Sektorové produktivity a relativní cena neobchodovatelných statků: Opravdu příliš mnoho povyku pro nic? Jan Kubíček Úvod Růst relativní ceny neobchodo

Transkript

1 Sekorové produkiviy a relaivní cena neobchodovaelných saků: Opravdu příliš mnoho povyku pro nic? Jan Kubíček Úvod Růs relaivní ceny neobchodovaelných saků v ranziivních ekonomikách je předměem rozsáhlého ekonomického výzkumu. 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. ao 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? ejsou 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 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 esovaelná verze BS efeku (éž použiá ve Flek e al (2003)) vypadá následovně: LP ln P = α + β ln + ε. (1) LP 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 LP označují produkiviu práce (produk na pracovníka) v obchodovaelném resp. neobchodovaelném sekoru. ao rovnice předsavuje dominanní způsob esování BS efeku. 1 Flek e al. (2003) zkoušeli aké rovnici, kerá obsahuje odlišné β pro obchodovaelný a neobchodovaelný sekor. I když výsledky jsou z empirického 1 Mihaljek (2002) a Lojschová (2003) 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. 1

2 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. eorie implikuje, že nejbližším empirickým proějškem sekorových produkivi práce jsou sekorové přidané hodnoy na pracovníka. eno přísup zvolili např. Kovács, Simon (1998). Lojschová (2003) argumenuje ve prospěch celkové produkiviy výrobních fakorů (FP) míso výsupu na pracovníka, ale daa o sekorových FP pro ranziivní ekonomiky se nám jeví jako velmi nespolehlivá. ím, 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. yo 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. oo 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 (2002), Lojschová (2003). 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. ejprve 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. yo a další důvody nás vedly k omu, abychom esovali eorii ve dvou verzích, kde o dosupnos da dovolí. yo 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). eobchodovaelný 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). eobchodovaelný 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. ejdelší časové řady sahají od roku 1970 do roku 2003, nicméně pro někeré země jsou 2

3 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 10 le. empa růsu produkiviy práce v abulce 1 byla odvozena vydělením sekorových přidaných hodno (v cenách roku 2000) počem pracovníků v omo sekoru. Poče pracovníků v sekorech je odvozen následujícím způsobem. Ve verzi A obsahuje obchodovaelný sekor zemědělsví, lov, rybářsví a lesnicví (ISIC 1), ěžební a důlní průmysl (ISIC 2), zpracovaelský průmysl (ISIC 3), výrobu a disribuci elekřiny, vody a plynu (ISIC 4). 2 Zaměsnanos ve všech osaních akiviách je považována za zaměsnanos neobchodovaelného sekoru. ová meodologie vykazování srukury zaměsnanosi (zv. Revize 3), kerá začala bý 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. abulka 1: Průměrné diferenciály v empech růsu produkiviy práce a průměrná empa růsu relaivní ceny neobchodovaelných saků (v % ročně) Verze A Verze B Rozdíl v empech Rozdíl v empech Země Období Růs prod. práce celkem růsu sek. produkivi (obch neobch.) Růs P Období Růs prod. práce celkem růsu sek. produkivi (obch neobch.) Růs P 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 0,8 Dánsko ,3 2,2 0, ,4 1,5 0,0 Finsko ,5 3,5 2, ,7 2,4 1,6 Iálie ,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 2,0 Kanada ,9 1,6 0, ,7 1,7 0,0 Maďarsko ,3 3,5 3, ,4 3,8 2,8 Mexiko ,4 2,7 3, ,0 0,0 0,5 ěmecko ,9 2,0 0, ,0 1,8 0,0 izozemí ,4 2,2 1, ,7 1,7 1,0 ový Zéland ,5 2,3 1, ,8 1,7 0,5 Polsko ,9 5,1 6, ,5 5,1 7,3 Rakousko ,1 3,2 1, ,3 2,0 1,2 Řecko ,8 2,2 1, ,7 1,2 0,8 Slovensko ,8 1,1 2, ,4 1,9 2,6 Spojené sáy ,0 1,7 1, ,7 1,1 0,8 Španělsko ,6 4,3 2, ,8 3,5 2,4 Švédsko ,9 3,0 1, ,5 2,2 1,3 urecko ,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 EWO 2 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 ). 3

4 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 (ISIC 5), velkoobchod a maloobchod, resaurace, hoely, opravy (ISIC 6), přeprava, skladování a komunikace (ISIC 7), finanční služby, pojišění, nemoviosi a služby pro podniky (ISIC 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). icméně v Mexiku o bylo především díky dlouhodobému poklesu produkiviy v neobchodovaelném sekoru. S výjimkou Kanady a možná i ěmecka docházelo v osaních zemích aké k růsu relaivní ceny neobchodovaelných saků. icméně 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. Panelové a průřezové 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 (2003), ale s podsaně věším vzorkem a poněkud odlišnými day. Sekorové defláory a sekorové LP produkiviy jsou normalizovány ak, aby bylo ln P = 0 a ln = 0 v roce 2000 pro LP všechny země. avíc jsme zkoumali, zdali vynechání zemí s relaivně nízkým důchodem (ČR, Polsko, Maďarsko, Slovensko, urecko a Mexiko) nějak ovlivní výsledky. Odhadnué hodnoy koeficienů pro verzi A a verzi B jsou uvedeny v abulkách 2 a 3. abulka 2: Panelová regrese - verze A Verze A: všechny země Verze A: bez zemí s nízkým důchodem Verze A: bez konsany, všechny země Verze A: bez konsany, bez zemí s nízkým důchodem Poče zemí Poče pozorování Konsana -0,007-0, (0,006) (0,007) Společný sklon 0,590 *** (0,013) 0,593 *** (0,014) 0,601 *** (0,009) 0,604 *** (0,009) R 2 (adj.) 0,771 0,775 0,771 0,774 S.E. odhadu 0,0981 0,1007 0,0981 0,1007 abulka 3: Panelová regrese verze B Verze B: všechny země Verze B: bez zemí s nízkým důchodem Verze B: bez konsany, všechny země Verze B: bez konsany, bez zemí s nízkým důchodem Poče zemí Poče pozorování Konsana -0,004-0, (0,004) (0,004) Společný sklon 0,586 *** (0,025) 0,606 *** (0,028) 0,604 *** (0,017) 0,615 *** (0,019) 4

5 R 2 (adj.) 0,532 0,533 0,532 0,533 S.E. odhadu 0,0543 0,0566 0,0543 0,0565 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 0,6%. o je v souladu se zjišěními jiných auorů. apř. Flek e al (2003) uvádějí, že společný sklon se pohybuje od 0,36 do 0,59 na menším vzorku s poněkud odlišnými day. Výsledky jsou podobné, ať již země s nízkým příjmem jsou do vzorku zemí zahrnuy či nikoliv. o 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. o nicméně neznamená, že by změna relaivní ceny neobchodovaelných saků v ranziivních ekonomikách nemohla bý ovlivněna fakorem, kerý je pro ranziivní ekonomiky specifický. íže 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. o naznačuje, že zahrnuí nebo naopak vynechání problemaických odvěví příliš závěry nemění. esy 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. ohoo problému jsme si byli vědomi i díky omu, že ne všechny časové řady jednolivých zemí vykazovaly sejný supeň sacionariy (esováno rozšířeným Dickeyovým-Fullerovým esem). icméně 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 LP empech růsu produkivi,, zde chápeme jako proměnnou nezávislou a průměrný růs relaivní ceny neobchodovaelných saků, jsou z abulky 1. g i P g i, je veličinou závisle proměnnou. Vsupní daa 5

6 Obrázek 1: Dlouhodobé diferenciály produkivi a průměrný růs relaivní ceny neobchodovaelných saků (verze A) v % PL HU SVK BEL KOR JAP ESP US CZ UK SWE CA Rozdíl v empech růsu produkivi Pramen: OECD a výpočy ýmu makroekonomických analýz skupiny EWO Regresní rovnice je esována v následující formě: uvedeny v abulce 4. g P i LP = c1 + c2 gi + ε. Výsledky jsou abulka 4: Výsledky průřezové 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 c -0,41-0,19-0,08 0,35 1 (0,604) (0,38) (0,52) (0,36) c 0,845 *** 0,66 *** 0,69 *** 0,35 ** 2 (0,21) (0,13) (0,19) (0,14) R 2 (adjused) 0,45 0,59 0,41 0,33 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 Iálii). 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. eno závěr je ješě posílen, když jsou ze vzorku vyloučeny země s nízkým příjmem (především díky Polsku, jehož růs P byl velmi výrazný). eno 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. Jiným esem zkoumaného vzahu by mohlo bý srovnání emp růsu relaivní ceny neobchodovaelných saků s diferenciály v empech růsu v jednolivých leech nebo případně 6

7 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. o 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. yo 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. yo 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. a obrázku 2 je znázorněn vzah říleých klouzavých průměrů meziročních změn P ve Spojených sáech a říleých klouzavých průměrů ročních diferenciálů v empu růsu produkivi. Obrázek 2: říleé klouzavé průměry diferenciálů emp růsu produkiviy práce a emp růsu relaivní ceny neobchodovaelných saků ve Spojených sáech (v %) 7% 6% 5% 4% 3% 2% 1% 0% -1% -2% -3% -4% Rozdíl v empech růsu produkivi Růs relaivní ceny neobch. saků Pramen: OECD a výpočy ýmu makroekonomických analýz skupiny EWO 7

8 V jiných zemích, pro keré jsou dosupné dlouhé časové řady, je vzah mezi empy růsu a diferenciály ješě slabší než pro Spojené sáy. 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 a neobchodovaelném sekoru jako W resp. W. Dále α a α budou znači podíl kapiálu na produkci obchodovaelného resp. neobchodovaelného sekoru a Y a Y budou označova sekorovou přidanou hodnou na pracovníka. ominální výsup na pracovníka v neobchodovaelném sekoru, P Y, je beze zbyku rozdělen mezi příjem pro práci, W, a příjem pro kapiál, α P Y. Rozdělení produkce obchodovaelného sekoru je analogické a dohromady o implikuje následujíc vzahy: W W P Y = a P Y =. 1 α 1 α ( ) Členy 1 ( 1 α ) a ( 1 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: P P = P W = W ( 1 α ) Y ( 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 Y, je vlasně relaivní produkivia práce. Pokud jsou členy 1 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 W a ( α ) ( 1 α ) W W a ( α ) ( 1 α ) 1 ak nemohou bý 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). o by umožnilo, aby mzdy rosly rychle bez velké změny cen neobchodovaelných saků. Samozřejmě kombinace ěcho dvou hypoéz může nasa aké. eexisují 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 práce na produkci neobchodovaelného sekoru relaivně k podílu práce na produkci sekoru obchodovaelného by mohlo vés k poklesu míry zisku v neobchodovaelném sekoru. Zdali 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 P zaosává za vývojem relaivních produkivi. Zvýšení podílu 8

9 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 (GMI). 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. icméně 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. o 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. eno přísup se vlasně snaží rozděli jednoduchým způsobem smíšený důchod na příjem pro práci a na příjem pro kapiál. ejsnazším 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. I 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 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. 9

10 abulka 5: Rozdíly v empech růsu sekorových mezd (ranziivní země jsou v abulce označeny modrou plochou) Rozdíl v empech růsu mezd (neobch. obchod.) W W Růs podílu práce na produkci obch. sek. (%) Růs podílu práce na produkci neobch. sek. (%) Rozdíl v empech růsu sek. podílů práce (obch. neobchod.) (%) Období Ausrálie ,2 0,99-1,3-0,6-0,7 Belgie ,0 1,15-0,2-0,5 0,3 ČR ,5 0,94-0,6 2,7-3,3 Dánsko ,0 0,96-1,5-0,1-1,4 Finsko ,9 1,12-1,0-0,3-0,7 Iálie ,2 0,88-0,8-0,6-0,2 Japonsko ,1 1,01-0,4-0,6 0,2 Již. Korea ,3 1,11-0,4-0,6 0,2 Kanada ,4 1,12-1,1 0,0-1,1 Maďarsko ,3 0,88 0,2 0,3-0,1 Mexiko ,1 0,48-3,3-1,3-2,0 ěmecko ,2 1,13-0,3 0,1-0,4 izozemí ,7 1,10-0,5-0,5 0,0 ový Zéland ,5 1,01-0,7-0,1-0,6 Polsko ,1 0,96 0,0 1,1-1,1 Rakousko ,3 0,85 0,6 0,5 0,1 Řecko ,6 1,02-1,2-0,2-1,0 Slovensko ,2 0,88 0,0 0,7-0,7 Spojené sáy ,3 0,93-0,8 0,0-0,8 Španělsko ,3 0,97-0,4-0,6 0,2 Švédsko ,0 1,24 0,1 0,2-0,1 V. Briánie ,9 1,30 0,1 0,0 0,1 Arimeický (nevážený) průměr -0,18 1,00-0,64-0,07-0,57 Průměr bez zemí s nízkým důchodem -0,72 1,05-0,58-0,23-0,35 Pramen: OECD a výpočy ýmu makroekonomických analýz skupiny EWO Poznámka: urecko je vynecháno z původního vzorku zemí kvůli nedosaku da. Polská daa o průměrné produkiviě v zemědělsví se zdají bý nerealisicky nízká (méně než 1/7 produkce na pracovníka ve zbyku ekonomiky). o 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. icméně mezi úrovněmi sekorových mezd v jednolivých zemích jsou rozdíly, ale prakicky ve všech zemích se podíl W W pohybuje od 0,85 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 (-0,18% 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 v neobchodovaelném sekoru zaosává za růsem mezd v sekoru obchodovaelném. V průměru byl růs mezd v obchodovaelném sekoru o 0,7% ročně vyšší než v neobchodovaelném sekoru. I když časové řady jsou pro někeré země poměrně kráké a 10

11 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 20 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. oho si povšiml i Mihaljek (2002), kerý do srovnání navíc zařadil Slovinsko a Chorvasko (jeho daa však nebyla konsruována na základě kompenzací pro zaměsnance). o 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). oo se skuečně jeví jako kvaliaivní rozdíl oproi vyspělým zemím. aké 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. ao 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 (viz podíly W a W v abulce 5). abízí 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 (2000), 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. o 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 0,35% ročně). eno rozdíl však musíme hodnoi s oparnosí, proože je relaivně malý a zvolená meodologie výpoču podílu práce na produkci na něj může mí podsaný vliv. empo růsu členu ( 1 α ) ( 1 α ) v rozkladu P je negaivní a přispívá k zaosávání P za vývojem produkivi. o 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. 11

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 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. o 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. o 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 50%, 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 2000 již podíl práce na neobchodovaelném sekoru dosahoval 60%. Obrázek 3: Rozklad růsu relaivní ceny neobchodovaelných saků (v procenních bodech, průměrné roční změny) (a) Všechny ekonomické akiviy (b) Bez zemědělsví a veřejných služeb 3 Spolehlivá a srovnaelná daa o rozdělení důchodu mezi příjem práce a příjem kapiálu jsou dosupná pro ČR pouze do roku

13 8 8 6 (a) 6 (b) Rozdíl růsů produkiv i Rozdíl růsů produkiv i Příspěv ek sekorov ých mezd Příspěv ek sekorov ých mezd Příspěv ek sekorov ých podílů práce Příspěv ek sekorov ých podílů práce Průměrný růs rela. ceny neobch. saků Průměrný růs rela. ceny neobch. saků Pramen: OECD a výpočy ýmu makroekonomických analýz skupiny EWO Závěr Relaivní cena neobchodovaelných saků v ranziivních zemích je ovlivněna relaivní produkiviou, jak předpovídá BS model. a vzorku 23 zemí bylo povrzeno, že koeficien u relaivní produkiviy je menší než jedna (kolem 0,6 podle panelové regrese nebo 0,66 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. ranziivní 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. o čásečně vyvážilo jinak velký diferenciál v empech růsu produkivi, kerý ve sledovaném období dosahoval v průměru kolem 6% ročně. Lieraura: Balassa, B.: he Purchasing Power Pariy Docrine: A Reappraisal. Journal of Poliical Economy, č. 72, 1964, s Beneš, J., Klíma, M.: Czech Evidence. In Kovács, M. A. (ed.): On he Esimaed Size of he Balassa-Samuelson Effec in CEC5 Counries. Budapešť, BH, 2002, s Eger, B.: Invesigaing he Balassa-Samuelson Hypohesis in he ransiion. Economics of ransiion, č. 2, 2002, s Flek, V., Marková, L., Podpiera, J.: Secoral Produciviy and Real Exchange Rae Appreciaion: Much Ado Abou ohing? Finance a úvěr, č. 3-4, 2003, s Halpern, L., Wyplosz, C.: Equilibrium Exchange Raes in ransiion Economies. IMF Saff Papers, Vol. 44, č. 4, Halpern, L., Wyplosz, C.: Economic ransformaion and Real Exchange Raes in 2000s: he Balassa-Samuelson Connecion. U Economic Survey of Europe, č. 1, 2001, s

14 Jazbec, B.: Balassa-Samuelson Effec in ransiion Economies: he Case of Slovenia. William Davidson Insiue, 2002, Working Paper 507. Kovács, M. A. (ed.): On he Esimaed Size of he Balassa-Samuelson Effec in CEC5 Counries. Budapešť, BH, Working Paper 2002/5, Kovács, M., Simon, A.: Componens of he Real Exchange Rae in Hungary. aional Bank of Hungary, Working Paper o. 1998/3, Lojschová, A.: Esimaing he Impac of he Balassa-Samuelson Effec in ransiion Economies. Insiue for Advanced Sudies, Vídeň, Economics Series 140, Mihaljek, D.: he Balassa-Samuelson Effec in Cenral Europe: A Disaggregaed Analysis. 8 h Dubrovnik Economic Conference, Roher P.: he Impac of Produciviy differenials on Inflaion and Real Exchange Raes: An Esimaion of he Balassa-Samuelson Effec in Slovenia. IMF Saff Counry Repor o. 00/56, Samuelson, P. A.: heoreical oes on rade Problems. Review of Economics and Saisics, Vol. 46 (May), 1964, s