PROCES UČENÍ A TRANSPARENTNOST CENTRÁLNÍ BANKY

PROCES UČENÍ A TRANSPARENTNOST CENTRÁLNÍ BANKY Tomáš Holinka, Česká národní banka; Fakula fi nancí a účenicví VŠE v Praze.* 1. Úvod Supeň informovanosi ekonomických subjeků je jedním z významných fakorů, kerý od sebe odlišuje jednolivé školy ekonomie. Neoklasická škola je založena na walrasovské eorii celkové rovnováhy, kerá původně pracovala s impliciním předpokladem dokonalé informovanosi. Ekonomické subjeky mají včasné informace a rovnováha na různých rzích je díky dokonalé flexibiliě cen či mezd dosahována prakicky okamžiě. V 60. leech začíná v rámci neokeynesovské makroekonomie proces přehodnocování mikroekonomických základů spojených s kriikou a odmínuím neoklasické walrasovské koncepce čisících rhů a jejím nahrazení zv. newalrasovskou eorií celkové rovnováhy ekonoma E. Phelpse. Ta zdůrazňuje nejisou a nedosaek informací spojených s náklady z hlediska nepružných cen a mezd. Krize neokeynesovsví v 70. leech vede ve Friedmanově monearismu a nové klasické makroekonomii k opěovnému zdůraznění dokonalé informovanosi soukromých subjeků. Monearisé ve svém koncepu připoušějí určiou míru srnulosí, keré mohou krákodobě vychylova ekonomiku z rovnováhy, v dlouhodobém horizonu však dokonalá informovanos povede k dosažení přirozené míry nezaměsnanosi. Informace proo chápou jako dynamický fakor, jejichž charaker ovlivňuje vnímání ekonomických subjeků. Charaker informací pak určuje, jak rychle dojde k dosažení přirozených úrovní. Informace o minulém vývoji budou mí pouze omezené možnosi k rychlému dosažení rovnováhy, naopak informace o budoucím vývoji povedou k dosažení rovnováhy v kraším období. V rámci nové keynesovské ekonomie se J. Sigliz ve své snaze o vyvoření nového paradigmau vycházejícího z ekonomické eorie informací vrací zpě k nedokonalým informacím, keré jsou hlavní příčinou nepružných cen a mezd. Cílem předkládané sudie je charakerisika vorby očekávání, resp. zda soukromé subjeky formují svá očekávání na základě informací o minulém nebo budoucím vývoji či na základě v čase se měnících informací. Při vorbě inflačních očekávání je důležiým fakorem měnová poliika CB, resp. její ransparennos. Zveřejnění inflačního cíle, prognosického aparáu, zápisů z jednání bankovní rady či samoných komenářů členů bankovní rady pak nepochybně ovlivňují vorbu inflačních očekávání. Oázkou však zůsává, zda yo změny v ransparennosi cenrální banky povedou k racionální vorbě očekávání soukromých subjeků. * Výzkum byl podpořen ze zdrojů IGA v rámci granového projeku F 1/10/2010 Měnové a regulaorní aspeky nesabiliy finančních rhů. Názory zde uváděné se nemusí shodova s oficiálními posoji ČNB a vyjadřují pouze osobní cíění auora. Auor děkuje Marinu Mandelovi, Janu Filáčkovi, Milanu Sojkovi a Josefu Arlovi za cenné připomínky k pracovním verzím éo práce. Za veškeré chyby a nepřesnosi však odpovídá pouze auor sám. 458 POLITICKÁ EKONOMIE, 4, 2010

V další kapiole je charakerizováno adapivní a racionální očekávání, dále vorba očekávání soukromých subjeků pomocí procesu učení jako dynamického přechodu od adapivního k racionálnímu očekávání. Následuje popis ransparennosi cenrální banky jako jednoho z fakorů, kerý ovlivňuje vorbu očekávání a samoná kvanifikace ransparennosi ČNB. Cílem empirické čási by měla bý analýza, zda supeň ransparennosi ČNB ovlivňuje vorbu očekávání soukromých subjeků, resp. zda predikovaelná měnová poliika vede k equilibriu racionálního očekávání. 2. Adapivní a racionální očekávání Rozdílný charaker informací popisuje eorie očekávání, kerá nabývá na významu až s analýzou eorie funkce spořeby. Zaímco J. M. Keynes zasával názor, že spořebu ovlivňuje především běžný důchod a očekávání zde nemají žádné míso, od 50. le se na spořebu pohlíželo jako veličinu závislou na rvalejší formě důchodu, než je důchod běžného období. Zejména eorie permanenního důchodu M. Friedmana se dočkala široké publiciy. Oázkou následně bylo, jak soukromé subjeky odhadují své očekávané příjmy. Východiskem věšiny odpovědí byla hypoéza, že subjeky predikují své očekávané příjmy na základě minulých zkušenosí a začalo se hovoři o dvou základních modelech vorby očekávání. Adapivní očekávání, keré zformuloval zejména M. Friedman, se voří na základě minulých informací a zohledňuje i chyby z minulých předpovědí. Např. očekávaná inflace v ročním horizonu je deerminována váženou funkcí akuální inflace a inflací, kerá byla před rokem očekávána pro akuální období (Eπ /-1 ). Adapivní očekávání budoucí inflace nabývá varu: E 1 / a ( 1 a) E / 1. Racionální očekávání se voří na základě znalosi všech dosupných informací, keré mají vliv na očekávanou veličinu již v době vorby prognózy. Poprvé formuloval eorii racionálního očekávání Muh (1961). O její zvidielnění se posarali především Lucas (1972) a Sargen (1973) v rámci nové klasické makroekonomie. Racionální očekávání inflace nabývá varu: E 1/ a 1 u 1, kdy očekávaná inflace v příším období bude v průměru akuální inflace (π +1 ) a náhodná odchylka u +1, kerá je v průměru nulová. Prognóza inflace v příším období by se měla v průměru rovna akuální inflaci v budoucnu. Soukromé subjeky edy v dlouhém období sysemaicky nenadsřelují ani nepodsřelují akuální inflaci v budoucnu. Chyby v prognóze inflace jsou způsobeny náhodnými šoky. Racionální očekávání se edy zakládá na koncepu dokonalých informací. Jakákoli změna ekonomických proměnných či mechanismů, keré ovlivňují inflační očekávání, se skokově promíne do prognózy inflace. Inflační očekávání vořena racionálně edy v zásadě následují random walks v závislosi na náhodných šocích, keré pro pořeby dalšího výkladu lze popsa jako přicházející nové informace. Jinak řečeno, dosaek informací zvyšuje supeň efekivnosi vorby očekávání. V siuaci, že by soukromé subjeky měly v době vorby prognózy inflace úplné informace, jejich prognóza by odpovídala akuální inflaci v budoucnu a dalo by se hovoři o perfekním rhu. 1 Nedisponují-li však subjeky dokonalými informacemi v okamžiku vorby prognózy, jejich inflační očekávání by naopak divergovala od racionálních očekávání a dalo by se hovoři o sředně silné, resp. slabé formě efekivnosi rhu. 1 Perfekní rh je synonymem silné formy efekivnosi rhu, kerá v rámci eorie efekivních rhů označuje rhy, kde kurz akiva absorbuje všechny nové neočekávané informace ihned, a proo není čas na analýzu ocenění daného akiva. POLITICKÁ EKONOMIE, 4, 2010 459

Posupný vývoj používaných měnověpoliických režimů ovlivňuje rozsah informací, keré soukromé subjeky při vorbě inflačních očekávání zohledňují. S násupem inflačního cílení, kdy cenrální banka sanovuje impliciní či expliciní inflační cíl, rose význam znalosí o prognóze inflace cenrální bankou či jejím rozhodovacím mechanismu. Cenrální banka ak má významný vliv na vorbu inflačních očekávání. Kvalifikovaný a rozsáhlý prognosický a analyický ým, zdarma poskyované informace či nesrannos CB činí z její inflační prognózy důležiý zdroj informací na cesě k racionálnímu očekávání soukromých subjeků. Na druhou sranu nenaplňování inflační prognózy CB, španě zvolený prognosický model nebo chybná komunikace, jinými slovy nízká kredibilia CB, naopak vzdaluje soukromé subjeky od racionální vorby očekávání. Cenrální banka však věšinou nezveřejňuje všechny informace o svém cíli, své prognóze ani o průběhu rozhodování o měnověpoliických oázkách najednou. Soukromé subjeky ak při vorbě inflačních očekávání nedisponují dokonalými informacemi, aby jejich očekávání mohlo bý racionální. Hovoří se pak o dynamice ransparennosi CB. 3. Tvorba očekávání pomocí procesu učení Zaímco racionální očekávání se zakládají na úplných informacích, v posledních leech se objevují námiky (Fuhrer, 1997; Robers, 2001; Gali a Gerler, 1999; Gali, Gerler a Lopez - Salido, 2001), že soukromé subjeky v okamžiku vorby prognózy nemají všechny relevanní informace o ekonomických proměnných či mechanismech, keré ovlivňují budoucí inflaci. Subjeky se na rhu rozhodují na základě nedokonalých informací. S novými informacemi však dochází ke změně předešlého očekávání a k revizi sarších predikcí. Subjeky do svých očekávání zahrnují každou novou informaci, čímž se jejich očekávání sávají racionálními. Ke změně paradigma ohledně přísupu k informacím (dokonalé vs. nedokonalé informace) dochází v rámci procesu učení (learning process), kerý je určiou formou obecně známých savově prosorových (sae space) modelů. Sae space modely pomocí rekurzivního algorimu se snaží odhadnou budoucí či vyhladi minulé hodnoy nepozorovaelné veličiny, keré jsou spojeny s pozorovaelnými veličinami. 2 Jinými slovy, na základě znalosi prognózy inflace, akuální inflace nebo i dalších veličin se pokusi odhadnou vývoj charakeru vorby očekávání v čase. Tao více dynamická cesa se poprvé 3 objevuje ve sudiích Sargen (1993) a později je rozpracována v publikaci Evans a Honkapohja (2001). Proces učení, kerý by měl konvergova k equilibriu racionálního očekávání (raional expecaions equilibrium, REE), při vorbě inflačního očekávání obecně nabývá varu: Eπ +1/ = f (X, C ), (1) 2 Bližší informace o sae space modelech viz např. Slavík (2005). 3 Taylor (1975) hovoří o ransiional expecaions, keré charakerizuje jako předěl mezi adapivní a racionální vorbou očekávání, resp. cesu mezi vorbou nových očekávání na základě poučení se z chyb minulých a vorbou nových očekávání na základě nových informací. I když se ve sudii explicině nezmiňuje proces učení, ranziivní očekávání konverguje k racionálnímu očekávání, sejně jako v procesu učení. 460 POLITICKÁ EKONOMIE, 4, 2010

kde X vekor pozorovaelných proměnných, keré mají vliv na očekávanou inflaci (zpožděné hodnoy a další endogenní či exogenní veličiny): X = (1,, z ), C vekor rekurzivních paramerů: C = (c 1,, c 2,, c 3, ). Odhad rekurzivních paramerů je v procesu učení klíčový. Se získáním nové informace dojde ke změně paramerů v čase, což poskyuje dodaečné informace o dynamice vorby inflačního očekávání. Obecný var funkce popisující proces učení lze dále rozepsa do podoby: E 1 / c1, c2, c3, z, pro i c i, c i, 1 i, kde π míra inflace, z vekor proměnných, podle kerých subjeky formují svá inflační očekávání (vedle akuální inflace), j. sada informací, keré mohou ovlivni budoucí inflaci, ε náhodný šok η náhodný šok. Mezi fakory inflačních očekávání lze vedle akuální inflace zařadi i inflační cíl, mezeru výsupu, ad., ale i např. ransparennos cenrální banky. Informace poskyované CB edy výrazně ovlivňují vorbu očekávání soukromých subjeků. Přísun nových informací spolu s poučením se z chyb z minulých predikcí pak pro subjeky předsavuje proces učení. Supeň informovanosi subjeků přiom závisí na ransparennosi CB. Málo oevřená, ale aké málo kredibilní CB může vés k nepřesným odhadům očekávaného vývoje ekonomiky soukromými subjeky, keré pramení z neznalosi jejího modelového aparáu, rozhodovacího mechanismu či nedosahování inflačního cíle. Tržní očekávání pak nemohou konvergova k REE. Naopak oevřená a zároveň kredibilní CB může vés k její rosoucí predikovaelnosi ržními subjeky, což vyváří podmínky pro rychlejší dosažení REE. Důležiým předpokladem konvergence k racionálnímu očekávání je aké poučení se samoných subjeků z chyb z minulých predikcí. Transparennos cenrální banky edy lze považova za významný fakor při proces učení soukromých subjeků. 4. Transparennos cenrální banky I když oázka ransparennosi CB je z pohledu učících se subjeků velmi důležiá, doposud v odborné lierauře nebyla příliš rozpracována. Bližší pohled na lierauru věnující se ransparennosi a procesu učení nabízí, např. Bullard a Mira (2002), Evans a Honkapojha (2003ab, 2006) a Bullard (2006). Např. sudie Orphanides a Williams (2005) se věnuje vzahu mezi rovnováhou racionálního očekávání a inflačního cíle. Jesli CB zveřejní inflační cíl, soukromé subjeky budou rychleji konvergova k REE, než kdyby cíl zveřejněn nebyl. Podle sudie Svensson a Faus (2001) je ransparennos závazkem soukromým subjekům, kerá jim umožňuje odhali příčiny nedosažení inflačního cíle cenrální bankou. Auoři sudie Blinder a spol. (2001) vidí ransparennos jako pojisku proi lakům na snížení nezávislosi cenrální banky. Pokud (2) POLITICKÁ EKONOMIE, 4, 2010 461

je nezávislá CB oevřená, je odpovědná široké veřejnosi, a udíž nevyvsávají hlasy po zvýšení její odpovědnosi ím, že bude podřízena vládě. Sudie Berardi a Duffy (2006) spojuje ransparennos hlavně se vzděláváním veřejnosi v oblasi měnové poliiky. Zdůrazňuje přiom důležios použií vhodného modelu k prognóze inflace a mezery výsupu a jeho správného pochopení veřejnosí. Explicině přiom nezmiňuje, zda by soukromé subjeky pro pochopení chování CB měly využíva vlasní modely či v rámci zvýšení ransparence by měly používa predikční modely CB. V akovém případě by vzrosly nároky na srozumielnos a správnos ěcho modelů. Pokud by modely věrohodně nezachycovaly průběh ransmisního mechanismu, reakční funkci CB nebo nezohledňovaly chyby minulých predikcí, hrozilo by riziko zkreslení ržních očekávání, edy docházelo by k divergenci od REE. 4 Transparennos je v radičním pojeí hodnocena z hlediska kvaliy a kvaniy poskyovaných informací. Podle Geraas (2002) je měnová poliika ransparenní, neexisuje-li informační asymerie mezi vůrci měnové poliiky a soukromými subjeky. Plná ransparennos odpovídá informační symerii, edy savu, kdy soukromé subjeky disponují shodnými informacemi i nejisoou jako vůrci měnové poliiky. Supeň informovanosi se v čase mění. Vedle znalosi vhodného predikčního modelu by proces učení soukromých subjeků mohla poziivně ovlivni i znalos vorby měnověpoliického rozhodnuí a komunikace CB. Zaímco inflační zprávu hlavní dokumen CB s režimem inflačního cílení, kerá obsahuje prognózu inflace a mezery výsupu, zpracovávají zaměsnanci CB, o změně úrokových sazeb rozhoduje bankovní rada. 5 Názor bankovní rady na budoucí vývoj ekonomiky, sejně jako poměr hlasování o sazbách, je věšinou zveřejněn v minues dalším komunikačním kanálu CB, kerý přispívá ke zvýšení ransparennosi. Další komunikační násroje jsou uvedeny např. ve sudiích Geraas (2005) nebo Fry a spol. (2000). 4.1 Měření ransparennosi ČNB Z hlediska procesu učení soukromých subjeků je klíčové zachyi dynamiku ransparennosi. Mezi nejpoužívanější přísupy k měření ransparennosi paří insiucionální a behaviorální. Insiucionální přísup, používaný např. ve sudiích Eiffinger a Geraas (2002) nebo Kia a Paron (2004), konsruuje dynamický index ransparennosi, kerý odráží nově příchozí informace. Behaviorální přísup se naopak pokouší odvodi vývoj ransparennosi z chování soukromých subjeků. Transparennos byla výše charakerizována informační symerií mezi vůrci měnové poliiky a soukromými subjeky. Čím více je CB ransparenní, ím je její měnová poliika predikovaelnější. V předkládané sudii je predikovaelnos MP, resp. míra překvapení na změnu úrokových sazeb, měřena pomocí rozdílu ržních úrokových sazeb den před a po měnověpoliickém zasedání. Podobný přísup použili např. Kolán a Navráil (2005), Mariscal a Howells (2004) a v mírně modifikovaném pojeí i Brůna (2007). Je-li rozhodnuí ČNB očekáváno, je již obsaženo v ržních sazbách a změna jejich rozdílu bude nulová. Naopak neočekává-li rh změnu sazeb ČNB, kerá však nasane, dojde na rhu ke skokovému 4 Auoři hovoří o resriced percepions equlibrium, kerá je rozdílná od REE. 5 Alernaivně Výbor pro operace na volném rhu Fedu, Řídící výbor ECB nebo Měnověpoliický výbor CB. 462 POLITICKÁ EKONOMIE, 4, 2010

zohlednění akuálního nasavení měnověpoliických sazeb. Neočekávanos éo změny lze kvanifikova velikosí rozdílu ržních sazeb. Obrázek 1 Predikovaelnos měnové poliiky ČNB 0,25 0,00 p.b. -0,25-0,50 změna 1M PRIBOR změna 2T repo -0,75 I-02 VII-02 I-03 VII-03 I-04 VII-04 I-05 VII-05 I-06 VII-06 I-07 VII-07 Zdroj: ČNB Obrázek 1 ilusruje hisorický vývoj 6 míry překvapení rhu rozhodnuím ČNB (rozdíl mezi 1M PRIBOR den před a po zasedání bankovní rady v daném měsíci; kladná hodnoa znamená neočekávaně vysoké nasavení sazeb a naopak). Např. v červnu 2004 ČNB zvýšila repo sazbu o 0,25 p.b., zaímco rh neočekával žádnou změnu. Trhem neočekávané bylo i rozhodnuí z října 2005 nebo z lisopadu 2007. Naopak zvýšení repo sazby v srpnu 2004 bylo v souladu s ržním očekáváním, sejně jako její snížení v březnu 2005 nebo její zvýšení v únoru 2008. Z grafu vyplývá, že zaímco sabilia sazeb je rhem predikována poměrně hladce, rh obížněji odhaduje změny měnověpoliických sazeb. 5. Daa a jejich grafické znázornění V předkládané sudii je analyzováno období kvěen 1999 až prosinec 2007. Při výběru fakorů ovlivňujících vorbu očekávání soukromých subjeků budeme vycháze z rovnice (2). Jako ukazael inflačních očekávání jsou použiy měsíční hodnoy získané z doazníků ČNB (Měření inflačních očekávání finančního rhu, IOFT) popisující očekávanou hodnou indexu CPI rok dopředu za období od kvěna 1999 do prosince 2007. Pro období, kdy ČNB používala prognózu inflace podmíněnou konsanní rajekorií úrokových sazeb, by racionálně uvažující subjek při svých prognózách měl 6 Sledované období je zvoleno pouze pro ilusraci meody konsrukce míry překvapení. Navíc volba období od počáku roku 1998 zahájení používání měnověpoliického režimu inflačního cílení by byla zavádějící, kvůli sabilizaci ( = výraznému snižování) úrokových sazeb po finanční krizi v roce 1997. POLITICKÁ EKONOMIE, 4, 2010 463

zohledňova inflační cíl. Nicméně v období od poloviny roku 2002, kdy ČNB přešla na nepodmíněnou prognózu inflace založenou na reakční funkci, by jako významný fakor vymezující racionální vorbu očekávání mohla bý použia samoná prognóza ČNB, kerá by eoreicky měla více korelova s inflačním očekáváním soukromých subjeků. 7 Predikovaelnos měnové poliiky, PREDIK, je aproximována ročním klouzavým průměrem relaivní míry překvapení, kerá je popsána poměrem absoluní hodnoy rozdílu 1M PRIBORu den po, j+1, a před, j-1, měnověpoliickým zasedáním v měsíci k akuální výši 2T repo sazby: 12, j 1, j 1, j 1 1 PREDIK 1 / 12 (1M PRIBOR 1 M PRIBOR ) 2Trepo (3) kde 1M PRIBOR referenční úroková sazba PRIBOR s měsíční splanosí den po a před měnověpoliickým zasedáním, 2T repo liminí úroková sazba pro dvouýdenní repo operace. Obrázek 2 Inflační očekávání a skuečný vývoj inflace 7,0 6,0 5,0 IOFT 12M dopředu prognóza ČNB 12M dopředu akuální inflace (CPI, mzr.) inflační cíl ČNB % p.a. 4,0 3,0 2,0 1,0 0,0-1,0 V-00 V-01 V-02 V-03 V-04 V-05 V-06 V-07 Zdroj: ČNB Z obrázku 2 je parný rendový pokles inflačních očekávání analyiků i prognózy ČNB, kerý vesměs kopíruje inflační cíl ČNB. 8 Ze srovnání inflačního cíle a podmíněné prognózy inflace vyplývá, že inflační očekávání analyiků ěsněji kopírují prognózu 7 Předpoklad racionální vorby prognózy inflace ČNB by se mohl zdá příliš silný, zejména ve svěle dlouhodobého podsřelování inflačního cíle. Vzhledem k námice, že ani ČNB neumí racionálně predikova budoucnos, by korelace mezi prognózou ČNB a soukromými subjeky alernaivně mohla znamena kredibiliu měnové poliiky v očích soukromých subjeků. 8 ČNB do konce roku 2001 měla inflační cíl v podobě klesajícího pásma pro čisou inflaci; v horizonu 2002-05 bylo sanoveno klesající pásmo pro celkovou inflaci od 3-5 % do 2-4 %, od roku 2006 je sanoven bodový inflační cíl ve výši 3 % s olerančním pásmem ±1 %. 464 POLITICKÁ EKONOMIE, 4, 2010

ČNB. 9 Soukromé subjeky ak bez ohledu na ne/podmíněnou prognózu formují svá očekávání podle prognózy ČNB. Akuální inflace se v někerých leech (2002 2003, 2005 a 2007) pohybovala pod prognózou ČNB i soukromých analyiků a někdy i výrazně nad prognózou (konec roku 2007). Teno vývoj lze čásečně vysvěli proiinflačním působením silné koruny a exogenních fakorů, později nižšími než očekávanými druhonými efeky zvýšení adminisraivních cen. Naopak mezi proinflační šoky pařily globálně vysoké ceny poravin a ropy a adminisraivní změny (mj. odložené zohlednění růsu spořebních daní na cigarey, deregulace nájemného). Z obrázku 3 přiom vyplývá exisence přímé závislosi mezi odchylkou inflace od prognózy ČNB a mírou překvapení. 10 Obrázek 3 Predikovaelnos měnové poliiky a vývoj inflace 6,0 5,0 4,0 odchylky prognózy ČNB od CPI akuální inflace (CPI, mzr.) relaivní míra překvapení 3,0 % p.a. 2,0 1,0 0,0-1,0-2,0 V-00 V-01 V-02 V-03 V-04 V-05 V-06 V-07 Zdroj: ČNB Je edy pravděpodobné, že úspěšnos odhadu vývoje měnověpoliických sazeb rhem se odvíjí i od naplňování inflační prognózy ČNB. S rosoucí odchylkou akuální inflace od prognózy banky ak dochází ke znejisění rhu ohledně budoucí MP a poklesu její predikovaelnosi. Zajímavý je rovněž proisměrný pohyb relaivní míry překvapení a akuální inflace parný zvlášě do konce roku 2005. S růsem inflace klesá míra překvapení a naopak. Soukromé subjeky lépe predikují budoucí pohyb měnověpoliických sazeb při růsu inflace, naopak při jejím poklesu dochází k růsu míry překvapení. Důvodem by mohlo bý nadsřelování akuální inflace prognózou ČNB nebo spíše proiinflační vnímání ČNB. Naopak od roku 2006 proisměrný pohyb mezi mírou překvapení ohledně měnové poliiky ČNB a inflací slábne. Trh již ak výrazně jako v předešlém období neakcenuje proiinflační chování ČNB. Pře d samoným popisem procesu učení se nejprve pokusíme dokáza pomocí regresní analýzy závislos vybraných pozorovaelných veličin na inflačních očekáváních 9 Korelační koeficien IOFT a inflačního cíle dosáhl -0,20; zaímco koeficien IOFT a podmíněné prognózy ČNB činil 0,39. 10 Korelační koeficien za celý sledovaný horizon dosáhl 0,52; koeficien od 05/99 do 10/05 pak 0,75. POLITICKÁ EKONOMIE, 4, 2010 465

analyiků. Vzhledem ke slabšímu vzahu inflačních očekávání a inflačního cíle, je pro celé sledované období použia prognóza inflace ČNB. Vycházíme přiom z modelu 4. E CNB 1 / E 1 / PREDIK (4) kde Eπ +1/ inflační očekávání analyiků (posun o 12 měsíců zpě), π akuální inflace, ČNB Eπ +1/ prognóza inflace ČNB (posun o 12 měsíců zpě), PREDIK roční klouzavý průměr relaivní míry překvapení, α konsana, β, ω, δ v čase konsanní paramery. Dále je analýze podrobena výše zmíněna závislos relaivní míry překvapení na vývoji inflace, kerá je popsána modelem 5. PREDIK, kde π akuální inflace, γ v čase konsanní paramer. Vzhledem k charakeru časových řad, kdy původní časové řady jsou nesacionární a všechny inegrované řádem I, je použi model ADL se zpožděnými proměnnými. Výsledky analýzy ukazují na saisicky nevýznamný vzah mezi mírou překvapení, kerá pro případ éo sudie aproximuje ransparennos CB, a akuální inflací na sraně jedné a IOFT na sraně druhé, proo jsme je při esování modelu 4 dále neuvažovali. Použié časové řady upraveného modelu 4 jsou vzájemně koinegrované, j. jejich lineární kombinace je inegrovaná řádem 0 (edy sacionární) a exisuje mezi nimi dlouhodobý vzah. Regresní analýza edy povrdila, že inflační očekávání analyiků jsou závislé na prognóze inflace ČNB. Analýza rovněž povrdila negaivní závislos predikovaelnosi MP na skuečné inflaci. Tabulka 1 CNB Vliv vybraných fakorů na IOFT E 1/ 1 E 1/ ( 1) E 1/ ( 1), (5) Vliv inflace na míru překvapení PREDIK PREDIK ( 1) MODEL 4 MODEL 5 d(eπ) d(π) d(eπ CNB ) d(predik) α ω 1 ν γ λ adj R 2 DW sa. ADF es 0,17 0,14 0,80 (0,10) (0,04) (0,05) [0,10] [0,001] [0,001] 0,46 (0,19) [0,02] 0,07 0,84 (0,04) (0,06) [0,06] [0,00] 0,92 2,00 5,83 0,85 1,9 4,72 5,42 4,25 6,60 5,63 Poznámky: V kulaých závorkách je uvedena směrodaná chyba, v hranaých významnos odhadovaných paramerů Na základě Mac Kinnonova kriéria lze zamínou hypoézu o exisenci jednokového kořene u diferencovaných časových řad. 466 POLITICKÁ EKONOMIE, 4, 2010

6. Odhad modelu procesu učení a výsledky analýzy Zda ransparenní měnová poliika pomáhá rychleji dosáhnou REE, je esováno na vorbě inflačních očekávání. Převažuje-li adapivní vorba očekávání, hlavním fakorem vymezující inflační očekávání je akuální inflace, π. Naopak převažuje-li racionální vorba očekávání, soukromé subjeky by měly svá očekávání formova na základě inflačního cíle, resp. při předpokladu racionálního chování ČNB, kerý může bý vzhledem k dlouhodobému podsřelování inflačního cíle diskuabilní, na základě inflační prognózy ČNB, Eπ +1/ ČNB. Při opušění koncepu racionálních očekávání bychom srovnáním inflační prognózy ČNB a soukromých subjeků alernaivně mohli esova kredibiliu ČNB. Vycházíme-li z modelu (2), vývoj paramerů c 2,, c 3, v čase charakerizuje charaker vorby očekávání. Proces učení soukromých subjeků je popsán pomocí rekurzivních paramerů. Jesliže jsou inflační očekávání vořena na základě akuální inflace, rekurzivní paramery konvergují k hodnoám: c 2, 1 resp. c 3, 0. Jsou-li inflační očekávání formována racionálně, paramery konvergují k hodnoám: c 2, 0 resp. c 3, 1. Při analýze paramerů c je použia rekurzívní analýza měsíčních da. Analýza vlivu ransparennosi ČNB na vorbu inflačních očekávání je provedena ve dvou krocích. V prvním se vychází z modelu bez zahrnuí predikovaelnosi měnové poliiky, ve druhém je mezi fakory vysvělující vorbu inflačních očekávání soukromých subjeků zahrnu i fakor predikovaelnosi MP. Graf 4 Vývoj paramerů z modelu E CNB 1/ c1, c2, c3, E 1/ 0.5 1.0 0.8 0.0 0.6-0.5 0.4 0.2-1.0 0.0-1.5 02 03 04 05 06 07-0.2 02 03 04 05 06 07 Recursive C(2) Esimaes ± 2 S.E. Recursive C(3) Esimaes ± 2 S.E. POLITICKÁ EKONOMIE, 4, 2010 467

Graf 5 Vývoj paramerů z modelu 0.8 E CNB 1/ c1, c2, c3, E 1/ c4, 1.0 PREDIK 0.6 0.8 0.4 0.6 0.2 0.4 0.0 0.2-0.2 0.0-0.4 02 03 04 05 06 07-0.2 02 03 04 05 06 07 Recursive C(2) Esimaes ± 2 S.E. Recursive C(3) Esimaes ± 2 S.E. Ze srovnání vývoje rekurzivních paramerů c 2,, resp. c 3, pro modely bez zahrnuí predikovaelnosi MP a s její zahrnuím vyplývá, že ransparennos ČNB nemá podsaný vliv na charaker vorby inflačních očekávání soukromých subjeků. Zaímco vývoj parameru c 3, je v obou případech éměř shodný, paramer c 2, paradoxně vykazuje věší volailiu v případě zahrnuí predikovaelnosi MP. Z vývoje paramerů dále vyplývá, že subjeky svá očekávání formují spíše racionálně. Konvergence parameru c 3, 1 by edy mohla charakerizova posupné dosahování REE. Závěry rekurzivní analýzy edy povrzují výsledky regresní analýzy, kdy inflační očekávání soukromých subjeků závisí spíše na prognóze inflace ČNB a nikoli na akuální inflaci, resp. predikovaelnosi měnové poliiky. Lze edy soudi, že pro soukromé subjeky jsou důležié znalosi o konsrukci sřednědobého predikčního modelu a vorbě prognózy inflace ČNB. Jedním z důvodů, proč se neprokázal vliv ransparennosi MP na charaker vorby očekávání, by mohl bý velmi zúžený pohled na ransparennos pomocí relaivní míry překvapení z výsledku měnověpoliického zasedání bankovní rady ČNB nebo nedosaečný poče fakorů, keré soukromé subjeky zohledňují při svém procesu učení. Náměem k další sudii by proo mohlo bý rozšíření vnímání ransparennosi MP i o veličiny charakerizující znalos predikčního modelu, vorby rozhodovacího procesu o změně sazeb a další komunikační násroje CB. Jinými slovy, ransparennos cenrální banky míso relaivní míry překvapení popsa dynamickým indexem ransparennosi. 7. Závěr Předkládaná sudie zkoumá vliv ransparennosi cenrální banky na vorbu očekávání pomocí procesu učení. Proces učení soukromých subjeků je charakerizován jako dynamický přechod od adapivního k racionálnímu očekávání; měl by edy konvergova k REE. Výsledky analýzy ukázaly, že inflační očekávání v České republice jsou formována racionálně, edy zakládají se spíše na prognóze inflace ČNB, než na akuálních hodnoách inflace. Nuno ovšem doda, že uvedený závěr předpokládá racionální chování ČNB, keré může bý ve svěle dlouhodobého podsřelování jejího inflačního cíle značně diskuabilní. Transparennos MP nemá podsaný vliv na charaker vorby inflačních očekávání soukromých subjeků. Důvodem by mohl bý zúžený pohled na ransparennos ČNB nebo nevhodně zkonsruovaný model popisující proces učení. 468 POLITICKÁ EKONOMIE, 4, 2010

Dále byly podrobeny analýze vybrané fakory ovlivňující predikovaelnos měnové poliiky ČNB. Byla prokázána negaivní závislos mezi mírou překvapení a skuečnou inflací. Míra překvapení přinejmenším do konce roku 2005 úzce koreluje s odchylkou inflace od prognózy ČNB. Soukromé subjeky při vzdalování akuální inflace od prognózy cenrální banky hůře predikují její měnovou poliiku, naopak při snižování odchylky se jejich predikce zpřesňují. Zdá se edy, že pro úspěšný odhad očekávané měnové poliiky je důležiá znalos predikčního aparáu ČNB. Proces učení přiom nepodsupují pouze soukromé subjeky, ale měla by jím projí i samoná cenrální banka. Mělo by se jedna o obousranný proces, kdy CB by měla zohledni chyby z minulých predikcí, lépe pochopi ransmisní mechanismus a vnímání soukromých subjeků. Procesem učení CB zvyšuje svoji kredibiliu, soukromé subjeky jí důvěřují, a ím i jejímu inflačnímu cíli. Inflační očekávání soukromých subjeků konvergují k inflačnímu cíli, dochází k rovnováze racionálního očekávání a ekonomika dosahuje přirozené míry nezaměsnanosi či poenciálního produku. Popis procesu učení cenrální banky by proo mohl bý náměem k další sudii. Lieraura: BASDEVANT, O. 2002. Learning process and raional expecaions: an analysis using a small macroeconomic model for New Zealand. RBNZ Working paper, 2002. BERARDI, M.; DUFFY, J. 2006. The value of cenral bank ransparency when agens are learning. Working Papers Universiy of Pisburgh. 2006, č. 283. BLINDER, A.; GOODHART, C.; HILDEBRANT, P.; LIPTON, P.; WYPLOSZ, C. 2001. How do cenral banks alk? Geneva Repor on he World Economy, ICMB. 2001, No. 3. BRŮNA, K. 2007. Měnová poliika, změny rendové inflace a nesabilia úrokových relací: analýza dynamiky dlouhodobých úrokových sazeb v konexu změn repo sazby. Poliická ekonomie. 2007, Vol. 55, No. 1, pp. 3 22. BRŮNA, K. 2007a. Úrokový ransmisní mechanismus a řízení úrokové marže bank v konexu bezinfl ační poliiky ČNB. Poliická ekonomie. 2007, Vol. 55, No. 6, pp. 829 851. BULLARD, J. 2006. The learnabiliy crierion and moneary policy. Federal Reserve Bank of S. Louis Review, 2006, No. 88, pp. 203 217. BULLARD, J.; MITTRA, K. 2002. Learning abou moneary policy rules. Journal of Moneary Economics. 2002, No. 49, pp. 1105 1129. EVANS, G.; HONKAPOJHA, S. 2001. Learning and Expecaions in Macroeconomics. Princeon: Princeon Universiy Press, 2001. ISBN 0-691-04921-1. EVANS, G.; HONKAPOJHA, S. 2003a. Expecaions and he Sabiliy Problem for Opimal Moneary Policies. Review of Economic Sudies. 2003a, No. 70, pp. 807 824. EVANS, G.; HONKAPOJHA, S. 2003b. Adapive Learning and Moneary Policy Design. Journal of Money, Credi and Nanking. 2003, No. 35, pp. 1045 1072. EVANS, G.; HONKAPOJHA, S. 2006. Moneary Policy, Expecaions and Commimen. The Scandinavian Journal of Economics. 2006, No. 108, pp. 15 38. FRY, M.; JULIUS, D.; MAHADEVA, L.; ROGER, L.; STERNE, G. 2000. Key issues in he choice of moneary policy framework. London: Rouledge, 2000, pp. 1 216. GERAATS, P. 2002. Cenral Bank Transparency. The Economic Journal. 2002, No. 112, pp. 532 565. GERAATS, P. 2005. Transparency of Moneary Policy: Theory and Pracice. CWPE. 2005, No. 549. KEYNES, J. M. 1936. The General Theory of Employmen, Ineres and Money. London: Macmillan, 1936. POLITICKÁ EKONOMIE, 4, 2010 469

KOTLÁN, V.; NAVRÁTIL, D. 2005. Is he Czech Naional Bank Predicable? Finance a úvěr. 2005, Vol. 55, No. 7-8, pp. 333 334. LUCAS, R. E. 1972. Expecaions and he Neuraliy of Money. Journal of Economic Theory. 1972, No. 4, pp. 103 124. MARISCAL, I.; HOWELLS, P. 2004. Moneary Policy Transparency: Lesson from Germany and he Eurozone. Discussion Paper, Universiy of he Wes England. 2004, No. 410. MANDEL, M.; TOMŠÍK, V. 2004. Uváření infl ačních očekávání v české ekonomice. Bankovnicví. 2004, Vol. 12, No. 8, pp. 15 17. MUTH, J. F. 1961. Raional Expecaions and he Theory of Price Movemens. Economerica, No. 29, pp. 315 335. ORPHANIDES, A.; WILLIAMS, J. C. 2005. Imperfec knowledge, infl aion expecaions, and moneary policy. In Bernanke, B. S.; Woodford, M. (Ed.). The Infl aion-targeing Debae. Chicago: Universiy of Chicago Press, 2005, pp. 201 234. ROBERTS, J. 1997. Is infl aion sicky? Journal of Moneary Economics, 1997, No. 39(4), pp. 176 196. SARGENT, T. J. 1973. Raional Expecaions, he Real Rae of Ineres and he Naural Rae of Unemploymen. Brookings Papers on Economic Aciviy. 1973, No. 2, pp. 429 472. SARGENT, T. J. 1993. Bounded Raionaliy in Macroeconomics. Oxford: Oxford Universiy Press, 1993. SLAVÍK, M. 2005. Úvod do moderních přísupů analýzy časových řad: savově prosorové modely a Kalmanův fi lr. Poliická ekonomie, 2005, Vol., 53, No. 1, pp. 111 124. STIGLITZ, J. 2002. Informaion and he Change in he Paradigm in Economics. The American Economic Review. 2002, Vol. 92, No. 3, pp. 460 501. SVENSSON, L.E.O.; FAUST, J. 2001. Transparency and credibiliy: Moneary policy wih unobservable goals. Inernaional Economic Review. 2001, No. 42, pp. 369 397. TAYLOR, J. 1975. Moneary Policy during Transiion o Raional Expecaions. Journal of Poliical Economy. 1975, Vol. 83, No. 5, pp. 1009 1022. LEARNING PROCESS AND TRANSPARENCY OF CENTRAL BANK Tomáš Holinka, Universiy of Economics, Prague; Czech Naional Bank, Na Prikope 28, CZ 115 03 Prague 1 (omas.holinka@cnb.cz). Absrac Learning process is a new approach of fi lling he gap beween adapive expecaions and raional expecaions. Privae agens are learning new informaion and adjus heir expecaion abou he infl aion and oupu gap. Cenral bank ransparency is one of he key facors of learning by privae agens. However he learning process is also very imporan aspec for cenral bankers o improve heir credibiliy. Keywords raional expecaions; learning process; ransparency of cenral bank. JEL Classificaion E44, E52, E58 470 POLITICKÁ EKONOMIE, 4, 2010