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

Transkript

1 1. Úvod Využií NAIRU k odhadu poenciálního produku a produkční mezery v České republice Vzhledem k omu, že poenciální výsup je považován za nejlepší indikáor kapaciy agregované nabídky a neinflačního růsu ekonomiky, všechny analýzy cyklického vývoje a predikce sřednědobého růsu vychází z předpokladů o vývoji poenciálního výsupu (K. Mc Morrowa a W. Roegera, 2001). Podle ěcho auorů koncep aké slouží k posouzení efekiviy makroekonomických a mikroekonomických reformních kroků. Na vážnosi koncep poenciálního růsu podle jejich názoru získal díky debaě o nové ekonomice a přijeí reformního procesu Lisabonské smlouvy. Podle K. Mc Morrowa a W. Roegera v cenru pozornosi výzkumu jsou aké způsoby měření poenciálního výsupu. Vzhledem k omu, že poenciální produk je nepozorovaelná proměnná auoři doporučují před samoným měřením diskuzi podsay použiého koncepu. K odhadu poenciálního produku je možno použí čisě saisické meody nebo plně ekonomerické analýzy. Analýzy poom vyžadují řadu arbirárních rozhodnuí akových jako je výběr paramerů, eoreických koncepů, specifikací a echnik odhadů. V přísupu produkční funkce, kerý vycházející z ekonomické eorie, poenciální hrubý domácí produk (dále HDP) je podle K. Mc Morrowa a W. Roegera reprezenován kombinací fakorů vsupů, násobených echnologickou úrovní nebo souhrnnou produkiviou fakorů (dále SPF). Cílem éo práce je zmapování vývoje poenciálního produku propočeného s pomocí Dvoufakorové Cobb-Douglasovy produkční funkce a produkční mezery. Dále se zaměříme na analýzu vývoje jednolivých fakorů produkční funkce a jejich příspěvku k vývoji poenciálního výsupu a mezery. Také se pokusíme idenifikova případný časový předsih někeré variany propoču poenciálního produku resp. mezery před osaními. Poenciální produk resp. mezera s ako vybranou varianou propoču plné/poencionální zaměsnanosí by nám mohla poskynou první signály o blížící se srukurální změny v ekonomice. V čási 2 je prezenován přehled eoreických východisek. V čási 3 jsou nasíněny meody odhadu poenciálního produku. V čási 4 se budeme zabýva aplikací na podmínky České ekonomiky. Závěrečné shrnuí výsledků analýzy obsahuje čás Teoreická východiska C. E. Walsh (1987) uvádí, že podle mnoha analyiků (včeně Milona Friedmana a Anny Schwarzové) hlavní příčinou cyklů v reálné ekonomické akiviě a míře inflace jsou flukuace ve vývoji měnových agregáů. Nicméně v poslední době podle C. E. Walshe rose význam eorií reálného hospodářského cyklu (dále RBC) zdůrazňujících, že nepeněžní fakory (např. růs populace, echnologické inovace a preference spořebielů) určují rend míry růsu reálné ekonomiky. V souvislosi s racionálním očekáváním J. J. F. Muh (1961) předložil následující hypoézu: "I should like o sugges ha expecaions, since hey are informed predicions of fuure evens, are essenially he same as he predicions of he relevan economic heory. A he

2 risk of confusing his purely descripive hypohesis wih a pronouncemen as o wha firms ough o do, we call such expecaions "raional". (Muh, sr. 316, 1961) J. J. F. Muh vrdí, že očekávání vývoje ekonomických proměnných z podsané čási vysvěluje změny v úrovni ekonomické akiviy. Nicméně způsob měření eorie flukuací na rhu nebo v ekonomice je kvůli chybějícímu vysvělení způsobu formování očekávání limiován. Podle J. J. F. Muha vorba kompleních dynamických modelů ekonomiky vyžaduje řadu formulací očekávání a sesavení cilivých predikci změn způsobu očekávání. V hlavních závěrech ze sudia da očekávání J. J. F. Muh říká, že průměry očekávání v průmyslu jsou přesnější než jednoduché modely a ak přesné jako komplikované sysémy rovnic. Dále uvádí, že uveřejňovaná očekávání podceňují skuečně realizovaný rozsah změn. F. E. Kydland a E. C. Presco (1982) ve své práci modifikovali sandardní model rovnovážného růsu. Tímo modelem dále vysvělili cyklické změny ve vybraných ekonomických časových řadách. Model byl kalibrován na čvrleních daech poválečné ekonomiky USA a vycházel z předpokladu, že k vyvoření nového produkčního kapiálu je pořeba více než jedno časové období a že užiková funkce umožňuje věší ineremporální subsiuci volného času. Auoři brali v úvahu zásupce nekonečně dlouho žijící domácnosi. Spořebielé oceňovali nejen spořebu ale aké volný čas. Součásí výrobní kapiálové zásoby jsou pouze dokončené kapiálové saky. F. E. Kydland a E. C. Presco používají při sudiu agregovaného chování invesic dvě základní echnologie. První vychází z neoklasické produkční funkce se vsupy práce a kapiálu. Alernaivní echnologie je echnologie volného přizpůsobování nákladů kapiálového zboží. Podle auorů eorie produkce domácnosi i empirické poznaky podporují časově nekonečnou užikovou funkci, kerá připouší věší ineremporální subsiuci volného času. Auoři dále předpokládají, že paramer echnologie podléhá sochasickému procesu. Na základě znalosí ekonomických proměnných jsou vořena rozhodování o poču nově zahájených invesičních projeků. K deerminaci rovnovážného procesu v modelu auoři využili poznaek, že konkurenční rovnováhy jsou Pareova opima. V prosředí jejich modelu Pareovo opimum je o, keré maximalizuje bohasví spořebiele podléhající echnologickým omezením a informační srukuře. 3. Meody odhadu poenciálního produku Podle K. Morrowa a W. Roegera (2001) procedury rozkládající makroekonomické časové řady na rend a cyklus jsou doprovázeny poížemi při hodnocení kvaliy výsledných odhadů. K překonání chybějící přímé pozorovaelnosi odhadovaných komponen K. Morrow a W. Roeger používají dekompoziční proces. Na základě předpokladů a několika echnických odchylek plynoucích z procedur odhadu poom auoři rozlišují dva obecné přísupy: saisické přísupy jsou využívány při analýzách časových řad (např. HP filr, Kalmanův filr, Beveridge Nelsonovy meody a Blanchardova a Quahova dekompozice); 2

3 ekonomické přísupy založené na eorii (meoda produkční funkce) exrahují cyklické komponeny z da na základě předpokladů o funkční formě produkční echnologie a o průměrné míře užiku produkčních fakorů. Podle Morrowa a Roegera je problém eliminace rendu z HDP přenesen k propoču rendu z produkčních vsupů. V případě, že se jedná o odhady fáze K. Morrow a W. Roeger udržují mezi ekonomickým a saisickým přísupem nezávislos. Podle auorů používání univariáních saisických filrů na vsupy míso na výsupy nebude generova odlišné odhady výsupu. Přísup produkční funkce může generova odlišné odhady poenciálu v případě použií alernaivní meody pro exrakci rendu vsupů. A. Basisha a CH. R. Nelson (2003) uvádí, že k dekompozici výsupu na rend a cyklus, keré odpovídají poenciálnímu výsupu a mezeře výsupu, exisuje subkaegorie saisických násrojů. První skupina saisických meod využívá vyhlazení na rend nebo cyklus. Druhá skupina nechává hovoři daa sama za sebe prosřednicvím modelu časových řad. Třeí skupina odhaduje cyklus ím, že pomocí filrů předdefinuje frekvence cyklu a jejich persisenci. Podle K. Morrowa a W. Roegera (2001) přísup produkční funkce využívá míso saisických předpokladů o vlasnosech rendu časových řad předpoklady vycházející z ekonomické eorie. Teno přísup se zaměřuje na nabídkový poenciál ekonomiky. Podle K. Morrowa a W. Roegera přednosí ohoo přísupu je přímé spojení s ekonomickou eorií. Nevýhodou je nezbynos předpokladů o funkční formě produkční echnologie, rendu echnického pokroku a užikovosi produkčních fakorů. K. Morrow a W. Roeger ve své práci navrhují použí varianu produkční funkce, kerá je používaná Evropskou komisí. Tao produkční funkce QUEST II je propočem změn rendu SPF s pomocí radičního ročního přísupu. Je zavedena běžně využívaná Cobb Douglasova specifikace. Z dalších ekonomických meod A. Basisha a CH. R. Nelson (2003) hovoří o meodě založené na agregované produkční funkci, kerá měří gap vzhledem k poenciálnímu výsupu. Pomocí éo CBO meody (Congressional Budge Office) se odhaduje poenciální výsup prosřednicvím modelu rozsáhlého mulisekorového růsu. Podle A. Basishy a CH. R. Nelsona spojení saisických a ekonomických meod zabránilo odhadování mulivariáních forem modelu s nepozorovaelnými proměnnými. Auoři zmiňují především bivariání model inflace a výsupu, ve kerém přechodná komponena výsupu je proměnná gapu v inflační rovnici. Bivariání model inflace a nezaměsnanosi lze aké použí k oddělení odhadu cyklických flukuací výsupu. 4. Aplikace na podmínky České ekonomiky V éo analýze byla k odhadu poenciálního produku aplikována produkční funkce (M. Hájek a V. Bezděk, 2000). Odečením ako odhadnuého poenciálního produku od skuečného HDP vznikla produkční mezera. 3

4 K odhadu poenciálního produku byla, sejně jako v případě práce M. Hájka a V. Bezděka, aplikována Dvoufakorová Cobb-Douglasova produkční funkce se SPF, j. s echnickým pokrokem: (1 ) Y L K A, (1) kde Y je reálný HDP, L práce, K zásoba fixního kapiálu, produku a A je SPF. je podíl práce na Po převedení na empa růsu M. Hájek a V. Bezděk získali Y Y ( L ) L (1 )( K ) K A, A (2) kde empo růsu reálného HDP kapiálu a SPF. Y Y se rovná váženému souču empa růsu práce, Paramer byl sejně jako v případě práce M. Hájka a V. Bezděka propočen jako podíl náhrad zaměsnanců na HDP. Fakor A byl získán z rovnice (1), ak že se od skuečného HDP odeče poče pracovníků (práce L ) a zásoby kapiálu ve sálých cenách ( K ). SPF ( A ) byl dále vyhlazen HP filrem, čímž vznikl rend vývoje SPF * A. Dosazením rendové SPF * A, zásoby kapiálu K a plné (poenciální) * zaměsnanosi L do produkční funkce (1) byl v souladu s prací M. Hájka a V. * Bezděka vypočen poenciální produk Y. HDP ve sálých cenách roku 2000 předsavuje, sejně jako v případě práce M. Hájka a V. Bezděka, časovou řadu publikovanou Českým saisickým úřadem (dále ČSÚ). Práce předsavuje fyzický průměrný poče pracovníků v civilním sekoru. V případě kapiálu se jedná o savy čisého fixního kapiálu k ve sálých cenách roku Proože jej ČSÚ publikuje v ročních národních účech, na čvrlení frekvenci je převeden s využiím čvrleních údajů o hrubé vorbě fixního kapiálu, o spořebě fixního kapiálu a o osaních změnách a přeceněních. Podíl práce byl po vzoru výše zmíněných auorů sanoven jako podíl náhrad zaměsnancům na HDP v běžných cenách za období 1. čvrleí 1995 až 3. čvrleí Souhrnná produkivia fakorů SPF v souladu s auory M. Hájkem a V. Bezděkem předsavuje reziduál A z produkční funkce (1). Dle auorů další možnosí je užií éže produkční funkce v A empovém varu (2), kde reziduálem je empo růsu SPF jako. A V období 1995 až 1996 bylo průměrné roční empo růsu SPF 1,2 %. V leech 1997 až 1999 (2. čvrleí) byl zaznamenán meziroční pokles v průměru o 3,3 %. V dalších dvou leech se jednalo o průměrný meziroční nárůs éo komponeny ve výši 2,1 %. 4

5 v % Období 4. čvrleí 2001 až 4. čvrleí 2002 bylo charakerisické návraem k meziročnímu poklesu SPF v průměrné výši 1,9 %. V poslední čási sledovaného období se SPF již jen meziročně zvyšovala. Průměrná hodnoa meziroční dynamiky růsu byla 3,0 %. Nejvyšší empo růsu bylo zaznamenáno ve 4. čvrleí 2005 (4,4 %). K získání rendu SPF byl, sejně jako v analýze M. Hájka a V. Bezděka, použi HP filr s vyhlazením Tako získaná rendová veličina spolu s plnou (poenciální) zaměsnanosí byla dosazena do produkční funkce (1), ak aby byl získán poenciální HDP. 4.2 Míra nezaměsnanosi neakcelerující inflaci Plná/poenciální zaměsnanos, sejně jako v případě M. Hájka a V. Bezděka, odpovídá různé přirozené míře nezaměsnanosi. V éo analýze se jedná o míru nezaměsnanosi neakcelerující inflaci, j. NAIRU. Úpravou skuečné zaměsnanosi o poče pracovníků plynoucích z rozdílu mezi skuečnou mírou nezaměsnanosi a NAIRU jsme získali, sejně jako auoři M. Hájek a V. Bezděk, plnou/poenciální zaměsnanos. V další čási posupně při propoču používáme pě varian NAIRU (E. Jašová, I/2009), čímž získáme alernaivní pohled na vývoj poenciálního produku a produkční mezery. Graf 1 NAIRU odhadnué Jednorovnicovým modelem, Break modelem, HP filrem a Kalmanovým filrem Skuečná míra nezaměsnanosi Jednorovnicový model Break model HP- filer Kalmanův filr (0,6) Kalmanův filr (1) / / / /08 Období Zdroj: Vlasní propoče na podkladě údajů Českého saisického úřadu, Minisersva práce a sociálních věcí a České národní banky. První varianou analýzy vzahu mezi mírou nezaměsnanosí a inflací je Jednorovnicový model, kerý odhadl pro celé sledované období pouze jednu hodnou NAIRU. Podle Mc Adama a Mc Morrowa (1999) vůdčí sysém pro odhad NAIRU vznikl z definice, že se jedná o hodnou nezaměsnanosi, kerá je konzisenní se sálými očekáváními vzah PC rozšířené o očekávání. Nejobvyklejší je podle ěcho auorů vyjádření rojúhelníkovou meodou (aké někdy Gordonův 5

6 rámec), kerá posuluje závislos na rojici fakorů: inflačním očekávání, popávkových podmínkách zasoupenými mezerou nezaměsnanosi a nabídkových šocích. Sandardní model pro inflaci poom může bý psán jako (J. S. Sekhon, 1999) e ( u u ) X, (1) e kde je odhad skuečné míry inflace, je očekávaná míra inflace, u je míra nezaměsnanosi, u je NAIRU, X obsahuje další regresory určené ke konrole nabídkových šoků (např. se jedná o měnový kurz, dovozní ceny a nebo aké o cenu ropy) a je chybový člen. Podobně jako v případě dalších auorů i J. S. Sekhon dále použil model náhodné e procházky pro inflační očekávání. V případě, že 1 poom plaí, že e. Tudíž u ) X ( u. (2) Rovnice 2 zanedbává možnos sériové korelace chybového členu. Proo se obvykle dále odhaduje následující auokorelační specifikace: ( 1 L )( u u ) ( L) ( L) X e, (3) kde L je operáor zpoždění, (L), (L) a y(l) jsou zpožděné polynomy a e je sériově nekorelovaný chybový člen. Rovnici 3 je ěžké odhadnou vzhledem k nelineariě paramerů. Jesliže se NAIRU nemění v čase, rovnice 3 může bý přepsaná do varu, kerý je snadno odhadnuelný meodou nejmenších čverců (dále MNČ): ( 1 L ) u ( L) ( L) X e. (4) J. S. Sekhon odhad NAIRU poom získá ako: NAIRU, (5) (1) kde ( 1) p i 1 i. Pro česká daa byla z výše uvedené regrese podle vzorce (5) odhadnua hodnoa NAIRU pro celé sledované období ve výši 9,7 %. NAIRU se po věší čás období nacházelo vysoko nad skuečnou mírou nezaměsnanosi. Směrnice přímky je klasicky záporná (-1,1). Druhou varianou propoču NAIRU je Break model (S. Fabiani a R. Mesre, 2000). Nechť B ( B 1,..., B n ) je sada dummy proměnných, kde B i 1 když i 1 i a B i 0. Poom, podle Break modelu, NAIRU může bý zapsáno jako u ' B, kde je I-vekor neznámých koeficienů. Zadáním zlomových da i, koeficieny jsou odhadnuy s použiím specifikace ' B 1 (ak B (1) ). Rovnice PC (4) je přepsána jako: 6

7 ' B ( L) u ( L) y( L) X e, (6) kde je proměnná defláoru spořeby, u je proměnná míry nezaměsnanosi a X další závislé proměnné. Break model odhadl dva zlomové body ve vývoji NAIRU. První umísil do 4. čvrleí 1999 a druhý do 4. čvrleí Hisorie vzahu mezi nezaměsnanosí a defláorem spořeby domácnosí byla rozdělena do čyř časových období. Break model celkem edy pro sledovaný časový inerval odhadl čyři hodnoy NAIRU (3,6 %, 9,3 %, 8,9 % a 8,0 %). Odhadnuá NAIRU již cilivěji kopírovala vývoj skuečné míry nezaměsnanosi. Směrnice přímky ve všech časových obdobích byly záporné. Nejvěší subsiuovaelnos inflace nezaměsnanosí byla prokázána ve řeím období, j. v časovém inervalu od 3. čvrleí 2003 do 4. čvrleí 2004, kdy směrnice přímky činila 4,9. Třeí varianou idenifikace NAIRU je HP filr (S. Fabiani a R. Mesre, 2000). V éo analýze byla pro získání rendu použia obecně doporučovaná hodnou vyhlazení (jedná se o kvarální daa od roku 1993). Pro odsranění problémů spojených se začákem a koncem časové řady, byla použia predikce míry nezaměsnanosi do konce roku Tao meoda odhadovala hodnoy NAIRU pohybující se v inervalu od cca 2,0 do 8,8 %. Skuečná míra nezaměsnanosi se od 2. čvrleí 1995 do 3. čvrleí 1998, od 2. čvrleí 2001 do 2. čvrleí 2003 a v období od 4. čvrleí 2006 do 3. čvrleí 2008 nacházela pod přirozenou mírou nezaměsnanosi, j. v cca polovině sledovaného období. Čvrou varianou odhadu NAIRU je Kalmanův filr (Richardson, Boone, Giorno, Meacci, Rae a Turner, 2000). V základní formaci se předpokládá, že NAIRU je konsanní. V éo analýze je však považováno za nezbyné prověření možnosi, že NAIRU se měnilo v průběhu času. Pro rovnici PC je důležié, že plaí: ( L ) u ( L) 1 y( L) X e (4) 2 u, E 0, var( ). u 1 Předpoklad v éo čási analýzy je založen na skuečnosi, že NAIRU je specifikováno jako náhodná procházka v reakci na šoky. Rovnice jsou ve formě popisující sacionární sav. Zvolíme jako libovolnou hodnou reflekující v čase proměnlivé NAIRU. Přísup v éo analýze vychází z prezenace řady alernaivních NAIRU založených na lišící se variabiliě. Alernaivní NAIRU vznikla s využiím = 0,6 a 1,0. V lierauře je preferovaný výběr 0,2, kerý dovoluje malá kolísání v odhadech NAIRU a ím se vyvaruje velkým skokům vyhlazeného odhadu NAIRU. Tao analýza naopak ve snaze popsa i nesabilní období akivně využívá i vyšší hodnoy, čímž zajisí proložení více nesálé nezaměsnanosi v ranziivním prosředí. 7

8 Hodnoy NAIRU při vyhlazení 0,6 se nacházely v inervalu od - 1,1 do + 13,4 % a pro vyhlazení 1,0 v inervalu od - 1,9 do + 13,9 %. Profil obou dvou řad odhadnuého NAIRU byl velice podobný. NAIRU generované ouo meodou (jak s vyhlazením 0,6, ak s vyhlazením 1,0) nejprve procházelo zápornými hodnoami, a o až do 4. čvrleí Zde byl vidielný efek makroekonomických urbulencí z roku V dalším období až do 4. čvrleí 2001 NAIRU urychleně soupalo pro obě vyhlazení a dosalo se vysoko nad skuečnou míru nezaměsnanosi. Od 1. čvrleí 2002 došlo k poklesu hodnoy NAIRU a k jejímu přibližování ke skuečné míře nezaměsnanosi. V případě vyhlazení 0,6 se pád NAIRU zasavil ve 3. čvrleí 2003 na hodnoě 9,5 %. NAIRU s vyhlazením 1,0 dokonce pronulo úroveň skuečné míry nezaměsnanosi ze shora a dále klesalo až na hodnou 8,0 % ve 3. čvrleí V následujícím roce se NAIRU (dle obou vyhlazení) opě pohybovalo nad skuečnou mírou nezaměsnanosi. V roce 2005 se dle éo meody rh práce nacházel ve fázi recese. Od roku 2006 až do konce sledovaného období NAIRU již jen převyšovalo skuečnou míru nezaměsnanosi. Nejvyšší hodnoa NAIRU byla odhadnua pro 3. čvrleí V případě vyhlazení 0,6 se jednalo o hodnou 13,4 % a po použií 1,0 o bylo 13,9 %. Velikos převisu NAIRU nad skuečnou mírou nezaměsnanosí v omo čvrleí (8,1 p.b., resp. 8,6 p.b.), kerý lze přirovna k hodnoám z konce roku 1999 (zde převýšila skuečná míra nezaměsnanosi NAIRU o 8,4 p.b., resp 9,9 p.b.), naznačila příomnos nesabilního prosředí a očekávání velkých srukurálních posunů v ekonomice v následujícím období. Zaímco koncem roku 1999 srukurální změny lze vysvěli makroekonomickými ransformačními urbulencemi v české ekonomice, důvodem posunů na přelomu le 2008 a 2009 může bý vliv globální finanční a ekonomické recese. V páé varianě bylo využio zprůměrňování hodno NAIRU odhadnuých celou sadou meod. Z propoču je parný rosoucí rend průměrné hodnoy NAIRU v celém sledovaném období. Tako propočené NAIRU se nejdříve pozvolna zvyšuje až na hodnou 5,5 % ve 4. čvrleí Následující pokles vyvrcholil ve 3. čvrleí 1999, kdy byla zaznamenána jeho nejnižší hodnoa v celém sledovaném období (3,0 %). Dále následovalo dlouhé období nepřeržiého zvyšování, keré vyvrcholilo lokálním maximem ve 4. čvrleí 2004 (9,5 %). Další období (1. čvrleí 2005 až 3. čvrleí 2007) je charakerisické pohybem NAIRU v inervalu od 8,0 do 9,0 %. Od 4. čvrleí 2007 hodnoa NAIRU výrazně akcelerovala, v posledním sledovaném období (3. čvrleí 2008) dosáhla 10,0 %. 4.3 Poenciální produk a produkční mezera dle jednolivých varian odhadu NAIRU Z níže uvedeného grafu je parné, že poenciální produk (průměrná hodnoa - 5. variana) do roku 1999 meziročně rosl v průměru o 2,7 %. V roce 2000 následovala meziroční sagnace na úrovni minulého roku. Při bližším hodnocení jednolivých čvrleí v roce 2000 zjisíme, že poenciální produk v první polovině roku meziročně klesal (v 1. čvrleí o bylo - 1,1 % a ve druhém -0,2 %). Jedinou meodou, kerá odhalila uo srukurální změnu v ekonomice byl Break model s jehož aplikací byl odhadnu meziroční pokles poenciálního produku o 1,7 %. Důvody ohoo vývoje lze spařova v makroekonomických ransformačních urbulencích v české ekonomice, 8

9 mzr. změny v % keré zasáhly především rh práce (plná resp. poenciální zaměsnanos v roce 2000 meziročně poklesla o 2,6 %). V dalším období se dynamika poenciálního produku výrazně zvýšila. Průměrný meziroční růs v období od 2002 do 2007 činil 4,4 %. Při pohledu na jednolivé variany je zřejmá výrazná odchylka v meziroční dynamice růsu od průměru v případě variany s Kalmanovým filrem, kerý v někerých obdobích roku 2004 odhaduje éměř nulový růs poenciálního produku. Důvodem ohoo vývoje byl opě především rh práce (plná resp. poenciální zaměsnanos v roce 2004 meziročně poklesla o 1,3 %). V období posledních ří čvrleí 2008 průměrná hodnoa odhadovaného poenciálního produku činila sále ješě 4,3 %. Nejvyšší odhad poskyla variana s HP filrem a Break modelem (4,8 %) a naopak nejnižší s Kalmanovým filrem (3,5 %). Důvodem snížení dynamiky proi období s nejpříznivějším vývojem byl především přechod k meziročnímu poklesu poenciální zaměsnanosi (o 0,6 %) a snížení meziroční dynamiky růsu SPF na 1,7 %) v souvislosi s finanční a ekonomickou krizí. Graf 2 Vývoj poenciálního produku dle jednolivých varian odhadu NAIRU Kalmanův filr (0,6) Break model Průměr z modelů HP filr Jednorovnicový model / / / / Období Zdroj: Vlasní propoče na podkladě údajů Českého saisického úřadu, Minisersva práce a sociálních věcí a České národní banky. V podsaném poklesu meziročního empa růsu poenciálního produku od roku 2006 se odráží především zpomalení růsu rendové SPF. Teno fakor, kerý se ješě v roce 2005 podílel 2,9 p.b. na empu růsu poenciálního produku, pravidelně snižoval svůj podíl až na 2,3 p.b. v roce V období prvních ří čvrleí roku 2008 podíl SPF byl již jen 1,7 p.b. Podíl zaměsnanosi na meziročním růsu poenciálního produku dokonce přešel z nulového příspěvku k jeho růsu v roce 2007 v lak na jeho snížení (- 0,6 p.b.) v období prvních ří čvrleí roku Podíl čisého fixního kapiálu v roce 2006 činil 3,6 p.b. a po přechodném snížení v roce 2007 (3,5 p.b.) se v roce 2008 dokonce zvýšil. 9

10 v p.b. Graf 3 Příspěvek k empu růsu poenciálního produku (5. variana odhadu NAIRU) SPF Zaměsnaní v NH Čisý fixní kapiál / / / / Období Zdroj: Vlasní propoče na podkladě údajů Českého saisického úřadu, Minisersva práce a sociálních věcí a České národní banky. Srovnání výsledků propočů produkční mezery podle jednolivých meod bylo provedeno jednak průřezově, j. jak se yo výsledky lišily v jednolivých leech a jednak v dynamice, j. zda poskyly shodné rendy. Rozpěí mezi zjišěnými produkčními mezerami podle jednolivých varian bylo nejvěší v leech 1998 a 2005, a o 3,3 p.b. V leech 1999, 2000, 2002 a 2004 bylo již nižší a pohybovalo se od 2,7 do 2,0 p.b. V prvních řech čvrleích 2008 rozpěí mezi produkčními mezerami činilo již jen 1,5 p.b. Velikosí produkční mezery se od osaních nejvíce odlišovala variana s Kalmanovým filrem. Jedná se především o období 1998, 1999, 2004 a 2005, kdy odchylka od průměru byla 2,8 p.b. Dále následoval odhad produkční mezery dle Break modelu v roce 2000 (odchylka od průměru činila 2,4 p.b.). Z hlediska rendu vývoje produkční mezery poskyly použié meody celkem shodné výsledky (výjimku vořily roky 2001, 2005 a 2008). Produkční mezera přešla z kladných hodno z počáku zkoumaného období k záporným hodnoám, keré pokryly období od roku 1997 do roku V omo období česká ekonomika procházela srukurálními změnami, keré vyvolaly makroekonomické ransformační urbulence ve fakoru SPF (roky 1997 a 1998) a zaměsnanosi (roky 1997 až 1999). V následujících dvou leech se nacházel skuečný produk nad svým poenciálem. V roce 2002 bylo idenifikováno jednoleé období fáze recese, kdy záporná mezera činila 2,7 p.b. a byla způsobená negaivním vývojem ve fakoru SPF (záporná mezera byla 3,0 p.b.). Opačným směrem se vyvíjel v omo roce rh práce, kerý kompenzoval negaivní vliv osaních fakorů. Od roku 2003 do roku 2007 převyšoval skuečný produk svůj poenciál. Kladná mezera činila v omo období v průměru 1,1 p.b. V 1. čvrleí 2008 se v důsledku globální finanční a ekonomické krize kladná mezera snížila na 0,4 p.b. Propoče produkční mezery s odhadem NAIRU dle HP filru již ale signalizoval pro oo čvrleí mírnou zápornou mezeru (- 0,3 p.b.). I když ve 2. čvrleí 10

11 v p.b. byla zaznamenána nulová produkční mezera, fázi recese naznačovaly aké Jednorovnicový model a Break model. Ve 3. čvrleí, kdy celková záporná mezera činila 0,6 p.b., již nevybočoval ani Kalmanův filr (odhadoval převis poenciálního produku nad skuečným výsupem ve výši 0,1 p.b.). Z jednolivých fakorů poziivně ovlivňovala mezeru výsupu pouze zaměsnanos. SPF a fakor čisého fixního kapiálu ji sále více prohlubovaly. Graf 4 Vývoj produkční mezery dle jednolivých varian odhadu NAIRU Break model HP filr Kalmanův filr (0,6) Průměr z modelů Jednorovnicový model /98 1/99 1/00 1/01 1/02 1/03 1/04 1/05 1/06 1/07 1/08 Období Zdroj: Vlasní propoče na podkladě údajů Českého saisického úřadu, Minisersva práce a sociálních věcí a České národní banky. K převisu skuečného produku nad poenciálem z počáku zkoumaného období přispěly pouze SPF a zaměsnanos. V následujícím období recese (1997 až 1999) naopak pouze čisý fixní kapiál zabránil vyvoření věší záporné mezery poenciálního produku. V leech 2000 a 2001, kdy se skuečný produk nacházel nad svým poenciálem, byla dosažena kladná mezera ve všech čvrleích pouze v případě fakoru zaměsnanosi. Fakor čisého fixního kapiálu po celé dvouleé období a fakor SPF k jeho konci vykazovaly zápornou mezeru. K posledně idenifikované záporné mezeře poenciálního produku (rok 2002) ve výši 2,8 p.b. přispěla SPF 3,1 p.b. a čisý fixní kapiále ve výši 0,4 p.b. V následujícím období konjunkury (do roku 2007) kladnou mezeru vykazoval fakor SPF a kromě dvou období aké fakor zaměsnanosi. V období prvních ří čvrleí 2008 k vyčerpání kladné mezery přispělo další zhoršování ve vývoji fakorů SPF a čisého fixního kapiálu. Fakor zaměsnanosi zvýšil příspěvek k mezeře produku z roku 2007 ve výši 2,0 p.b. na 2,3 p.b. 11

12 v p.b. Graf 5 Podíl na vyvořené produkční mezeře (5. variana odhadu NAIRU) SPF Zaměsnanos v NH Čisý fixní kapiál /98 1/99 1/00 1/01 1/02 1/03 1/04 1/05 1/06 1/07 1/08 Období Zdroj: Vlasní propoče na podkladě údajů Českého saisického úřadu, Minisersva práce a sociálních věcí a České národní banky. 5. Závěr V omo článku je k odhadu poenciálního (rendového) produku aplikována Dvoufakorová Cobb-Douglasova produkční funkce. K rozšíření pohledu na vývoj poenciálního produku byly do produkční funkce vkládány různé variany propoču plné/poenciální zaměsnanosi. Zjišěný poenciální produk je pak použi pro výpoče několika varian produkční mezery. Z provedené analýzy vyplývá, že poenciální produk (průměrná hodnoa - 5. variana) do roku 1999 meziročně rosl v průměru o 2,7 %. V roce 2000 následovala meziroční sagnace na úrovni minulého roku. Při bližším hodnocení jednolivých čvrleí v roce 2000 zjisíme, že poenciální produk v první polovině roku dokonce meziročně klesal. V dalším období (2002 až 2007) se dynamika poenciálního produku výrazně zvýšila. Z analýzy je zřejmá výrazná odchylka v meziroční dynamice růsu od průměru v případě variany s Kalmanovým filrem, kerý v někerých obdobích roku 2004 odhadl éměř nulový růs poenciálního produku. Důvodem ohoo vývoje byl opě především rh práce. V období prvních ří čvrleí 2008 průměrná hodnoa odhadovaného poenciálního produku činila sále ješě 4,3 %. Nejvyšší odhad poskyla variana s HP filrem a Break modelem a naopak nejnižší s Kalmanovým filrem. Důvodem snížení dynamiky proi období s nejpříznivějším vývojem byl především přechod k meziročnímu poklesu poenciální zaměsnanosi a snížení meziroční dynamiky růsu SPF v souvislosi s finanční a ekonomickou krizí. Produkční mezera přešla z kladných hodno z počáku zkoumaného období k záporným hodnoám, keré pokryly období od roku 1997 do roku V omo období česká ekonomika procházela srukurálními změnami, keré vyvolaly makroekonomické ransformační urbulence ve fakoru SPF (roky 1997 a 1998) a v zaměsnanosi (roky 1997 až 1999). 12

13 V následujících dvou leech se nacházel skuečný produk nad svým poenciálem. V roce 2002 bylo idenifikováno jednoleé období fáze recese, kerá byla způsobená negaivním vývojem ve fakoru SPF. Opačným směrem se vyvíjel v omo roce rh práce, kerý kompenzoval negaivní vliv osaních fakorů. Od roku 2003 do roku 2007 převyšoval skuečný produk svůj poenciál. V 1. čvrleí 2008 se v důsledku globální finanční a ekonomické krize kladná mezera snížila na 0,4 p.b. Propoče produkční mezery s odhadem NAIRU dle HP filru již ale signalizoval pro oo čvrleí mírnou zápornou mezeru. I když ve 2. čvrleí byla zaznamenána nulová produkční mezera, fázi recese naznačovaly aké Jednorovnicový model a Break model. Ve 3. čvrleí, kdy celková záporná mezera činila 0,6 p.b., již převis poenciálního produku nad skuečným výsupem povrzoval i Kalmanův filr. Z jednolivých fakorů poziivně ovlivňovala mezeru výsupu pouze zaměsnanos. Z jednolivých fakorů poziivně ovlivňovala mezeru výsupu pouze zaměsnanos. SPF a fakor čisého fixního kapiálu ji sále více prohlubovaly. Lieraura ADAM, P. MORROW, K. (1999): The NAIRU Concep Measuremen uncerainies, hyseresis and economic policy role. European Economy Economic Papers 136, Commission of he EC (DG ECFIN). BASISTHA, A.; NELSON, CH. R. December New Measures of he Oupu Gap Based on he Forward-Looking New Keynesian Phillips Curve. Wes Virginia Universiy a Universiy of Washingon, 3-5. FABIANI, S.; MESTRE, R. March Alernaive measures of he NAIRU in he euro area: esimaes and assessmen. ECB WP. HÁJEK, M.; BEZD2K, V Odhad poenciálního produku a produkční mezery v ČR. ČNB VP. JAŠOVÁ, E. I/2009. Podobnosi a rozdíly ve vývoji míry nezaměsnanosi neakcelerující inflaci a hospodářského cyklu ve vybraných sředoevropských zemích do roku Současná Evropa. Cenrum evropských sudií VŠE Praha, Praha, ISSN KYDLAND, F.E.; PRESCOTT, E.C Time o Build and Aggregae Flucuaions. Economerica 50: MORROW MC, K.; ROEGER, W. April Poenial Oupu: Measuremen Mehods, "New" Economy Influences and Scenarios for A Comparison of he EU15 and he US. Economic and Financial Affairs (ECFIN) of he European Commission, No. 150, MUTH, J.F Raional Expecaions and he Theory of Price Movemens. Economerica 29, pp RICHARDSON, P.; BOONE, L.; GIORNO, C.; MEACCI, M.; RAE, D.; TURNER, D The concep, policy use and measuremen of srucural unemploymen: esimaing a ime varying NAIRU across 21 OECD counries. OECD WP, SEKHON, J. S Esimaion of he Naural Rae of Unemploymen: 1955: :12. Harvard Universiy. WALSH, C.E Real Business Cycle. FRBSF Weekly Leer. Federal Reserve Bank of San Francisco. 13