Zima 5 Výzkumná práce Peníze a hospodářský růs: Jaký je mezi nimi vzah? Makroekonomický vývoj 15 Akuální makroekonomický vývoj České republiky 33 Prognóza ekonomických ukazaelů České republiky Zima 5-1 -
Výzkumná práce Peníze a hospodářský růs: Jaký je mezi nimi vzah? Úvod Moneární ekonomie se zabývá zkoumáním vzahů a vzájemných souvislosí mezi měnovými agregáy, úrokovými sazbami, cenami a reálným vývojem ekonomiky. Výchozím bodem naší analýzy vzahu mezi penězi a hospodářským růsem bude sručné shrnuí dosavadních základních poznaků o vzazích mezi veličinami, jenž jsou v popředí zájmu moneární ekonomie. McCandless a Weber (1995) provedli obsáhlé shrnuí základních dlouhodobých vzahů a závislosí veličin moneární ekonomie. V popředí jejich zájmu bylo zkoumání zejména dlouhodobých vzahů mezi průměrnou mírou inflace, průměrným empem růsu jednolivých měnových agregáů a průměrným růsem reálného HDP v rámci jimi vybraného vzorku zemí. Jejich empirická zjišění vykazovala naolik silnou saisickou významnos a zároveň i podobnos mezi jednolivými zeměmi, že vysledované vzahy nelze považova za výsledek specifickým rysů jednolivých zemí zahrnuých do výzkumu, ale je možno je považova za obecnější kauzální vzahy fungující v moneární ekonomii. Za hlavní závěry prezenované ciovanými auory lze považova následující dvě vrzení. První vrzení říká, že korelační koeficien mezi mírou inflace a empem růsu měnové zásoby je éměř jedna. Teno silný a kladný vzah mezi vývojem měnové zásoby a inflací byl povrzen i mnoha dalšími sudiemi, např. Lucas (198), Geweke (1986), Rolnick a Weber (199), Hall a Taylor (1997). Vysledovaná korelace mezi ěmio dvěma veličinami časo bývá považována za povrzení vzahů odvozených z kvaniaivní eorie rovnice peněz: změna empa růsu nabídky peněz vede ke sejné změně v růsu cen (Lucas, 198). Nicméně ao zjišěná vysoká korelace ješě nic neříká o směru kauzaliy vývoje obou proměnných. Pokud země provádí měnovou poliiku, v níž je vývoj měnové zásoby sanoven exogenně, ak poom zjišěná vysoká korelace mezi vývojem měnové zásoby a inflací může bý považována za určiý důkaz, že zvýšení měnové zásoby způsobuje růs inflace. Oproi omu v siuaci, kdy vývoj měnové zásoby není sanovován exogenně, ak vysoká míra korelace mezi vývojem inflace a měnovou zásobou pouze říká, že cenrální banka přizpůsobila vývoj měnové zásoby vývoji inflace, jenž byla způsobena jinými fakory než růsem měnové zásoby. Druhé vrzení prezenované McCandlessem a Weberem je, že neexisuje žádná jednoznačná korelace ani mezi vývojem měnové zásoby a reálným hospodářským růsem a ani mezi vývojem inflace a reálným hospodářským růsem. Ciovaní auoři ukázali, že exisuje mnoho zemí s nízkým růsem měnové zásoby, nízkou inflací a nízkým hospodářským růsem, ale zároveň je i mnoho zemí s vysokým růsem měnové zásoby, vysokou inflací a nízkým hospodářským růsem. Zároveň lze naléz i mnoho zemí s odlišnými kombinacemi uvedeného vývoje měnové zásoby, inflace a HDP. Empirická verifikace výše uvedených vzahů moneární ekonomie je důležiá z oho důvodu, že nám umožní posoudi, do jaké míry eoreické modely reflekují skuečný vývoj ekonomiky. Předměem naší analýzy bude snaha zjisi, jak měnová poliika ovlivňuje reálný hospodářský vývoj v období několika čvrleí, j. v relaivně krákém období. Krákodobé dynamické vzahy mezi penězi a hospodářským růsem oiž reflekují nejenom reakci vývoje hospodářsví na vývoj peněz a šoků, ale naopak i reakci vývoje peněz na vývoj hospodářsví a šoků. Z ěcho důvodů krákodobé vzahy (korelace) mezi vývojem nabídky peněz, inflací a hospodářským růsem jsou mezi zeměmi výrazně odlišné. Tao odlišnos pramení nejenom ze specifickým podmínek jednolivých zemí, ale i z důvodů odlišných měnových poliik jednolivých zemí a jejich rozdílných reakcí na různé šoky. Předměem naší analýzy bude vzah mezi penězi (měnovou poliikou) a hospodářským růsem v České republice za období 1996-. Grangerův vzah kauzaliy Jedním z prvních pokusů empiricky kvanifikova vliv peněz na vývoj ekonomiky byl realizován Friedmanem a Mieselmanem (1963). Jejich primárním cílem bylo zjisi, zdali na vývoj nominálního produku má významnější vliv měnová či fiskální poliika. Za ímo účelem provedli odhad rovnice: Zima 5 - -
y n y + p = n = y + i= i a A i + bm i i= i + c z i i= i +ε rov. 1 n kde y předsavuje logarimus nominálního produku, jenž je roven souču logarimu reálného produku a cenové hladiny; A reprezenuje auonomní veřejné výdaje, m je měnový agregá a z reprezenuje vekor dalších proměnných, jenž jsou relevanní pro vysvělení flukuací nominálního produku. Friedman a Mieselman zjisili saisicky významnou a výrazně silnější vazbu mezi penězi a produkem než mezi auonomními veřejnými výdaji a produkem. Avšak vzhledem k omu, že závisle proměnnou je nominální důchod, ak eno přísup neumožňuje idenifikova, do jaké míry je růs nominálního produku vyvolaný růsem peněz rozdělen na růs reálného produku a růs cenové hladiny. Nicméně podobné regresní analýzy avšak již pracující s reálným produkem byly používány k empirické verifikaci námi zkoumaného vzahu peněz a hospodářského růsu. Významný příspěvek k výzkumu reálných dopadů vývoje peněz byl prezenován v práci Simse (197), jenž do esovaného vzahu peněz a reálného důchodu implemenoval Grangerův es kauzaliy. V duchu ohoo esu proměnná peníze (money) ovlivňuje proměnnou reálný produk (oupu) pouze ehdy, když přidání zpožděných hodno proměnné peníze výrazně zlepší model predikce produku, jenž doposud byl vysvělován pouze svými zpožděnými hodnoami. Jinak řečeno esování, zdali peníze ovlivňují hospodářský růs v duchu Grangerového vzahu kauzaliy, znamená esova, zdali koeficieny b i v rovnici se rovnají nule. Rovnice lze zapsa ve varu: oupu = cons + + i= 1 i b money i + i= 1 i= 1 a oupu i c z i i + e i + rov. přičemž při odhadu éo rovnice je nuné vzí v úvahu možnou exisenci rendů jednolivých proměnných, výběr délky zpoždění a vekor dalších proměnných, jenž je v rovnici reprezenován proměnnou z. Sims ve své ciované práci použil úroveň nominálního hrubého národního produku USA a úroveň měnové báze i peněžního agregáu M1. Sims zjisil, že peníze v duchu Grangerova vzahu kauzaliy ovlivňují nominální hrubý národní produk. Minulý vývoj peněz ak pomáhá predikova budoucí vývoj nominálního produku USA. Avšak ve svém pozdějším výzkumu Sims (198) zjisil, že při použií dalších vysvělujících proměnných (konkréně logarimu cenové hladiny a úrokových sazeb) kauzální vzah peněz a hospodářského růsu (enokrá měřeno indexem reálné průmyslové produkce) je výrazně oslaben. Too zjišění naznačuje, že Grangerův vzah kauzaliy je mimo jiné závislý i na specifikaci vekoru dalších proměnných z. Eichenbaum a Singleon (1986) navíc ukázali, že zkoumaný vzah peněz a hospodářského růsu je výrazně ovlivněn i ím, zdali eno vzah je zkoumán mezi úrovňovými řadami, jenž časo obsahují rend, anebo mezi diferencovanými časovými řadami, jenž jsou naopak rendu zbavené. velká čás české lieraury se zabývala výzkumem vzahů mezi penězi a hospodářským růsem. Jednu z nejzajímavějších diskusí v éo oblasi přinesly saě V. záka a A. Bulíře (viz zák, 1995 a 1997, Bulíř 1996 a 1997). zák provedl několik esů Grangerového vzahu kauzaliy mezi proměnnými, jenž jsou v popředí zájmů moneárních ekonomů. Nicméně zák použil nominální časové řady, jenž vykazovaly rend a udíž yo časové řady byly nesacionární. Výsledky ak mohly bý saisicky vychýlené. Abychom se v našem výzkumu vyhnuli omuo problému, ak jsme se na námi použiých sezóně očišěných časových řadách nejprve oesovali jejich sacionariu a následně do výzkumu použili pouze sacionární časové řady. Navíc Grangerův es kauzaliy jsme provedli pouze na časových řadách s reálnými veličinami, j. na vývoji reálného hrubého domácího produku (GDP) a vývoji reálné nabídky peněz (M) reprezenované vývojem měnového agregáu M deflovaného indexem spořebielských cen. Námi aplikovaný Grangerův vzah kauzaliy je popsán následujícími dvěma rovnicemi: GDP j j = + + cons igdp i i i= 1 i= 1 α β M rov. 3 j j = + + cons im i i i= 1 i= 1 i M β GDP α rov. i Jak jsme již výše uvedli, před provedením esu Grangerova vzahu kauzaliy bylo nuné zjisi supeň inegrace použiých časových řad, j. ověři sacionariu časových řad. V následující čási sudie budeme používa nejenom časové řady reálného hrubého domácího produku a reálné nabídky peněz (zásoby peněz), ale i reálné úrokové míry, Zima 5-3 -
reálného měnového kurzu a reálného přílivu přímých zahraničních invesic. Tesy sacionariy jsme proo provedli u všech časových řad hned najednou. K omuo účelu byl použi rozšířený Dickeyův-Fullerův es (ADF es) příomnosi jednokového kořene. Sacionaria časových řad pro provedení Grangerova esu kauzaliy je vyžadována z oho důvodu, že v dlouhém období žádná proměnná, jenž se permanenně sochasicky odchyluje od své sřední hodnoy, nemůže bý korelována s jinou proměnnou, jenž naopak konverguje ke své sřední hodnoě. Námi provedený ADF es naznačoval, že všechny námi použié časové řady jsou inegrovány supně jedna, j. jejich první diference jsou sacionární. Na základě ohoo zjišění jsme dále v celé naší analýze pracovali pouze s prvními diferencemi proměnných. Grangerův es kauzaliy byl proveden na vzorku da dvou období. První vzorek obsahoval daa za období 1. čvrleí 1996 až. čvrleí. Druhý vzorek předsavoval období od 1. čvrleí 1998 do. čvrleí. Použií druhého vzorku s kraším obdobím se opíralo o dva důvody. Prvním důvodem bylo, že na začáku roku 1998 Česká národní banka (ČNB) změnila svůj dosavadní způsob provádění měnové poliiky, když zavedla program cílování inflace. Druhým důvodem bylo, že první, delší vzorek da zahrnuje i období měnové krize, k níž v České republice došlo v kvěnu 1997. Výsledky empirického esu Grangerova vzahu kauzaliy jsou prezenovány v abulkách 1 a. Tabulka 1: Grangerův es kauzaliy mezi penězi a hospodářským růsem (období 1996: :; čyři zpoždění) Nulová hypoéza: F-saisika Hladina významnosi M neovlivňuje GDP,178,1361 Nezamínuo GDP neovlivňuje M,93391,6 Zamínuo Tabulka : Grangerův es kauzaliy mezi penězi a hospodářským růsem (období 1998: :; čyři zpoždění) Nulová hypoéza: F-saisika Hladina významnosi M neovlivňuje GDP 1,65,1376 Nezamínuo GDP neovlivňuje M,3636,91 Zamínuo Výsledky provedeného esu Grangerova vzahu kauzaliy ukazují, že v České republice reálná nabídka peněz neovlivňuje vývoj reálného hospodářského růsu. Naopak vývoj reálného produku má vliv na vývoj reálné peněžní nabídky. Tyo výsledky byly saisicky významné pro obě naše zvolené období. Na základě ěcho výsledků můžeme vrdi, že měnová poliika, kerá by chěla ovlivni vývoj reálného HDP, by ak rozhodně neměla čini prosřednicvím vývoje reálné nabídky peněz. Výše jsme uvedli, že ČNB od roku 1998 používá nový mechanismus měnové poliiky spočívající v cílování inflace. Jedním ze základních násrojů cílování inflace je nasavení výše úrokových sazeb. Z ohoo důvodu jsme se rozhodli provés i Grangerův es kauzaliy mezi vývojem reálného HDP a reálnou úrokovou mírou (RR), kerá je reprezenována jednoročním Priborem deflovaným indexem spořebielských cen. Výsledky esu uvedené v abulkách 3 a ukazují, že reálné úrokové sazby mají vliv na vývoj reálného produku. Opačná kauzalia, j. vliv reálného produku na reálné úrokové sazby, však nebyla prokázána. Uvedené výsledky kauzaliy vyšly sejně pro obě esovaná období, přičemž pro kraší, druhé období je ao kauzalia saisicky významnější. Na základě ohoo výsledku můžeme vrdi, že současná měnová poliika ovlivňující výši úrokových sazeb má zřejmý vliv i na vývoj reálného produku. Zima 5 - -
Tabulka 3: Grangerův es kauzaliy mezi úrokovou mírou a hospodářským růsem (období 1996: :; čyři zpoždění) Nulová hypoéza: F-saisika Hladina významnosi RR neovlivňuje GDP 1,9111,979 Zamínuo GDP neovlivňuje RR,5897,71579 Nezamínuo Tabulka : Grangerův es kauzaliy mezi úrokovou mírou a hospodářským růsem (období 1998: :; čyři zpoždění) Nulová hypoéza: F-saisika Hladina významnosi RR neovlivňuje GDP 3,73,316 Zamínuo GDP neovlivňuje RR,757,5719 Nezamínuo VAR modely Moderní empirické sudie zabývající se měnovou poliikou začaly k esování vzahu peněz a hospodářského růsu používa zv. modely vekorových auoregresí (VAR modely). Použií ěcho modelů v oblasi vlivu peněz na vývoj produku bylo započao v pracích Simse (197, 198). Ucelené shrnuí empirických poznaků při použií VAR modelů v oblasi analýzy vzahu peněz a hospodářského růsu poskyuje Leeper, Sims a Zha (1996). Model vekorových auoregresí je sysém, ve kerém každá rovnice má sejné proměnné na pravé sraně rovnice. Přičemž yo proměnné zahrnují i zpoždění všech endogenních proměnných. Model vekorových auoregresí je vhodný při využií vorby predikce vývoje ekonomických veličin, jenž jsou na sobě vzájemně závislé. Základní var modelu vekorových auoregresí lze zapsa následovně: Y = AY 1 1 + AY +... + AY n n + BX + ε rov. 5 kde Y předsavuje vekor endogenních proměnných, X je vekor exogenních proměnných, A 1...An a B jsou maice koeficienů, jenž jsou VAR modelem odhadnuy, a ε předsavuje vekor inovací (šoků), keré mohou bý vzájemně zkorelovány, avšak nejsou korelovány s vlasními zpožděnými inovacemi a ani nejsou korelovány s proměnnými Y 1 až Y n a X. S ohledem na naši analýzu vzahu peněz a hospodářského růsu předpokládejme, že peníze a produk jsou dvě vzájemně podmíněné proměnné VAR modelu. Konkréně značme oupu jako produk a money jako nabídku peněz. Jedinou exogenní proměnnou v modelu nechť je čas. Námi uvažovaný model auoregresí se dvěma zpožděnými endogenními proměnnými lze zapsa následovně: oupu + A + A 1,1,,1, money + A + A 1,, = A 1,1,1 money,, money = A 1 1,,1 money money oupu 1 + A + B oupu + A 1,1,1 1 + B 1,,1 + oupu + ε + 1, oupu + ε, + + rov. 6 rov. 7 Model VAR zahrnující šoky, jenž jsou inerpreovány jako šoky hospodářské poliiky, poskyuje i reakční funkce všech zahrnuých endogenních proměnných, jenž jsou zase inerpreovány jako funkce odezvy hospodářské poliiky. Rudebusch (1997) ukazuje, že yo reakční funkce jednolivých ekonomických proměnných jsou odlišné od ěch, keré jsou sandardně odhadovány přímým způsobem bez použií VAR modelu. Vzhledem k omu, že inerpreace odhadnuých koeficienů VAR modelu je problemaická, ak je mnohem užiečnější spočía reakční funkce, jejichž inerpreace spočívá ve vysvělení reakce vysvělovaných proměnných VAR modelu na jednorázové šoky. Reakční funkce (funkce odezvy) zaznamenává reakci endogenní proměnné na jednokovou exogenní inovaci (jednokový exogenní šok). V našem dvourovnicovém VAR modelu produku a peněz předpokládáme, že změna v inovaci ε způsobí okamžiou změnu 1, Zima 5-5 -
produku ( oupu ). Teno šok se vlivem dynamické srukury VAR modelu zároveň odrazí ve všech budoucích hodnoách produku a nabídky peněz. Reakční funkce ak obecně popisuje dynamickou (současnou i budoucí) reakci endogenní proměnné na jednorázový jednokový šok. Za podmínky, že šoky ε 1, a ε, nejsou vzájemně korelovány, ak ε 1, považujeme za čisou inovaci (šok) v produku a ε, je čisá inovace (šok) v nabídce peněz. Reakční funkce pro ε, poom předsavuje zachycení efeku v podobě dopadu jednorázového jednokového šoku měnové zásoby na vývoj současného i budoucího produku a peněz. Vzhledem k omu, že šoky jsou éměř vždy alespoň čásečně zkorelované, ak inerpreace reakčních funkcí není zcela bez problémů. Vzájemná korelace šoků znamená, že yo šoky mají nějakou společnou komponenu, kerou však nelze idenifikova s žádnou určiou proměnnou. Za éo siuace se poněkud arbirárně předpokládá, že celkový efek společné komponeny je přiřazen proměnné, kerá je ve VAR modelu zařazena jako první. V našem případě o znamená, že společná komponena šoků a ε, je plně přiřazena pouze šoku 1, ε 1, ε. Technicky o znamená, že před výpočem reakčních funkcí jsou hodnoy šoků ransformovány na orogonální inovace, keré jsou po dvojicích nezkorelované a mají jednokový rozpyl. Násrojem pro uo ransformaci je zv. Choleskiho dekompozice (podrobněji viz Greene 3 či Enders 1995). V naší analýze se zajímáme o vzah peněz a hospodářského růsu v širších souvislosech. Abychom dosáli svému cíli, ak do modelu VAR a z něho odvozených reakčních funkcí nezahrneme pouze vývoj reálného HDP a vývoj reálné peněžní nabídky, ale i další proměnné, jenž považujeme za relevanní pro objasnění vzahu peněz a hospodářského růsu v malé oevřené ekonomice. Do modelu ak bude zahrnua proměnná reálné úrokové míry ( RR ), efekivní reálný měnový kurz ( RER ) a reálná výše přílivu přímých zahraničních invesic ( FD ). V námi specifikovaném modelu předpokládáme, že vekor exogenních proměnných se skládá pouze z jedné proměnné, kerou je příliv přímých zahraničních invesic: X = [ FD ]. rov. 8 Oproi omu vekor endogenních proměnných zahrnuje reálný hrubý domácí produk (GDP ), reálnou nabídku peněz ( M ) reprezenovanou měnovým agregáem M, jenž je deflovaný indexem spořebielských cen, reálnou úrokovou míru ( RR ) reprezenovanou jednoročním Priborem, jenž je opě deflovaný indexem spořebielských cen, a efekivní reálný měnový kurz české koruny ( RER ): [ GDP, M, RR RER ] Y =,. rov. 9 Námi nejvíce zkoumaný šok, j. šok v měnové poliice, bude popsán a analyzován prosřednicvím výše zmíněné Choleskiho dekompozice se všemi proměnnými uvedenými a seřazenými v rovnicích 8 a 9. Empirická verifikace Uvedený VAR model v rovnicích 8 a 9 je odhadnu na čvrleních daech České republiky za období 1. čvrleí 1996 až. čvrleí. Výsledky odhadu jsou uvedené v abulce 5. Zima 5-6 -
Tabulka 5: Výsledky VAR modelu (období 1996: :) GDP M RR RER GDP(-1),619,378 31,37 -,39167 (,178) (,98) (3,198) (,59) M(-1) -,5368 -,16789-3,313,135 (,17696) (,783) (3,78) (,537) RR(-1) -,185,89 -,797 -,187 (,19) (,19) (,19396) (,5) RER(-1),1395,193865-3,973 -,1155 (,817) (,151) (1,63) (,799) Cons,311,5978,981 1,7118 (,367) (,31) (3,538) (,7115) FD -,78,78 -,53976,368 (,15) (,19) (,38) (,6) Upravené R,769,5598,5936,7693 S.E. odhadu,169,163 1,651567,3851 Akaike AC -5,78378-5,36,8687-3,5811 Schwarz SC -5,53553 -,98181,8351-3,33386 Poznámka: V závorkách je uvedena sandardní chyba. Pro náš VAR model byly pomocí programu E- Views při použií zmiňované Choleskiho dekompozice spočíány orogonalizované reakční funkce všech endogenních proměnných předsavující reakci ěcho proměnných na jednokové změny orogonálních inovací (šoků). V obrázcích 1 až jsou uvedeny průběhy odhadnuých funkcí odezvy znázorňující dynamické reakce endogenních proměnných na jednokové změny inovací v průběhu desei čvrleí. Zima 5-7 -
Obrázek 1: Reakční funkce reálného důchodu (GDP), reálné nabídky peněz (M), reálné úrokové míry (RR) a reálného měnového kurzu (RER) na jednokový šok reálného důchodu (GDP) Response o One S.D. nnovaions ± S.E..15.1.5. Response of GDP o GDP.1.1.8.6... -. Response of M o GDP -.5 1 3 5 6 7 8 9 1 -. 1 3 5 6 7 8 9 1.8.6... -. -. -.6 Response of RR o GDP.1. -.1 -. Response of RER o GDP -.8 1 3 5 6 7 8 9 1 -.3 1 3 5 6 7 8 9 1 Neočekávaný jednorázový jednokový šok reálného produku (GDP) způsobuje okamžiou reakci u všech námi sledovaných endogenních veličin. Nejvýraznější okamžiý růs pozorujeme u reálné nabídky peněz. Teno růs nabídky peněz je doprovázen okamžiým mírným snížením reálné úrokové míry, jenž může prameni zejména z možného růsu cen, jenž časo doprovází růs reálného HDP. Reálná úroková míra však velice brzo začíná růs a svého vrcholu dosahuje již ve druhém čvrleí po vzniku šoku v reálném HDP. Okamžiou reakci pozorujeme i u reálného měnového kurzu, jenž na růs HDP reaguje apreciací. Nicméně ao apreciace je relaivně slabá a kurz se ve velmi kráké době navrací ke své dlouhodobé rovnovážné úrovni. Reakce reálné úrokové míry, jenž mezi prvním a druhým čvrleím přechází ze svého poklesu do růsu ve srovnání s dlouhodobou rovnovážnou úrovní, se projevuje ve slačování růsu HDP ke své dlouhodobé rovnovážné úrovni. Reakce vývoje úrokové míry na šok HDP se vyrácí přibližně za čyři čvrleí, kdežo reakce vývoje nabídky peněz rvá šes čvrleí. Sejnou dobu, j. šes čvrleí, rvá i reakce reálného HDP na svůj vlasní jednokový šok. Výrazná a relaivně dlouhodobě rvající reakce reálné peněžní zásoby na šok v reálném vývoji HDP povrzuje závěry, keré jsme vysledovali v čási zkoumající Grangerovy vzahy kauzaliy mezi penězi a produkem, j. vývoj reálného HDP má vliv na vývoj reálné peněžní zásoby. Zima 5-8 -
Obrázek : Reakční funkce reálného důchodu (GDP), reálné nabídky peněz (M), reálné úrokové míry (RR) a reálného měnového kurzu (RER) na jednokový šok reálné nabídky peněz (M) Response o One S.D. nnovaions ± S.E.... -. -. -.6 Response of GDP o M..15.1.5. -.5 -.1 Response of M o M -.8 1 3 5 6 7 8 9 1 -.15 1 3 5 6 7 8 9 1.8 Response of RR o M. Response of RER o M..1.. -. -.1 -.8 -. -1. 1 3 5 6 7 8 9 1 -.3 1 3 5 6 7 8 9 1 Jednorázový jednokový šok v reálné nabídce peněz (M) způsobuje okamžiou reakci pouze u reálného měnového kurzu, jenž apreciuje. Teno vývoj není plně v souladu se sandardní ekonomickou eorií, zejména pokud je způsoben pouze růsem nominální peněžní zásoby. Nicméně kurz začíná ihned oslabova a již ve druhém čvrleí po vzniku šoku měnový kurz zaznamenává vrchol své depreciace. Následně ve řeím čvrleí kurz zaznamenává mírnou apreciaci. Celkovou reakci kurzu na šok v reálné nabídce peněz ak považujeme za model přesřelení kurzu. Reakční funkce osaních dvou proměnných reálného HDP a reálné úrokové míry na šok v nabídce peněz není zaznamenána okamžiě. Navíc jejich následná reakce je relaivně slabá a krákodobá. Teno vývoj považujeme za povrzení dříve zkoumaného vzahu Grangerovy kauzaliy mezi penězi a produkem, že reálná nabídka peněz nemá rozhodující vliv na vývoj reálného produku v České republice. Zima 5-9 -
Obrázek 3: Reakční funkce reálného důchodu (GDP), reálné nabídky peněz (M), reálné úrokové míry (RR) a reálného měnového kurzu (RER) na jednokový šok reálné úrokové míry (RR) Response o One S.D. nnovaions ± S.E.. Response of GDP o RR. Response of M o RR. -. -. -.6.. -. -. -.6 -.8 1 3 5 6 7 8 9 1 -.8 1 3 5 6 7 8 9 1. Response of RR o RR. Response of RER o RR 1.5 1..5. -.5.1. -.1 -. -1. 1 3 5 6 7 8 9 1 -.3 1 3 5 6 7 8 9 1 Obrázek 3 ukazuje, že neočekávaný, jednorázový šok proměnné reálné úrokové míry (RR) je následován poklesem reálného produku. Efek poklesu reálného HDP dosahuje svého maxima již ve druhém čvrleí. Reakce reálného HDP na šok způsobený vývojem reálné úrokové míry se vyrácí velmi pomalu, když HDP se na svoji rovnovážnou úroveň zaznamenanou před vznikem šoku dosává až po osmi čvrleích. Ve srovnání s osaními reakčními funkcemi v celém námi zkoumaném VAR modelu je ao reakce jednou z nejsilnějších a nejdéle se projevujících. Šok v podobě růsu úrokové sazby se v souladu se sandardní ekonomickou eorií úrokové pariy projeví v okamžié apreciaci měnového kurzu. Avšak někeré sudie zjisily opačnou reakci vývoje měnového kurzu na šok reálných úrokových sazeb (Mojon a Peersman, 1). Tao opačná reakční funkce je v lierauře nazývána jako hádanka měnového kurzu. Zmíněná hádanka spočívá v om, že resrikivní měnová poliika v podobě zvyšování úrokových sazeb vede k depreciaci měnového kurzu. Důvody pro eno jev jsou zřejmě následující. Cenrální banka snažící se drže sabilní měnový kurz v období depreciačních laků musí zvyšova úrokové sazby. Trh následně pozoruje nejen růs úrokových sazeb, ale v případě malého úspěchu cenrální banky udrže kurz rh pozoruje i depreciaci měnového kurzu. Je zřejmé, že hádanka měnového kurzu se objevuje zejména u zemí, jenž prošly obdobím měnové krize. Česká republika menší měnovou krizí prošla v kvěnu 1997. Přesože i oo období je zahrnuo do našeho celkového vzorku da použiého v analýze, ak reakční funkce reálného měnového kurzu hádanku nezaznamenala. Zima 5-1 -
Reakční funkce reálné nabídky peněz na šok ve vývoji reálné úrokové míry je v souladu nejenom se sandardní ekonomickou eorií, že zvýšení úrokové míry vede k poklesu nabídky peněz, ale je v souladu i s našimi závěry o Grangerovém kauzálním vzahu zkoumaných veličin. Zvýšení reálné úrokové míry má výrazný dopad do vývoje reálného produku, jenž začne klesa. Pokles reálného produku se následně projeví v poklesu reálné nabídky peněz. Reakce proměnných produku i peněz na šok v úrokové míře je přibližně sejně dlouhá a rvá kolem osmi čvrleí. Obrázek : Reakční funkce reálného důchodu (GDP), reálné nabídky peněz (M), reálné úrokové míry (RR) a reálného měnového kurzu (RER) na jednokový šok reálného měnového kurzu (RER) Response o One S.D. nnovaions ± S.E..1 Response of GDP o RER.1 Response of M o RER.8.6.8..... -. 1 3 5 6 7 8 9 1 -. 1 3 5 6 7 8 9 1.6... -. -. -.6 Response of RR o RER..3..1. -.1 Response of RER o RER -.8 1 3 5 6 7 8 9 1 -. 1 3 5 6 7 8 9 1 Jednorázový jednokový šok v reálném měnovém kurzu (RER) způsobuje významnou reakci v reálném produku. Depreciace měnového kurzu podpoří cenovou konkurenceschopnos exporu, což se projeví v růsu HDP. S ohledem na výsledky námi provedeného esu Grangerova vzahu kauzaliy mezi penězi a produkem lze vysvěli i vývoj reakční funkce reálné nabídky peněz, jenž kopíruje vývoj reakční funkce reálného produku. Trajekorie obou reakčních funkcí jsou velice podobné: obě dosahují svého vrcholu ve druhém čvrleí a délka rvání obou reakcí je éměř shodná, když dosahuje přibližně šes až sedm čvrleí. Reakční funkce reálné úrokové míry na šok v reálném měnovém kurzu je jeví jako nevýznamná. Velikos éo reakce je velmi malá a éměř po celou dobu působení šoku se reakční funkce pohybuje podél své dlouhodobé rovnovážné úrovně. Zima 5-11 -
Závěr Sudie analyzovala vybrané základní vzahy mezi penězi a hospodářským růsem. Empirická analýza se zaměřila na závěry poskynué Grangerovým esem kauzaliy a zejména pak modelem vekorových auoregresí (VAR modelem). Grangerův vzah kauzaliy byl esován mezi reálnou nabídkou peněz (agregá M) a reálným hrubým domácím produkem v České republice za období 1. čvrleí 1996 až. čvrleí. Výsledky esu naznačily, že reálný HDP má vliv na reálnou nabídku peněz. Teno kauzální vzah se zároveň projevil ve všech reakčních funkcích VAR modelu. Grangerův es kauzaliy naopak neprokázal vliv reálné nabídky peněz na hospodářský růs. Ve VAR modelu jsme analyzovali reakční funkce všech endogenních proměnných na jednorázové jednokové změny orogonálních inovací (šoků) HDP, nabídky peněz, úrokové míry a měnového kurzu. Nejsilnější a nejdéle rvající reakční funkcí byla zjišěna reakční funkce reálného HDP na šok v reálné úrokové míře. Oproi omu reakce reálného HDP na šok v reálné nabídce peněz se jeví jako málo významná. Naopak lze vrdi, že rajekorie reakční funkce nabídky peněz kopíruje vývoj rajekorie reakční funkce produku. Tyo výsledky naznačují, že reálný HDP v České republice je ovlivněn zejména vývojem reálné úrokové míry a nikoliv vývojem reálné nabídky peněz. když jsme naši analýzu vzahu peněz a hospodářského růsu založili zejména na VAR modelu, ak je seriózní přizna, že mnoho ekonomů podrobuje hodnocení měnové poliiky a ím i vzahu mezi penězi a produkem jen na základě VAR analýzy vážné kriice. První okruh výek k VAR modelům se ýká průběhu někerých reakčních funkcí, jenž neodpovídají sandardní ekonomické eorii. Kriici mají na mysli zejména průběh reakční funkce měnového kurzu či inflace, u nichž někdy vznikají zv. hádanky (viz Rudebusch 1997). Další výka spočívá v om, že VAR modely selhávají v případě pořeby pracova s dopředu hledícími veličinami. Poslední a nejzávažnější výka spočívá v om, že VAR model idenifikuje a popisuje chování měnové poliiky pouze na základě vzniku šoku. Pokud by však měnová poliika byla realizována na základě sabilizovaného vývoje hospodářsví formou zpěné vazby na osaní veličiny bez exisence šoku, ak by VAR analýza mohla poskynou velmi zkreslený závěr o om, že měnová poliika v ekonomice nehraje žádnou roli. Ačkoliv meoda vekorových auoregresí je v akuálních ekonomických výzkumech velmi populární, ak přeso vznikají i jiné přísupy umožňující hodnoi jak vah peněz a hospodářského růsu, ak i měnovou poliiku jako celek. Jedním z akových přísupů je snaha sanovi chování měnové poliiky na základě naraivního popisu různých měnověpoliických zpráv a reporů, včeně zveřejňovaných zápisů z jednání bankovní rady cenrální banky. Další moderní přísup hodnocení měnové poliiky spočívá v analýze jednolivých dílčích hospodářských případů, keré zaznamenaly výrazný desinflační úspěch. Oba zmíněné přísupy shledáváme velmi zajímavými a podrobněji se jimi budeme zabýva v někerém z dalších vydání čvrleního reporu NEWTON College Working Paper. Lieraura Bulíř, A.: A přece se neočí! Finance a úvěr, 1996, Vol. 6, č. 1, sr. 39-. Bulíř, A.: Exogenia nabídky peněz: někeré pochybnosi o předchozím výzkumu. Finance a úvěr, 1996, Vol. 6, č. 1, sr. 37-3. Eichenbaum, M., Singleon, K. J.: Do Equilibrium Real Business Cycle Theories Explain Poswar U.S. Business Cycles? n: Fischer, S. (ed.): NBER Macroeconomics Annual, Cambridge, Massachuses, MT Press, 1986. Enders, W.: Applied Economeric Time Series. New York, J. Willey, 1995. Friedman, M., Meiselman, D.: The Relaive Sabiliy of Moneary Velociy and he nvesmen Muliplier in he Unied Saes, 1897-1958. n: Sabilizaion Policies. Englewood Cliffs, New Jersey, Prenice Hall, 1963, sr. 165-68. Geweke, J.: The Superneuraliy of Money in he Unied Saes: An nerpreaion of he Evidence. Economerica, 1986, Vol. 5, č. 1, sr. 1-. Greene, W. H.: Economeric Analysis. 5h ediion. New Jersey, Prenice Hall, 3. Hall, R. E., Taylor, J. B.: Macroeconomics. 5h ediion. New York, Noron, 1997. Hamilon, J.: Time Series Analysis. Princeon, Princeon Universiy Press, 199. Hušek, R.: Ekonomerická analýza. Praha, Ekopress, 1999. Zima 5-1 -
zák, V.: nflace, peníze a mzdy. Finance a úvěr, 1997, Vol. 7, č., sr. 8-38. zák, V.: Nabídka peněz endogenní, nebo exogenní? Finance a úvěr, 1995, Vol. 5, č. 6, sr. 91-33. Leeper, E. M., Sims, C. A., Zha, T.: Wha Does Moneary policy Do? Brookings Papers on Economic Aciviy, 1996, č., sr. 1-63. Lucas, R. E.: Two llusraion of he Quaniy Theory of Money. American Economic Review, 198, Vol. 7, č. 5, sr. 15-11. McCandless, G. T., Weber, W. E.: Some Moneary Facs. Federal Reserve Bank of Minneapolis, 1995, Quarerly Review, Vol. 19, č. 3. Mojon, B., Peersman, G.: A VAR Descripion of he Effecs of Moneary Policy in he ndividual Counries of he Euro Area. Frankfur/M., European Cenral Bank, Working Paper č. 9, 1. Rolnick, A. J., Weber, W. E.: nflaion, Money, and Oupu under Alernaive Moneary Sandards. Research Repor č. 175, Federal Reserve Bank of Minneapolis, 199. Rudebusch, G. D.: Do Measures of Moneary Policy in a VAR Make Sense? Federal Reserve Bank of San Francisco, June 1997. Sims, C. A.: Comparison of nerwar and Poswar Business Cycles. American Economic Review, 198, Vol. 7, č., sr. 5-57. Sims, C. A.: nerpreing he Macroeconomic Time Series Facs: The Effecs on Moneary Policy. European Economic Review, 199, Vol. 36, č. 5, sr. 975-1. Sims, C. A.: Money, ncome and Causaliy. American Economic Review, 197, Vol. 6, č., sr. 5-5. Walsh, C. E.: Moneary Theory and Policy. Cambridge, Massachuses, MT Press, 1. Zima 5-13 -
Výzkumné práce skupiny NEWTON Volně přísupné výzkumné práce ýmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON naleznee na inerneové adrese: hp://www.newon.cz/makroanalyzy Zima 5 Podzim Léo Peníze a hospodářský růs: Jaký je mezi nimi vzah? Sekorové produkiviy a relaivní cena neobchodovaelných saků: Opravdu příliš mnoho povyku pro nic? Plaí nekryá úroková paria v ranziivních ekonomikách zemí sřední a východní Evropy? / Daně a ekonomická výkonnos: empirické esy na panelu zemí OECD 1/ Konvergence ransformujících se zemí k EU pohledem vniřní a vnější rovnováhy 1/3 Podniky pod zahraniční konrolou v české ekonomice 11/3 Příliv PZ do zemí sřední a východní Evropy: Vývoj proi globálním rendům? 1/3 Makroekonomický vývoj Polska: Dlouho očekávané oživení a role měnové poliiky NBP 9/3 Přizpůsobivos srukurálním změnám na evropském rhu 8/3 Přímé zahraniční invesice a měnové krize 7/3 Konkurence ve zdanění podniků: Prospěšná válka nebo je řeba koordinace? 6/3 Makroekonomický vývoj Slovenska: Další ygr? 5/3 Sraegie a vazby nadnárodních společnosí /3 Efeky přímých zahraničních invesic na plaební bilanci 3/3 Chování hospodářské poliiky a racionalia /3 nvesiční pobídky v České republice 1/3 nvesiční pobídky a jejich efekivnos výzvy a pasi hospodářské poliiky vůči PZ 7/ Reinvesovaný zisk nabývá na důležiosi. Měli by invesoři reagova na defici běžného úču? 6/ Konvergence zemí sřední a východní Evropy k EU pohledem makroekonomických n-úhelníků 5/ Konvergence zemí sřední a východní Evropy k EU pohledem makroekonomických čyřúhelníků / Měnový vývoj v České republice v období ransformace 3/ Vývoj české ekonomiky v roce 1 a výhled na období -3 / Adapační schopnos zpracovaelského průmyslu zemí sřední Evropy v období ransformace 1/ Srukurální změny sředoevropských ranziivních ekonomik v období ransformace 1/1 Měl by bý vsup České republiky do eurozóny hudbou vzdálené budoucnosi? 11/1 Zahraniční obchod a vnější rovnováha České republiky 1/1 Možnosi a omezení měnové poliiky ČNB 9/1 Konvergence k EU: Vyšší živoní úroveň za vyšší ceny? 9/1 Vývoj HDP a plaební bilance České republiky ve. čvrleí 1 8/1 Současná měnová poliika v České republiky Zima 5-1 -
Akuální makroekonomický vývoj České republiky Měsíční ukazaele / 5/ 6/ 7/ 8/ 9/ 1/ 11/ 1/ nflace %, m/m,,,,, -,8,5 -,1,1 nflace %, y/y,3,7,9 3, 3, 3, 3,5,9,8 Ceny v průmyslu %, m/m,8,8 1,1,8,9,3 1,1, -,3 Ceny v průmyslu %, y/y 3,8,9 6, 7,3 8,1 8, 8,6 8, 7,7 Průmyslová produkce %, y/y 1,1 1,7 15,1 11, 8,7 6,6 8,1 1,9 n.a. Průmyslové ržby %, y/y 8, 15,9 1, 5,1 1,7 8, 6,3 13,5 n.a. Savební výroba %, y/y 61,6-3,7-3,7,6 9,6 3,5,9 9,9 n.a. Maloobchodní ržby %, y/y,9,9 3,7,3,5,8 1,3 8, n.a. Nezaměsnanos %, e.o.p. 1, 9,9 9,9 1,1 1, 1,1 9,9 9,9 1,3 Obchodní bilance CZK mld. -1,3,,6-6,6 -,1 3,7 -, 5, n.a. Saldo sá. rozpoču kumulaivně CZK mld. -8,8-8, -15, -95,7-87,9-69, -85,6-83,3-93,5 PRBOR 3M průměr,6,16,33,7,57,7,67,61,57 CZK/EUR průměr 3,51 31,97 31,61 31,5 31,63 31,6 31,8 31,9 3,65 CZK/USD průměr 7,1 6,63 6,5 5,71 5,98 5,88 5,3,9,87 Čvrlení ukazaele.q/3 V.Q/3.Q/.Q/.Q/ V.Q/.Q/5 R.D. nflace %, prům.,,9,,6 3, 3,1 1,8 8.3. Ceny v průmyslu %, prům. -,3, 1,8 5, 7,9 8,1 6,8 1.3. Ceny v zemědělsví %, prům. 1, 5, 13,8 15, 6,7,8, 1.3. Defláor HDP %, y/y 1,3,3 3,9 3,5,7 3,9 n.a. 1.3. Směnné relace %, prům. 1,3 1,6,5, 1,6 1,9 n.a. 1.3. Hrubý domácí produk %, y/y,, 3,5 3,9 3,6 3,7 n.a. 1.3. Průmyslová produkce %, prům. 6, 6,3 8,7 1,6 8,8 9, n.a. 15.. Průmyslové ržby %, prům. 6,5, 8,7 1,9 8, 9, n.a. 15.. Savební výroba %, prům. 16, 11,5 15, 1,,5 7,5 n.a. 11.. Maloobchodní ržby %, prům. 7,5 3, 1,,5 1,8,1 n.a. 16.. Mzdy nominální %, y/y 6,3 6,9 8,7, 7,3, n.a. 1.3. Mzdy reálné %, y/y 6, 6,1 6,3 1,6, 1,3 n.a. 1.3. Běžný úče / HDP 1) % -5,5-6, -6,3-6, -6,3-6, n.a. 1.3. Finanční úče / HDP 1) % 5, 6, 5,1 5,6 6, 6,5 n.a. 1.3. Pramen: Predikce: Obecná poznámka: Poznámka 1: ČSÚ, ČNB, MPSV a MF ČR. NEWTON Group. m/m (resp. y/y) znamená meziměsíční (resp. meziroční) změnu ukazaele. Podíly za kumulované údaje. Zima 5-15 -
Hrubý domácí produk Hrubý domácí produk vzrosl ve řeím čvrleí meziročně o 3,6%. To bylo méně, než pro oo období původně očekávala například Česká národní banka. Ta pro druhou polovinu roku předpokládala růs překračující až %, viz Zpráva o inflaci z října. Příčina pomalejšího růsu však byla spíše echnická, poněvadž došlo k výrazné úpravě srovnávací základny, j. da za rok 3 (viz dále). Z hlediska srukury růsu opě dominovala složka invesic (růs o 8%) a zejména invesic do fixního kapiálu, kde pokračoval éměř 1% růs z předchozích čvrleí. K růsu invesic přispěl i vládní sekor především v oblasi invesic do dopravní infrasrukury. Soukromé invesice pak zřejmě byly ovlivněny i ím, že objem mzdových nákladů rosl pomaleji než přidaná hodnoa, což rozšiřovalo prosor pro vlasní financování invesic. Změna savu zásob byla ve řeím čvrleí relaivně malá a k růsu celkových invesic přispěla mírně záporně. Zaímco invesice jako celek byly hlavním fakorem růsu, vývoj celkové konečné spořeby naopak růs HDP brzdil. Ve řeím čvrleí dokonce poprvé od krizového roku 1998 došlo k meziročnímu poklesu celkové konečné spořeby v reálném vyjádření. Pokles byl způsoben především snížením vládní spořeby, kerá meziročně klesla o 5,5% a o především v důsledku úspor ve výdajích na maeriál, opravu a údržbu. Soukromá konečná spořeba se sice zvyšovala, ale empo jejího růsu bylo umírněné (%). Pomalé empo růsu spořeby má zřejmě souvislos se zpomalením růsu reálných mezd ve řeím čvrleí mzdy reálně vzrosly jen o 3%, zaímco ve sejném období roku 3 byl reálný růs mezd 6,%. Čisé peněžní příjmy domácnosí reálně vzrosly dokonce pouze o 1,1%. Vliv na pomalejší růs soukromé spořeby má jisě i neobvykle vysoká úroveň spořeby z roku 3. K růsu přispěl i čisý vývoz, kerý sice zůsává v cenách předchozího roku záporný, nicméně jeho saldo se zlepšuje. V běžných cenách byl zahraniční obchod dokonce éměř vyrovnaný (defici činil ve řeím čvrleí pouze necelá,% dovozu), o však bylo způsobeno především příznivým vývojem směnných relací. Celková domácí finální popávka (j. popávka bez změny savu zásob) vzrosla ve sálých cenách pouze o,7% a je o její nejpomalejší empo růsu za poslední zhruba čyři roky. Růs finální domácí popávky a růs HDP (v %) 6 5 3 1 Pramen: ČSÚ 1 3 Finální domácí popávka HDP Too zpomalení však je zcela vysvělielné poklesem vládních výdajů. Finální popávka bez vládních výdajů oiž meziročně reálně vzrosla o vysokých,7%. Ve řeím čvrleí aké došlo ke zvýšení empa růsu defláoru HDP (,7%) a o především díky vysokému růsu defláoru vládních výdajů, kerý vzrosl o 9% (nejvíce od počáku roku 1998). Vysoký růs defláoru vládních výdajů lze pravděpodobně vysvěli rozpoušěním původních 13. a 1. plaů sáních zaměsnanců a nejedná se ak o nějakou závažnou změnu rendu. Údaje o růsu HDP za řeí čvrleí roku byly doprovázeny nejen běžnou revizí údajů za čvrleí předcházející, ale i zv. sladěním čvrleních údajů za rok 3 s celoročními národními účy za rok 3. Podle předběžných ročních národních účů došlo v roce 3 k růsu ekonomiky nikoliv o 3,1% (původní údaj), ale o 3,7%. Rozdíl ČSÚ připsal na vrub jednak vyššímu odhadu spořeby domácnosí a jednak vyšším výdajům vládních insiucí na konečnou spořebu. Při bližším pohledu však zjišťujeme, že došlo k poměrně velkým a proisměrným úpravám jednolivých složek. Zaímco spořeba vlády reálně rosla rychleji, než se podle původních údajů zdálo (růs o,% oproi původnímu růsu,%), invesice do Zima 5-16 -
fixního kapiálu rosly naopak pomaleji (růs o,8% oproi původním 7,%). nvesice do fixního kapiálu ak například rosly pomaleji než spořeba domácnosí. K omu, že celkový růs v roce 3 byl vyšší, nejvíce přispělo přehodnocení růsu reálného vývozu z původních 5,7% na 7,3% při sejné dynamice dovozu. Tím, že se změnily základny pro meziroční srovnání v roce 3, změnila se následně i empa růsu v roce. Vysoká empa růsu v závěru roku 3 ak čásečně vysvělují, proč empa růsu v závěru loňského roku budou zřejmě menší než se původně očekávalo. Srovnání původních a nových da o růsu HDP (v %),5, způsobeny flukuacemi v zaměsnanosi: čím více klesá zaměsnanos, ím vyšší je růs produkiviy práce (korelace mezi růsem produkiviy a změnou zaměsnanosi za poslední čyři roky dosahuje vysokých,9). Vzhledem k omu, že pokles zaměsnanosi se již zasavil, bude růs produkiviy v omo roce pravděpodobně již pomalejší. Meziroční změna produkiviy a zaměsnanosi v ČR (v %) 6 5 3 1 3,5 3, -1 - V V V 1 3,5 3 Růs zaměsnanosi Růs produkiviy Pramen: ČSÚ a výpočy ýmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON Pramen: ČSÚ Růs podle původních údajů Růs po sladění s národními účy Podle nových údajů ak v roce nedocházelo k akceleraci růsu, jak se původně zdálo, ale naopak k jeho mírnému zpomalování. Na druhou sranu však z hlediska sabilizační poliiky není rozhodující ani ak empo růsu samoné, jako spíše poloha ekonomiky vůči poenciálnímu produku. Vyšší růs v roce 3 ak mohl znamena, že produkční mezera ekonomiky se uzavírala rychleji a proo mohla bý v loňském roce menší i navzdory omu, že růs byl pomalejší. Nové údaje o růsu produkce modifikují i daa o vývoji národohospodářské produkiviy práce, kerá již déle než rok rose empem převyšujícím 3%. Flukuace v empu růsu produkiviy v ČR jsou do značné míry Z hlediska odvěvového složení k hospodářskému růsu ve řeím čvrleí nejvíce přispěl růs přidané hodnoy ve zpracovaelském průmyslu, v peněžnicví a pojišťovnicví a díky dobré úrodě i růs přidané hodnoy v zemědělsví (en přispěl k celkovému růsu éměř jedním procenním bodem). Naopak nejvíce růs brzdilo savebnicví, ve kerém přidaná hodnoa klesla o více než 8%, což je ve svěle údajů o rychlém růsu savební výroby poněkud paradoxní (podrobnější informace o vzahu přidané hodnoy a indexů produkce přinášíme v boxu v omo vydání NEWTON College Working Paperu na sr. 18). Zima 5-17 -
Box: Hádanka českých čísel produkce a přidané hodnoy Je obvyklou domněnkou, že průmyslu se daří, když index průmyslové produkce rychle rose. Ve skuečnosi se však může jedna o určiý klam. ndex průmyslové produkce (PP) oiž přímo neměří, kolik průmyslové firmy skuečně vyrobily - edy jakou hodnou přidaly k poloovarům a maeriálům, keré do výroby vsupují. Tuo skuečnou produkci měří až ukazael zvaný hrubá přidaná hodnoa. Ten je proo v mnoha ohledech důležiější než PP, ale jeho nevýhodou je, že je dosupný pouze čvrleně a ješě s nemalým zpožděním. Je proo logické, že pozornos se sousřeďuje především na PP. To by nemuselo čini vážné obíže, pokud by PP byl svázán s hrubou přidanou hodnoou poměrně ěsným vzahem, akže vývoj PP by nám alespoň přibližně a hlavně s předsihem naznačoval vývoj přidané hodnoy v průmyslu. Dalo by se dokonce říci, že oo je zásadní důvod, proč něco akového jako PP sledova. V České republice se však PP a přidaná hodnoa v průmyslu pohybují diamerálně odlišně. Podívejme se nejprve podrobněji na konsrukci PP v ČR. Výchozím bodem jsou indexy fyzické produkce vybraných výrobků, zv. reprezenanů. Tyo výrobky jsou agregovány do indexů skupin výrobků. ndex skupiny výrobků je vořen ak, že jednolivé indexy fyzické produkce reprezenanů jsou váženy vahami, keré odpovídají podílu jednolivých reprezenanů na celkovém obrau s výrobky spadajícími do dané skupiny. Vznikají ak dílčí indexy průmyslové produkce za jednolivé skupiny výrobků. Tyo dílčí indexy jsou dále agregovány vahami sanovenými podle jejich podílu na vyvořené přidané hodnoě průmyslu celkem. ndex PP vzniká edy dvousupňovou agregací, ve keré hrají roli jednak podíly výrobků na obrau a jednak podíly na přidaných hodnoách. Není proo překvapivé, že růs PP ani po revizích nebude prakicky nikdy shodný s růsem přidané hodnoy v jednolivých čvrleích. Přidaná hodnoa je měřena jako rozdíl mezi celkovou hodnoou produkce a hodnoou mezispořeby. A především díky vývoji mezispořeby se PP může dlouhodobě vyvíje odlišným empem než přidaná hodnoa v průmyslu. Pokud například dochází k zinenzivnění dělby práce mezi firmami, rose podíl mezispořeby na hodnoě celkové produkce. To byl případ i ČR. Například ve zpracovaelském průmyslu rosl celkový objem produkce ve sálých cenách mezi roky 1995 a vysokým průměrným empem 7,7% ročně. Mezispořeba ve zpracovaelském průmyslu však rosla ješě rychleji: v průměru o 8,7% ročně. když se může zdá, že rozdíl jednoho procenního bodu je kvaniaivně nevýznamný, ve skuečnosi je jeho dopad na vývoj přidané hodnoy zásadní. To je způsobeno ím, že mezispořeba má na celkové produkci ve zpracovaelském průmyslu velkou váhu. Konkréně v ČR se mezispořeba podílí na hodnoě produkce zpracovaelského průmyslu přibližně řemi čvrinami (v běžných cenách) a pouze jedna čvrina produkce je vlasní přidaná hodnoa. Růs celkové produkce je váženým průměrem růsu mezispořeby a růsu hrubé přidané hodnoy, proože právě z ěcho dvou složek se celková produkce skládá. Avšak díky omu, že mezispořeba má ak vysokou váhu, sačí, aby empo jejího růsu bylo jen o málo vyšší než je empo růsu celkové produkce a na hrubou přidanou hodnou již zbývá pouze malý růs. Kdyby například mezispořeba rosla v průměru o 1% a celková produkce o zmiňovaných 7,7%, hrubá přidaná hodnoa by vzhledem ke své malé váze na produkci mohla zůsáva zcela konsanní. Celkově proo není příliš překvapivé, že PP v zemích jako je ČR, Polsko, Maďarsko a Slovensko rose v průměru o něco rychleji než přidaná hodnoa. Rozdíly v empech růsu obou ukazaelů se od roku pohybují v průměru od,8 procenního bodu pro ČR až po více než procenní body pro Maďarsko. V západoevropských ekonomikách již akový rozdíl není příliš parný. Ani skuečnos, že PP rose sysemaicky rychleji než hrubá přidaná hodnoa by nemusela bráni jeho využií jako předběžného ukazaele vývoje přidané hodnoy. Pokud jsou empa růsu obou veličin silně zkorelována lze poměrně snadno usuzova z empa růsu PP na růs hrubé přidané hodnoy. Jako příklad vezměme Polsko. Zde PP předsihuje hrubou přidanou hodnou v průměru zhruba o 1,5 procenního bodu. Pokud od PP odečeme ěcho 1,5 procenního bodu, získáme sice pouze přibližný, ale přeso poměrně dobrý signál o vývoji hrubé přidané hodnoy v průmyslu, proože korelace mezi oběma veličinami dosahuje hodnoy,99. Toéž však ani zdaleka nemůžeme říci o vzahu českého PP a české přidané hodnoy v průmyslu. Od roku (PP za předchozí roky byly zkonsruovány za použií odlišné meodiky) do současnosi byla korelace mezi růsem PP a růsem přidané hodnoy dokonce mírně záporná (-,1 pro zpracovaelský průmysl). To ale znamená, že mezi PP a přidanou hodnoou nebyl fakicky žádný vzah, a když už, ak spíše záporný: čím vyšší byla produkce měřená PP, ím nižší byla přidaná hodnoa. Mírně záporná korelace je způsobena především vývojem na počáku roku 1, kdy se Zima 5-18 -
podle PP zdálo, že českému průmyslu se neobvykle daří, ale ve skuečnosi se mu neobvykle nedařilo (viz následující obrázek). Ale přispívá k omu i vývoj ve řeím čvrleí, kdy za vysokým empem růsu indexu průmyslové produkce a za všeobecným přesvědčením o úspěšnosi průmyslu v omo období se skrývá pouze podprůměrný růs přidané hodnoy (nejpomalejší za více než dva předchozí roky). Naopak, paradoxně nejvyšší růs přidané hodnoy v posledních pěi leech byl zaznamenán ve řeím čvrleí, edy v době záplav. Vývoj přidané hodnoy a index průmyslové produkce ve zpracovaelském průmyslu v ČR 15 1 5-5 -1 1 3 Přidaná hodnoa PP Pramen: ČSÚ Záporná korelace mezi českým PP a přidanou hodnoou je v mezinárodním srovnání dosi specifická. Velmi slabou (ale kladnou) vazbu obou veličin lze pozorova ješě na Slovensku, v Maďarsku dosahuje korelace hodnoy,77 (opě za období až poslední dosupný údaj). Podíváme-li se na vzájemnou korelaci ěcho veličin ve sabilizovaných západoevropských ekonomikách, zjisíme, že se obvykle pohybuje nad úrovní,8 a časo ješě i nad úrovní,9. To je parné i z následujícího obrázku, kde jsou znázorněny empa růsu indexů průmyslové produkce a přidaných hodno pro vybrané země. U jednolivých grafů jsou aké uvedeny hodnoy korelačních koeficienů mezi růsem národních PP a přidaných hodno v průmyslu za sledovaná období. Je řeba však mí na paměi, že indexy průmyslové produkce v jednolivých zemích mohou bý konsruovány poněkud odlišnými meodikami. Vývoj přidané hodnoy v průmyslu v České republice vzhledem k vývoji PP ak vypadá poněkud záhadně. Nuno říci, že o není jediné odvěví, jehož přidané hodnoy ve sálých cenách vzbuzují mírný údiv. Například přidaná hodnoa ve savebnicví se od roku 1995 do roku snížila bezmála na polovinu. Podobně i přidaná hodnoa v odvěví zdravonicví, veerinární a sociální činnosi podle planých údajů poklesla během sejného období o 3%, aniž by o bylo např. zásadním způsobem parné na kvaliě a množsví poskynué zdravoní péče. Snad nejvíce překvapivý je pokles přidané hodnoy ve sálých cenách vyvořené v odvěví pohosinsví a ubyování éměř o %, kerý byl navíc paradoxně doprovázen zvýšením zaměsnanosi v omo odvěví o bezmála %. Celkově ak každý pracovník v pohosinsví a ubyování byl v průměru dvakrá méně produkivní v roce než v roce 1995. Vzhledem k velikosi odvěví zpracovaelského průmyslu a s ohledem na mezinárodní srovnání by však korelace přidané hodnoy s PP bý pozorována měla. Skuečnos, že žádnou vazbu nepozorujeme, může bý buď důsledkem specifické konsrukce PP, nebo o může bý důsledek podsaných chyb v měření hrubé přidané hodnoy nebo obojího. Domníváme se, že první možnos je spíše blíže pravdě. Vodíkem zde je ekonomická podsaa problému. Můžeme využí oho, že český průmysl je věcně provázán s průmyslem evropským a zejména pak německým (korelace mezi indexem průmyslové produkce v Německu a v osaních sáech Unie jsou radičně vysoké). Pokud jsou údaje o přidané hodnoě v českém průmyslu alespoň přibližně správné, měli bychom (při zahrnuí určiého zpoždění nebo naopak předsihu) pozorova korelaci mezi českou přidanou hodnoou na sraně jedné a německou přidanou hodnoou na sraně druhé. Zima 5-19 -
Meziroční empa růsu PP a přidané hodnoy v průmyslu ve vybraných zemích 15 1 Polsko Korelace,99 5 15 1 Maďarsko Korelace,7 5 5-5 -5 1 3 1996 1997 1998 1999 1 3 PP Přidaná hodnoa v průmyslu PP Přidaná hodnoa 8 6 - - Velká Briánie -6 1991 1993 1995 1997 1999 1 3 PP Přidaná hodnoa Korelace,97 1 8 6 - - -6 Francie -8 1991 1993 1995 1997 1999 1 3 PP Přidaná hodnoa Korelace,88 8 6 Německo Korelace,9 - - -6-8 -1-1 199 199 1996 1998 1 8 6 - - álie Korelace,91-6 1991 1993 1995 1997 1999 1 3 PP Přidaná hodnoa PP Přidaná hodnoa 8 6 - - Nizozemí Korelace,9-6 1991 1993 1995 1997 1999 1 3 1 8 6 - - -6 Belgie Korelace,8-8 1991 1993 1995 1997 1999 1 3 PP Přidaná hodnoa PP Přidaná hodnoa Pramen: OECD Naional Accouns, OECD Main Ecooomic ndicaors a vlasní výpočy. Zima 5 - -
Pokud naopak český PP je lepším obrazem o vývoji průmyslu, měla by bý pozorována korelace mezi ním a německým PP nebo německou přidanou hodnoou. Srovnání vychází jednoznačně víězně pro ukazael přidané hodnoy, kerý s předsihem jednoho až dvou čvrleí předchází německé přidané hodnoě v průmyslu (viz následující obrázek). Vývoj přidané hodnoy v českém zpracovaelském průmyslu a přidané hodnoy v německém průmyslu 15 1 5-5 -1-15 - 8 6 - - -6 1997 1998 1999 1 3 Přidaná hodnoa v českém zpracovaelském průmyslu (levá osa) Přidaná hodnoa v německém průmyslu (předsunuá o Q, pravá osa) Pramen: ČSÚ a OECD Naproi omu český PP pravděpodobně s žádnou relevanní veličinou zkorelován není. Předsih české přidané hodnoy před německou (resp. evropskou) lze vysvěli ím, že český průmysl do značné míry produkuje poloovary a mezivsupy, jejichž výroba musí časově předcháze dalším fázím produkce. Analogická siuace jako v průmyslu je ve savebnicví, ve kerém se sleduje index savební produkce na jedné sraně a přidaná hodnoa na sraně druhé. Savební výroba se v ČR měří na základě hodnoy savebních prací převedené do sálých cen (u podniků s a více zaměsnanci se daa zjišťují pomocí výkazů, u menších firem se jedná o odhad). Do hodnoy savebních prací se počíá hodnoa pro konečného uživaele (zv. savebníka), edy včeně zabudovaných maeriálů apod. Avšak nepočíají se sem subdodávky savebních firem pro jiné savební firmy, aby se co nejvíce omezilo dvojí započíávání. Přidaná hodnoa je dána jako rozdíl celkové produkce a mezispořeby. Vyšší růs mezispořeby než celkové produkce vedl v případě savebnicví dokonce k poklesu přidané hodnoy v průměru zhruba o 5% ročně od roku 1997 a o 9% (!) od roku 1995. Dokonce i za první ři čvrleí roku, kdy savební výroba rosla v průměru o 11%, poklesla přidaná hodnoa ve savebnicví podle ČSÚ o více než %, akže savebnicví přispívalo k růsu HDP negaivně. Produkivia práce měřená jako přidaná hodnoa na pracovníka se od roku 1995 snižovala ve savebnicví v průměru o % ročně, což je jen obížně inerpreovaelné. Vzah mezi savební výrobou a přidanou hodnoou ve savebnicví je sice slabý, ale korelační koeficien má alespoň očekávané kladné znaménko. Při zjišťování souvislosí ukazaelů ve savebnicví s jinými veličinami se již díky povaze odvěví nemůžeme na rozdíl od průmyslu opří o mezinárodní srovnání. Využijeme předpoklad, že savebnicví obvykle velmi cilivě reaguje na sav hospodářského cyklu, akže by měla bý pozorována korelace mezi někerým z ukazaelů savebnicví a HDP. V případě ČR zjišťujeme, že významnou korelaci s HDP zpožděným o jedno čvrleí vykazuje savební výroba (korelační koeficien,8), akže se zdá, že savebnicví u nás spíše hospodářský cyklus následuje než vede. Celkově můžeme shrnou, že jak údaj o růsu indexu průmyslové produkce, ak i vývoj savební výroby mohou bý zavádějící při vorbě úsudku o reálném růsu české ekonomiky. Díky omu, že v ěcho odvěvích sále dochází k rychlejšímu růsu mezispořeby než celkové produkce, rose v nich přidaná hodnoa pomaleji. Navíc zejména PP je v ČR specifický ím, že jeho vývoj nevykazoval očekávaný vzah k přidané hodnoě. To však poněkud zpochybňuje význam jeho sledování, proože nemůže slouži jako rychlý přibližný signál o vývoji skuečně vyrobené produkce v průmyslu, ak jako omu je v západoevropských ekonomikách, ale například i v Polsku a v Maďarsku. Zima 5-1 -