikroekonomických daech zde nasává ješě komplikace, že porfolia jednolivých domácnosí se vyvíjí svým empem odlišným od změn celkového indexu, pokud domácnos neinvesovala přímo do indexu). Ooo (1999) dospívá k závěru, že index spořebielské důvěry se vyvíjí obdobně v reakci na vývoj akciového indexu, ať již domácnosi akcie vlasní, či nikoliv. Samoný index spořebielské důvěry, kerý byl konsruován pro jednolivé domácnosi na základě jejich kvaliaivních odpovědí na 5 oázek, je však problemaický. Ooo (1999) ve prospěch eze, že změny v akciovém bohasví mají spíše signalizační efek, uvádí, že nejvíce je spojen vývoj akciových kurzů se složkou spořebielské důvěry, kerá souvisí s očekáváním budoucího vývoje ekonomiky jako celku (méně pak již je spojen s očekáváním ohledně osobních financí a saisicky nevýznamně v oázce možné nezaměsnanosi). To, co však hraje roli v mikroekonomickém rozhodování o spořebě, je právě očekávání ohledně osobní finanční siuace, a 21

23 nikoliv ohledně siuace v národní ekonomice. Není-li např. očekávaná národní konjunkura doprovázena očekávaným zlepšením maeriální siuace dané domácnosi, nelze očekáva, že by samoné očekávání poziivních makroekonomických výsledků ovlivnilo spořební chování dané rodiny. Uvedená eze ak spíše vysvěluje korelaci mezi akciovým indexem a indexem spořebielské důvěry, ale na druhou sranu zpochybňuje samoný vzah mezi spořebou a spořebielskou důvěrou. Maki, Palumbo (2001) se aké snaží prověři směr kauzaliy a aké k omu využívají mikroekonomická daa. Oproi Ooovi (1999) však nepoužívají problemaického spojovacího můsku mezi spořebou a cenami akcií ve formě spořebielské důvěry, ale snaží se přímo ověři, zdali míra úspor klesla nejvíce právě v ěch domácnosech, keré měly nejvěší kapiálové zisky. Jesliže míra úspor skuečně klesla nejvíce u ěcho domácnosí a naopak se výrazně nezměnila u domácnosí, keré neprofiovaly z růsu cen na akciovém rhu, je o argumen pro přímý efek bohasví. Maki, Palumbo (2001), keří zkoumali vývoj míry úspor ve Spojených sáech v devadesáých leech, zvolili následující posup: rozčlenili domácnosi podle da z pravidelných výběrových šeření na skupiny jednak podle důchodu a jednak podle vzdělání. Při členění domácnosí podle důchodu zvolili rozdělení do kvinilů a sledovali, jaký podíl mají jednolivé kvinily domácnosí na celkovém objemu různých druhů akiv. Nebylo překvapivé zjišění, že jednolivá akiva, a edy i majeek celkem, jsou rozděleny disproporčně mezi jednolivé kvinily, přičemž disproporce v držbě bohasví je ješě věší než disproporce v důchodech. Domácnosi spadající např. do nejvyššího důchodového kvinilu vlasnily ve sledovaných leech vždy více než 80 % korporáních akcií, ale i např. více než 75% podíl na vzájemných fondech a více než 75 % sáních dluhopisů. 22

24 Při rozčlenění domácnosí do skupin podle důchodů zde však exisuje komplikace, že někeré domácnosi během sledovaného období mohou přecháze mezi jednolivými kvinily. To však zamlžuje výsledky, proože cílem je zjisi, jak a o kolik se změní míra úspor domácnosi v důsledku změny bohasví. Nepozorujeme však přímo míru úspor domácnosí, ale míru úspor spojenou s jednolivým kvinilem domácnosí. Ideální by pro yo účely bylo, kdyby domácnosi nemohly mezi nimi přecháze. Teno problém se Maki, Palumbo (2001) snažili odsrani ím, že ješě provedli rozčlenění domácnosí podle vzdělání. Při akové kaegorizaci je možné předpokláda, že přechod mezi jednolivými vzdělanosními skupinami domácnosí je relaivně malý. Ekonomericky esovali následující regresní rovnici S j, j, NW j, = β + β + γ + δ + ε 0 1 j j,, j, (15) ve keré závislou proměnnou je míra úspor S j, j, pro jednolivé skupiny (index j označuje jednolivé důchodové kvinily, resp. vzdělanosní kohory ) a nezávislou proměnnou je poměr čisého bohasví k důchodu NW j, j,. Rovnice (14) však umožňuje, že jednolivým důchodovým kvinilům, resp. vzdělanosním skupinám může přísluše odlišná míra úspor bez ohledu na poměr NW j, j, 5. To je zohledněno pomocí γ j, což je koeficien u dummy proměnné, kerá nabývá 1, jedná-li se o j-ou skupinu (kvinil), a 0 v osaních případech. 5 Tímo se ponechává oevřená možnos, že jednolivé skupiny se mezi sebou liší i z hlediska preferencí ohledně úspor. 23

25 Tabulka 2: Vliv změny bohasví na osobní míru úspor Pozn.: daa bez penzijních plánů Podíl čisého majeku k důchodu Míra osobních úspor Rozdíl Rozdíl v proc. bodech Nejvyšší 5,36 7,07 1,71 4,9-4,4-9,3 důchodový kvinil Nejnižší 3,29 3,85 0,56 2,1 4,4 2,3 důchodový kvinil Nejvyšší 4,91 5,94 1,03 4,6-1,5-6,1 vzdělanosní skupina Nejnižší 1,74 1,97 0,23 1,1 2,8 1,7 vzdělanosní skupina Pramen: Maki, Palumbo (2001) Výsledky analýzy Makiho, Palumba (2001) naznačují, že pokles agregání míry osobních úspor lze skuečně plně vysvěli přímým efekem bohasví. Zaímco u domácnosí, u kerých v důsledku růsu cen akcií nedošlo ke změně poměru čisý majeek/důchod, nedošlo ani k poklesu míry úspor (naopak došlo dokonce k jejímu růsu), u domácnosí z vyšších důchodových i vzdělanosních skupin, v nichž došlo k nárůsu poměru k poklesu míry úspor až do záporných hodno (viz abulka 2). NW, došlo aké Tao mikroekonomická analýza aké omezuje dosah námiek proi efeku bohasví, keré se sousředily na o, že bohasví je rozděleno značně nerovnoměrně a že růs cen akiv ovlivní především bohaé domácnosi, keré mají vysokou míru úspor, a proo bude efek bohasví kvaniaivně nepodsaný. Změny v bohasví se skuečně doýkají především nejbohaších 24

26 rodin, ale ukazuje se, že i yo domácnosi změní míru úspor v souladu s hypoézu živoního cyklu. Také M. Sarr-McCluer (1998) využívá mikroekonomického průzkumu. Zajímavé je, že na oázku, zdali domácnos změnila své spořební chování v důsledku změny cen ve svých porfoliích akcií, odpovědělo negaivně více než 85 % doazovaných domácnosí. Pouze 3,4 % uznalo, že své výdaje zvýšily jako důsledek růsu cen akcií, ale zhruba sejný poče domácnosí reagoval na růs akciového rhu poklesem spořeby, aby měly dodaečné prosředky k invesování. Jedním z možných vysvělení je, že podle eorie není efek bohasví příliš kvaniaivně významný, a proo ho domácnosi věšinou v odpovědích nezohlední. Má-li např. domácnos akciové bohasví v hodnoě jednoho ročního důchodu a dojde-li meziročně k růsu cen akcií např. o 20 % a sklon ke spořebě je kolem 3,5 %, poom efek bohasví bude předsavova zvýšení spořeby meziročně pouze o 0,7 %. Také Poerba, Samwick (1995) se snaží rozhodnou problemaiku přímého versus nepřímého efeku bohasví, a o na základě korelace vývoje akciového rhu a spořeby luxusního zboží. Myšlenka spočívá v om, že díky disproporčnímu rozdělení akciového bohasví ve prospěch bohaých by se jeho růs měl odrazi především ve zvýšeném zájmu o luxusní saky. Tesují rovnici L log C = α L 1 + α log + α log P + ε C, 1 (16) kde L značí výdaje na saky určié kaegorie (např. auomobily). Koeficien α 2 ak říká, o kolik procen se změní podíl spořeby saků dané kaegorie na celkové spořebě v důsledku procenní změny cen akcií. Provedená analýza 25

27 má však smíšené výsledky. Podíl někerých položek, jako např. auomobilů, se skuečně mírně zvyšuje po růsu cen akcií, ale podrobnější dekompozice au na luxusní a y osaní výsledky poněkud zpochybňuje. U dalších položek, jako např. vzdělání, zábava apod., nelze zamínou nulovou hypoézu. Tyo výsledky ak hovoří spíše ve prospěch nepřímého efeku bohasví. 6. Cilivos výsledků Určiým problemaickým mísem empirického výzkumu efeku bohasví je vysoká cilivos naměřených mezních sklonů ke spořebě na zvolené období, na specifikaci spořební funkce apod. To se odráží i v šíři inervalu naměřeného mezního sklonu ke spořebě (Poerba (2000) uvádí jako zhruba sřední hodnou 3 %, s ím, že výsledky se běžně pohybují v pásu 1-5 %). Na problém cilivosi výsledků upozorňují např. Ludvigson, Seindel (1999). Při empirickém esování rovnice C = a + b W + c P + ε (viz rovnice (11)) auoři provedli regresi, při keré zařadili i zpožděné vysvělující proměnné o 1 až 3 čvrleí na amerických daech za roky Výsledné koeficieny (resp. souče koeficienů u akuální a všech odpovídajících zpožděných proměnných) jsou značně cilivé na zvolené období. Pro ilusraci provedli rolující regrese pro deseileá období (j. pro období , ad.) a porovnali hodnoy zjišěných paramerů. Zjisili, že ačkoliv jsou zvolené úseky blízko sebe a mají ak velkou čás pozorování společných, zjišěné koeficieny se překvapivě liší (viz obrázek 3, uvedený rok v legendě předsavuje vždy 1. rok pozorovaného deseileí). 26

28 Obrázek 3: Mezní sklon ke spořebě z akciového a osaního bohasví v deseileých obdobích Pramen: Ludvigson, Seindel (1999), s. 34 Kdyby např. byla provedena regrese pouze za období , dospěli bychom k závěru, že nic akového jako efek bohasví z akciového majeku neexisuje, a podobně by o plailo pro efek bohasví z jiného než akciového majeku v leech např Naopak v někerých deseileích bychom 27

29 dospěli k závěru, že sklon ke spořebě z bohasví byl až 10 %. To poukazuje na velkou nejisou ohledně skuečného podílu efeku bohasví na spořebě. Podobně Poerba, Samwick (1995) naznačují, že změna spořeby v důsledku poklesu cen akcií v posledním čvrleí 1987 byla podsaně menší, než by bylo možné předvída při obvykle uváděném sklonu ke spořebě kolem 3 % (viz abulka 3). Tabulka 3: Vývoj spořeby a cen akcií v leech Čvrleí Změna cen akcií (mezičvrleně) Změna spořeby celkem (mezičvrleně) Změna spořeby dlouhodobých saků (mezičvrleně) 1987: 1 14,8-0,2-6,7 1987: 2 1,9 1,0 3,2 1987: 3 4,6 0,7 3,3 1987: 4-29,0-0,3-3,4 1988: 1 9,1 1,5 4,7 1988: 2 1,6 0,4 0,2 1988: 3-2,3 0,5-1,0 Pramen: Poerba, Samwick (1995), sr. 340 Co se ýká celkové spořeby, nelze vylouči nulovou hypoézu, oiž, že burzovní krach ze 4. čvrleí 1987 neměl vliv na spořebu. Určiý vliv měla burzovní flukuace na spořebu dlouhodobých saků (při regresi změn spořeby na změny cen akcií oiž Poerba, Samwick (1995) rozlišili i různé podskupiny ve spořebě - durables, služby a nondurables, zjisili nejvěší koeficien u durables 6 a nejmenší u služeb). Důvodem k malým důsledkům mimo jiné zřejmě bylo i o, že finanční krize měla kráké rvání a pokles cen akcií byl do značné míry korekcí jejich rychlého růsu z počáku Souče koeficienů za 4 čvrleí zde činil 0,29, oproi celkovému průměrnému sklonu ke spořebě 0,

30 7. Závěr Jak uvádí Poerba (2000), časo se objevuje diskuse o om, zdali něco akového jako efek bohasví exisuje, či nikoliv. Takovéo diskuse jsou však zavádějící, proože efek bohasví nuně exisuje jakožo důsledek změny rozpočového omezení. Jesliže se zvýší rozpočové omezení ekonomického agena, ak agen buď zvýší svoji spořebu, nebo přenechá zdroje pro jiné uživaele, jako jsou chariy, sá nebo dědicové. Samoné zpochybňování efeku bohasví však vypovídá o om, že jeho kvaniaivní význam není zřejmě velký, a emaika efeku bohasví ožívá v eorii a hospodářské poliice převážně ehdy, dochází-li k podsaným změnám v cenách akiv. Přes uvedené problémy s vysokou cilivosí výsledků lze však říci, že kvaniaivní rozsah efeku bohasví je zhruba v souladu s predikcemi moderní eorie spořební funkce, o kerou se efek bohasví opírá. Problém, kerý nelze na makroekonomické úrovni rozhodnou, je oázka, zdali efek bohasví má povahu přímou, j. zda vyšší bohasví vede přímo k vyšší spořebě, anebo zdali má povahu spíše nepřímou, j. že vyšší ceny akiv signalizují vyšší důchody v budoucnosi a díky omu se zvyšuje spořeba. Mikroekonomická daa však ukázala, že spořeba rose pouze u ěch, keří profiují z růsu cen akcií, což svědčí ve prospěch efeku přímého. Rozlišení bohasví na více druhů nepřináší jednoznačné výsledky, zdá se, že efek bohasví se prosazuje se zhruba sejnou inenziou pro různá akiva. Téma skýá možnosi dalšího výzkumu např. v oázce, zdali reakce agenů je sejně rychlá a kvaniaivně významná v případě poklesu i růsu bohasví. Dalším možným směrem výzkumu je dopad změn cen akiv do vývoje úvěrové zásoby, což se dá provažova za zprosředkované působení efeku bohasví. 29

31 Lieraura Ando, A., Modigliani, F.: The Life Cycle Hypohesis of Saving: Aggregae Implicaions and Tess. American Economic Review, 1963, č. 2, s Bernanke B., Gerler M.: Moneary Policy and Asse Price Volailiy. FRBKC Economic Review, 1999, č. 4, s Boone, L., Giorno C., Richardson P.: Sock Marke Flucuaions and Consumpion Behaviour: Some Recen Evidence, New ork, OECD (Economics Deparmen Working Paper N. 208). Davis, M. A., Palumbo, M. G.: A Primer on he Economics and Time Series Economerics of Wealh Effecs. Washingon, Board of Governors of he Federal Reserve Sysem 2001 (Finance and Economics Discussion Series 2001/09). Friedman, M.: A Theory of Consumpion Funcion. Princeon 1957, NBER, Princeon Universiy. Girouard, N., Blondal S.: House Prices and Economic Aciviy. New ork, OECD 2001 (Economics Deparmen Working Paper N. 279). Greenspan, A.: Opening Remarks. Kansas 1999, prezenace ve Federal Reserve Bank of Kansas. Ludvigson, S., Seindel Ch.: How Imporan Is he Sock Marke Effec on Consumpion? FRBN Economic Policy Review, 1999, č. 2, s Maki, D. M., Palumbo, M. G.: Disenangling he Wealh Effec: A Cohor Analysis of he Household Saving in he 1990's. Washingon, Board of 30

32 Governors of he Federal Reserve Sysem 2001 (Finance and Economics Discussion Series 2001/21). Mehra,. P.: The Wealh Effec in Empirical Life-Cycle Aggregae Consumpion Equaions. Federal Reserve bank of Richmond Economic Quarerly, 2001, č. 2, s Ooo, M. W.: Consumer Senimen and he Sock Marke. Washingon, Board of Governors of he Federal Reserve Sysem 1999 (Finance and Economics Discussion Series 1999/60). Poerba, J. M.: Sock Marke Wealh and Consumpion. Journal of Economic Perspecives, 2000, č. 2, s Poerba, J. M., Samwick, A. A.: Sock Ownership Paerns, Sock Marke Flucuaions, and Consumpion. Brookings Papers on Economic Aciviy, 1995, č. 2, s Sekine, T.: Financial Liberalizaion, he Wealh Effec, and he Demand for Broad Money in Japan. Moneary and Economic Sudies, 1998, č. 1, s Sarr-McCluer, M.: Sock Marke Wealh and Consumer Spending. Washingon, Board of Governors of he Federal Reserve Sysem 1998 (Finance and Economics Discussion Series, 1998/20). Tracy, J., Schneider, H., Chan, S.: Are Socks Overaking Real Esae in Household Porfolios? FRBN Curren Issues in Economics and Finance, 1999, č. 5, s