NĚKTERÉ ASPEKTY SPOTŘEBNÍ FUNKCE V PODMÍNKÁCH ČR 9. LET Josef Arl, Jindra Čuková, Šěpán Radkovský, Česká národní banka, Praha, Vysoká škola ekonomická, Praha Úvod Analýza spořebielské popávky paří k jednomu z nejdiskuovanějších éma v ekonomii, a o jak z hlediska eorie, ak z hlediska empirických výzkumů. Sejně jako osaní oblasi ekonomického výzkumu aké problemaika spořební funkce prošla zejména v posledních deseileích poměrně značným rozvojem. Teno rozvoj je dán nejen pokračujícím eoreickým ekonomickým výzkumem, ale aké výrazným pokrokem v oblasi empirického výzkumu. Analýza spořebielské popávky v našich podmínkách má několik specifik. Sledované období je především velice kráké. Pro hodnocení spořebielského chování domácnosí se v zahraničí sandardně používají časové řady za dvace i více le. Too období je navíc nekonzisenní s předcházejícím a o jak meodologicky, ak věcně. Samo sledované deseileé období je z hlediska analyického značně nehomogenní. Jedná se o období budování základů ržní ekonomiky, kdy spořební a peněžní chování domácnosí se formovalo na pozadí řady jednorázových ransformačních opaření (liberalizace cen, daňová reforma, privaizace), navíc v podmínkách dělení sáu a měny. Adapace na ržní prosředí probíhala v podmínkách značné nejisoy (změna režimu hospodářské poliiky, absence koncepce ransformace sociálního sysému) což posilovalo vliv psychologických fakorů na spořební chování domácnosí. Konečně samosaným problémem je nedosaečná empirická evidence éo oblasi. Počínaje vymezením samoného ukazaele spořeby jako komplexního ukazaele bez deailnější analyiky, přes nedosaečné údaje charakerizující příjmovou a majekovou úroveň domácnosí až po prakickou absenci řady, z hlediska spořebního chování domácnosí, signifikanních údajů např. z kupónové privaizace. Předkládané sudie se skládá ze dvou základních čásí. První čás popisuje dvě koncepce ekonomerického modelování spořební funkce, koncepci DHSY a koncepci založenou na principu racionálního očekávání, zvýšená pozornos se přiom věnuje druhé z nich. Obsahem druhé čási je charakerisika hlavních endencí ve vývoji spořebielské popávky v daném období a diskuse o hlavních fakorech a deerminanech ohoo vývoje, na keré navazuje es hypoézy permanenního důchodu. Ekonomerické modely spořební funkce. Teorie spořební funkce a ekonomerické modelování Teoreický výzkum spořební funkce byl od samého počáku spja s empirickým výzkumem v éo oblasi. Lze dokonce říci, že eoreické závěry byly do jisé míry závislé na supni rozvoje ekonomerie jako vědní disciplíny. Není edy možné hleda nějakou zřeelnou hranici mezi eoreicko-ekonomickým výzkumem a ekonomerickým výzkumem spořební funkce. Tuo skuečnos je možné dokumenova následujícími příklady. Poliická ekonomie, č. /22, sr. 3-23, roč. L, VŠE Praha, ISSN 32-3233.
Z ekonomerického hlediska je v souvislosi s výzkumem problemaiky spořební funkce velmi významná práce Davidson, Hendry, Srba, Yeo (978) [dále DHSY]. Tao práce vychází z předsavy, že rozpor v průměrném sklonu ke spořebě v krákém a dlouhém období v základním keynesiánském varu spořební funkce je nejen problém ekonomický, ale aké ekonomerický. Rozpor spočívá v ekonomerickém modelu C = α + βy d + u, () kde C jsou reálné spořební výdaje, Y d je reálný disponibilní důchod a ve kerém se předpokládá, že u je nesysemaická složka charakeru bílého šumu, což neodpovídá realiě. Složka u je ve skuečnosi auokorelovaná. Auokorelace se pravděpodobně projevuje jinak v krákých časových řadách a jinak v dlouhých časových řadách, což může mimo jiné způsobova rozdílné odhady paramerů α a β uvedeného modelu a ím i rozdílnos v odhadu průměrného sklonu ke spořebě. Problém auokorelace nesysemaické složky saického modelu lze řeši jeho dynamizací, resp. konsrukcí modelu ypu ADL ("Auoregressive Disribued Lag"). Tao skuečnos je podle auorů sudie v souladu s hypoézou permanenního důchodu a hypoézou živoního cyklu, neboť spořební funkce odpovídající ěmo hypoézám lze vyjádři rovněž ve formě modelu ADL (viz. Friedman, 957, Modigliani, 975). Ve sejném roce jako DHSY publikoval svoji zásadní sudii zabývající se problémem spořební funkce Hall (978). Jeho sudie je však založena na jiných principech. Vychází z úvahy, že použií modelu ADL je při zkoumání vzahu mezi důchodem a spořebou problemaické zejména kvůli exogeniě a endogeniě, jejichž ekonomerické zvládnuí nebylo ehdy ani zdaleka na dnešní úrovni. Ve své práci proo používal alernaivní koncepci maximalizace očekávané užikové funkce. Ukázal, že podmíněné očekávání budoucího marginálního užiku je funkcí současné úrovně spořeby, osaní informace přiom nejsou důležié. Z ohoo závěru odvodil, že spořeba je proces náhodné procházky ("random walk"). V éo souvislosi je řeba poukáza na skuečnos, že ve svých úvahách Hall vycházel jak z předpokladu planosi Friedmanovy hypoézy permanenního důchodu, ak z předpokladu planosi Modiglianiho hypoézy živoního cyklu. Hall yo hypoézy zoožňoval a hovořil o hypoéze živoního cyklu-permanenního důchodu. Sejně jako práce DHSY, aké Hallova práce má zásadní charaker a sala se východiskem řady sudií zabývající se problemaikou esování hypoézy permanenního důchodu resp. živoního cyklu z hlediska eorie racionálního očekávání. Jednou z prvních je práce Flavin (98), aké uo sudii lze dnes již považova za klasický příspěvek k rozvoji bádání spořební funkce. Ani zde se nerozlišuje hypoéza permanenního důchodu a hypoéza živoního cyklu, i když se časo používá ermín hypoéza permanenního důchodu. Rozsáhlá empirická zkoumání, kerá jsou rovněž obsahem prací Hall (978) a Flavin (98), ale i jiných pozdějších prací, ukázala, že reálná siuace je v mnoha případech komplikovanější, neboť hypoéza permanenního důchodu (j. spořeba je náhodná procházka ) nebyla povrzena, časo se objevovala siuace zv. přílišné cilivosi spořeby na akuální změnu úrovně důchodu ("excess sensiiviy"). Ješě jeden příklad ilusruje zajímavé prolínání eoreicko-ekonomických úvah s ekonomerickým výzkumem. Poměrně dlouhou dobu se hypoéza permanenního důchodu zdála Jako první napadl keynesiánskou funkci spořeby J. S. Duesenberry (949), kerý navrhl jiný vzah mezi spořebou a důchodem a nazval jej hypoéza relaivního důchodu. Servačnos spořebních zvyklosí následně formalizoval Brown (952) ve spořebním modelu zvykové servačnosi. V průběhu 5. a na počáku 6. le vznikla řada ekonomických eorií přinášejících sofisikovanější pohled na vzah mezi spořebou a důchodem. Klíčové posavení mezi nimi zaujímaly Friedmanova hypoéza permanenního důchodu (Friedman, 957) a Andova a Modiglianiho hypoéza živoního cyklu (Andova, Modigliani, 963), keré dodnes předsavují základní analyický násroj pro sudium spořebielského chování na mikro i makro úrovni. 2
bý logická aké z následujícího důvodu. Empirické sudie ukazovaly, že variabilia časové řady důchodu je výrazně vyšší, než variabilia časové řady spořeby. Proože se vycházelo z předsavy, že permanenní důchod je charakerisický nižší variabiliou ve srovnání s běžným důchodem, zdála se bý hypoéza permanenního důchodu empiricky opodsaněná. Deaon (987) ve své ekonomerické sudii však ukázal, že permanenní důchod musí bý naopak ješě variabilnější než důchod běžný, což svědčí v neprospěch hypoézy permanenního důchodu. Teno jev se označuje jako Deaonův paradox. V lierauře navazující na Deaonovu sudii se obvykle konsauje, že hypoéza permanenního důchodu nemůže plai z důvodu přílišné vyhlazenosi spořeby ("excess smoohness"). V oblasi ekonomerického výzkumu spořební funkce exisuje značné množsví významných prací. V následujících čásech rozebereme dvě výše uvedené koncepce ekonomerického zkoumání spořební funkce, koncepci DHSY (978) a koncepci založenou na principu racionálních očekávání, vycházející zejména z prací Hall (978) a Flavin (98), neboť právě yo koncepce jsou z mnoha hledisek považovány za klíčové..2 Koncepce DHSY (Davidson, Hendry, Srba, Yeo) Ve svém zkoumání vyšli DHSY z předpokladu exisence dlouhodobého vzahu mezi spořebou a disponibilním důchodem ve varu C =βy d, (2) j. předpokládali, že v modelu () α =. Za éo podmínky zkoumali, na čem závisí APC. Model (2) lze vyjádři v logarimované podobě, j. kde c = lnc, b = lnβ, y d = lny d Model ADL(p, q) lze vyjádři jako c = b + y d, (3) γ p (B)c = b * + δ q (B)y d + a, (4) kde γ p (B) = -γ B-γ 2 B 2 -...-γ p B p, δ q (B) = δ +δ B+δ 2 B 2 +...+δ q B q, B je operáor zpěného posunuí, pro kerý plaí B j z =z -j, a a ~ IIN(, σ a 2 ). Pro další úvahy je možné vycháze ze zjednodušeného modelu ypu ADL(,) varu c = b * + γ c - + δ y d + δ y - d + a. (5) Je zřejmé, že model (3) se složkou a je zvlášním případem modelu (5). Jesliže δ +δ +γ = resp. δ=-δ +ω a γ =-ω, získá se model korekce chyb ("error correcion model") ve varu c = b * + δ y d - ω(c - y d ) + a. (6) Model korekce chyby je jedním ze základních přínosů práce auorů DHSY k rozvoji ekonomerie, neboť umožňuje odliši vzahy časových řad, keré se prosazují dlouhodobě od vzahů prosazujících se krákodobě. Model korekce chyb je základním savebním kamenem koinegrační analýzy, se kerou přišel Granger (983). Z éo analýzy v souvislosi se spořební funkcí vyplývá následující. Za předpokladu, že {c } ~ I() a {y d } ~ I() vzah (3), kerý je doplněn o sacionární auokorelovanou složku u znamená, že procesy {c } a {y d } jsou koinegrované, j. ω (kdyby nebyly koinegrované, ω = a model (6) by měl formu c = b * + δ y d + a, kde { c } ~ I() a { y d } ~ I()). Po dosazení (3) do modelu (6) za předpokladu a = plaí c = b * + δ y d - ωb. (7) Za podmínky vzahu (6) předpokládejme, že g = E( c ) = E( y d ), poom 3
b = (b * - g(-δ ))/ω a β = exp{(b * - g(-δ ))/ω}. (8) Je edy zřejmé, že APC závisí na g. Obecně, je-li sochasický proces sacionární, je jeho sřední hodnoa konsanní. V krákém časovém úseku se však sacionaria nemusí prosazova a sřední hodnoa se může měni, j. g se může jevi jako závislé na čase, poom se může měni aké APC. Může ale aké nasa ješě jiná siuace, časová řada disponibilních příjmů je obvykle variabilnější než časová řada spořeby. Sacionaria se proo u první diference časové řady příjmů může projevova rychleji než u první diference spořeby. Vzhledem ke vzahu (7) by ao skuečnos znamenala dočasný pokles APC. Na základě výše uvedeného DHSY ve své práci konsruovali konkréní model vyjadřující vzah mezi disponibilním příjmem a spořebou. Vycházeli přiom ze sezónně neočišěných časových řad Velké Briánie. Vzhledem k sezónnímu charakeru časových řad k zachycení krákodobých vzahů mezi časovými řadami v modelu používali kromě prosých diferencí aké diference sezónní..3 Koncepce založená na principu racionálních očekávání Spořební funkci vycházející z hypoézy permanenního důchodu a živoního cyklu formalizovali Hall (978) a Flavin (98) řešením opimalizačního problému spořebiele. Campbell a Mankiw (99) definují na základě uvedeného přísupu celoživoní užiek spořebiele za předpokladu v čase adiivních preferencí jako souče diskonovaných očekávaných užiků spořeby v každém období + s s = s U = E ( + δ) u( C ), (9) kde u( ) je ryze konkávní užiková funkce a E je podmíněná sřední hodnoa v čase. Paramer δ se označuje jako subjekivní diskonní míra, kerá přiřazuje nižší váhu užiku budoucí spořeby. Dynamický opimalizační problém spořebiele spočívá v maximalizaci celkového užiku U vzhledem k omezením: W+ = ( + r) W + Y C () i lim E ( ) + r W+ i =, () i kde W je reálné bohasví jedince na začáku období, Y je pracovní důchod, kerý je vyplácen na konci období, r je reálná míra výnosu, kerá je konsanní. Omezení () vyjadřuje vývoj bohasví v čase. Omezení () zabraňuje spořebieli, aby splácel úroky z vypůjčených prosředků na financování dnešní spořeby nekonečným vypůjčováním v budoucnu. Podmínkou prvního řádu řešení opimalizačního problému je vzah u ( + r) u = E, (2) C ( + ) δ C+ kerý se označuje jako Eulerova rovnice a říká, že mezní užiek spořeby v čase je roven očekávanému meznímu užiku spořeby v čase +, kerý je váženým poměrem ržního a subjekivního diskonního fakoru. V lierauře se časo uvažuje speciální případ, kdy se obě míry rovnají, j. r = δ. Předpokládáme-li dále kvadraickou funkci užiku ve varu u(c ) = -/2(β - C ) 2, kde β je menší než C a r = δ, dosaneme C = E C +. (3) Subsiucí ohoo vzahu do omezení opimalizační úlohy za předpokladu C = Y p, kde Y p je permanenní důchod, získáme 4
Y p = r ( s+ ) W + ( + r E ) ( Y + s ). (4) Za předpokladu vzahu () plaí C + = r + r + + + ( s+ ) ( ) W Y C ( r) E+ ( Y + s+ ). (5) Tuo rovnici lze vyjádři aké ve varu C + = ( s+ ) ( s+ ) r ( + r) W + ( + r) E ( Y + s ) C + ( + r) ( E+ E ) Y + s+. (6) + -(s+ ) Po dosazení (/r)c míso W + ( + r) E ( Y s ) se získá rovnice ( s+ ) C + = C + r ( + r ) ( E E ) Y. (7) Je edy zřejmé, že budoucí spořeba je na základě hypoézy permanenního důchodu dána jednak spořebou současnou, ale aké změnou očekávaného pracovního příjmu. Přejděme nyní od úvahy o pracovním důchodu k úvaze o disponibilním důchodu, lze jej vyjádři jako Y d = Y +rw. Ze vzahu (4) vyplývá, že plaí Y d - C = Y +rw - C = r( + r) + s E ( r Y + s = + ) ( + r) s + s+ ( E Y + s Y ). (8) Jesliže má proces pracovního důchodu a spořeby jednokový kořen, j. {Y } ~ I() a {C } ~ I(), disponibilní důchod a spořeba jsou koinegrované s jednokovými koinegračními paramery, j. {Y d }, {C } ~ CI(,-). Ze vzahu () vyplývá, že Y d - C = W + - W, (29) jsou-li {Y d }a {C } koinegrované s koinegračními paramery (,-), poom {W } ~ I(). Ze vzahu Y - C =(Y d - C ) - rw (2) je edy zřejmé, že spořeba a pracovní důchod koinegrované s koinegračními paramery (,-) nejsou, j. nejsou koinegrované vůbec nebo jsou koinegrované s jinými paramery. Také v případě, že {Y } ~ I() za předpokladu koinegrace {Y d } a {C } s paramery (,-) ze vzahu (2) vyplývá, že {W } ~ I()..3. Vzah spořeby a disponibilního důchodu Posuďme, jak se bude vyvíje spořeba při disponibilním důchodu modelovaným sochasickým procesem určié formy. Vyjděme ze vzahu Jesliže {Y } ~ AR() ve varu poom Y d - C = ( + r) s E Y + s. (2) Y = c + φy - + a, kde φ <, (22) 5
C = Y d s s 2 + (φ - ) ( + r) φ ( a + φa + φ a +...). (23) Jedná se edy o model bez konsany a s auokorelovanou nesysemaickou složkou. Je-li {Y } proces náhodné procházky ve varu poom 2 Y = c + Y - + a, (24) C = Y d + r - c, (25) eno model obsahuje konsanu, jeho nesysemaická složka je však nulová. Je-li {Y } ~ ARIMA(,,) ypu model spořeby má var Y = c + Y - + u, u = φu - + a + θa -, (26) [( ) ( ) ( ) ] C = Y d + r - s s 2 c + ( + r) φ φ + θ a + φ φ + θ a + φ φ + θ a +.... (27) 2.3.2 Vzah spořeby a pracovního důchodu Posuďme nyní, jak se bude vyvíje spořeba při pracovním příjmu, kerý se vyvíjí na základě sochasického procesu určié formy. Předpokládejme nejprve, že {Y } ~ ARMA(p, q) ve varu kde { } a Y = c + φ Y - + φ 2 Y -2 +... + φ p Y -p + a + θ a - + θ 2 a -2 +... + θ q a -q, (28) je proces bílého šumu. Proces (28) je možné vyjádři aké jako Y = µ + [φ p (B)] - θ p (B)a = µ + ψ(b)a, (29) kde φp(b) = - φ B - φ 2 B 2 -... - φ p B p, θ q(b) = + θ B + θ 2 B 2 +... + θ q B q, µ = [φ p (B)] - c a ψ(b) = + ψ B + ψ 2 B 2 + ψ 3 B 3 +.... Budeme-li vycháze ze vzahu ( s+ ) C = C - + r ( + r ) ( E E ) Y, (3) poom vzhledem k omu, že (E - E - )Y +s = ψ s a ( + r ) s ( E E Lze dokáza (Flavin (98)), že plaí vzah ( ) ) Y + s + s = s r ( + ) ψ s a. (3) s + ( + r) θ s s ψ =. (32) s ( + r) φ s + r p Jesliže {Y } ~ AR() ve varu (22), poom C = C - + q j= r + r ( + r) φ j a. (33) Jesliže φ =, j. pracovní důchod je proces ypu náhodné procházky (24), model spořeby je C = C - + a. (34) V obou výše uvedených případech je spořeba procesem ypu náhodné procházky. Teno závěr je v souladu se závěrem uvedeným v práci Hall (978). Uvažujme nyní ješě siuaci, kdy {Y } ~ ARIMA(,, ), j. (26). V omo případě má spořeba formu 6
je edy procesem ypu ARIMA(,,). C = C - + u, kde u = a + (φ +θ)a - + φ(φ +θ)a -2 +..., (35) Při hypoéze permanenního důchodu ve varu (4) je edy spořeba ovlivňována pracovním důchodem pouze prosřednicvím nesysemaické složky jeho procesu. V siuaci, kdy {Y } ~ I(), nebo {Y } ~ I(), je spořeba vždy procesem inegrovaným prvního řádu, j. {C } ~ I(). 2 Analýza spořebielské popávky v ČR 2. Vývoj spořeby domácnosí v leech 99-2 Spořeba domácnosí je sledována v rámci užií HDP jako ukazael výdajů na konečnou spořebu (v meodice SNA). Jedná se o komplexní ukazael zachycující celkovou spořebu zboží a služeb hrazenou z disponibilních důchodů domácnosí, kerý není publikován v deailnější srukuře. Jak je parné z obrázku vykazovala ako definovaná spořeba ve sledovaném období poměrně silnou volailiu. Too období je možné rozděli na čyři, z hlediska spořebního chování domácnosí, odlišné eapy. Obrázek Spořeba domácnosí (meziroční změny, sálé ceny) % 8 6 4 2-2 -4-6 -8-8.8 5.6 6.9.2 5.8.8.7.4-2.9-2.4 99 992 993 994 995 996 997 998 999 2. eapa (období 99-993). V omo období se spořeba domácnosí vyznačovala značnými flukuacemi. Rok 99 byl charakerisický prudkým růsem spořeby domácnosí, kerý byl podmíněn obavami z ohlášené liberalizace cen k..99. Rok 99 byl rokem vyrovnávání se s cenovým šokem, počínající nezaměsnanosí a obecně zvýšenou nejisoou. Domácnosi omezily spořební výdaje a podle svých možnosí obnovily vorbu peněžních rezerv. Velký význam expekací povrdil i vývoj v roce 992. Očekávané zvýšení cen, spojené se zavedením daňové reformy k..993 podpořilo novou vlnu nákupů, jejichž rozsah byl však podsaně menší než v roce 99. Nejisoa ohledně dopadů dělení sáu a měny vedla k zdrženlivému spořebnímu chování domácnosí v průběhu následujícího roku. 2. eapa (období 994. pololeí 997) byla charakerisická vysokou spořebou domácnosí, kerá se koncenrovala na masovou kvaliaivní obnovu předměů dlouhodobé spořeby. Zvýšení sklonů ke spořebě v peněžním chování domácnosí bylo vyvoláno poziivním souběhem růsu disponibilních peněžních zdrojů a rozšířením nabídky na vniřním rhu v důsledku liberalizace zahraničního obchodu a rozvoje soukromého sekoru. Mimo vlasní růs reálných mezd a následně i reálných disponibilních důchodů domácnosi inkasovaly značné suplemenární finanční zdroje (cesou bezúplaného převodu majeku a akcií, 7
kupónovou privaizací, resiucí majeku a v menší míře i resiucí přímo penězi), keré významně ovlivňovaly celkovou finanční pozici sekoru domácnosí. V období 992-995 dosáhla odhadovaná hodnoa kapiálových ransferů 457,3 mld. Kč (včeně kupónové privaizace). Od roku 996 vliv ěcho ransferů, v souvislosi s ukončením procesů s nimi spojených, slábne. Na preferenci spořeby v peněžním chování domácnosí měl vliv ješě jeden fakor a ím byl vzah k vorbě peněžních rezerv. Tvorba domácích kapiálových zdrojů a jejich úloha v procesu ekonomické ransformace byla dlouho podceňována. Ze srany sáu nebyla učiněna účinná opaření na podporu akumulace peněžních rezerv domácnosí a o ani ve směru výraznější podpory insiucionálního spoření, ani podpory dlouhodobého spoření ve formě bankovních produků. Omezené možnosi diverzifikace porfolia spolu s jisou servačnosí v chování domácnosí vedly k omu, že rozhodující čás rezerv byla akumulována ve formě bankovních vkladů, keré však nezabezpečovaly jejich dlouhodobé zhodnocování. Sklony ke spořebě se proo přenesly i na přechodné příjmy, keré domácnosi průběžně využívaly ke zvyšování své spořeby. 3. eapa (2. pololeí 997-998) byla charakerisická výrazným úlumem spořeby. Důvody resrikce výdajů domácnosí byly jak psychologické ak ekonomické. Obra v hospodářském cyklu v roce 997, sagnace a následná hospodářská recese se odrazily i ve vývoji průměrné mzdy jejíž reálný meziroční růs dosáhl v roce 997 pouze,9%, v roce 998 došlo k meziročnímu poklesu o,3%. Reálný disponibilní důchod domácnosí od čvrého čvrleí 997 meziročně klesal a jeho pokles v roce 998 dosáhl 2,9%. V rámci svých rodinných rozpočů navíc nemohly domácnosi počía s plošnými kapiálovými ransfery ze srany sáu, přiom zdroje inkasované v souvislosi s ransformačními procesy měly již v převážné míře vyčerpané. Jako nový jev se prosazovala změna srukury peněžních výdajů. V důsledku deregulací cen řady služeb byly domácnosi nuceny přebudova své rozpočy. V rámci rodinných výdajů se podsaně zvýšil především podíl položek bydlení a energie. Vzhledem k omu, že jejich subsiuce je značně omezená, byly domácnosi nuceny používa na jejich úhradu sále věší podíl svých výdajů, což snižovalo prosor pro nákupy v maloobchodě. V leech 997-998 se podíl výdajů za bydlení a energie zvýšil o necelých pě procenních bodů, což předsavovalo nezbyný přesun zhruba 34 mld. Kč ve prospěch ěcho výdajů. Chování domácnosí bylo silně ovlivněno nejisoou jak ohledně budoucích příjmů ak nezbyných výdajů. Vzhledem k omu, že nebyla zformulována koncepce celkové ransformace sociálního sysému (reagovalo se vždy pouze na bezprosřední důsledky ekonomické ransformace), přervávaly nejasnosi o rozsahu budoucích osobních výdajů na penze, školsví i zdraví. Zároveň klesala důvěra veřejnosi ve skuečnou hodnou budoucích příspěvků důchodového zabezpečení, ale i akivní zaineresovanos sáu v dalších sociálních oblasech. Nedůvěra k ekonomickému vývoji způsobila, že domácnosi pokládaly za akuálnější rizika související s vývojem makroagregáů a růsem nezaměsnanosi než rizika plynoucí z případného znehodnocení měny. V rámci svého peněžního chování preferovaly akumulaci finančních rezerv. 4. eapa (období 999-2) V roce 999 došlo k mírnému oživení spořebielské popávky domácnosí. Teno rok byl ve znamení obnoveného růsu reálných průměrných mezd (o 6 %), kerý však byl v našich podmínkách nesandardně ovlivněn vývojem míry inflace (nominální přírůsky průměrné mzdy pařily naopak k jedněm z nejnižších za sledované období j. od roku 993). Přes dynamicky rosoucí objem mezd pokračoval rend záporných přírůsků reálného disponibilního důchodu domácnosí. Dále poklesl i objem dodaečných příjmů inkasovaných prosřednicvím kapiálových ransferů. Oživení spořebielské popávky bylo výsledkem poziivní souhry mimořádně příznivého cenového vývoje s fakory na sraně nabídky: odvážnější obchodní poliikou a rozšířením prodeje na spláky. Velký výběr zvlášních nabídek a výprodejů se sal v roce 999 prakicky koninuálním prosředkem prodeje. Zároveň s ím akivizovaly svoji činnos společnosi zaměřené na splákový 8
prodej. Na drobné klieny jako poenciální dlužníky zaměřily, v širším měříku prakicky poprvé, svoji pozornos i banky. Vzhledem k nízké kupní síle domácnosi nemohly zcela změni svůj model relaivně zdrženlivého spořebního chování (domácnosi navíc sabilně přikládají značný význam vorbě rezervních složek rodinných rozpočů), začaly edy využíva ve věší míře produky dluhového financování, jejichž nabídka byla ve srovnání s předcházejícími ley širší i podsaně výhodnější. Určiý vliv na ochou oživi nákupy zboží měl i fak, že došlo ke zpomalení srukurálních změn ve výdajích vzhledem k nízké míře cenové deregulace a rekordně nízké inflaci. Růs spořeby domácnosí pokračoval i v následujícím roce, přes méně příznivý vývoj jak u ukazaele průměrné mzdy (reálný nárůs o 2,6 %) ak disponibilního důchodu. Oživení spořebielské popávky se přiom poprvé od roku 997 výrazněji projevilo i v popávce po průmyslovém zboží. 2.2 Hlavní deerminany spořebielské popávky domácnosí 2.2. Vlasní zdroje financování spořeby Vlasní zdroje financování spořeby (pracujeme v ermínech národního účenicví) voří hrubý disponibilní důchod, kapiálové ransfery a akumulované bohasví domácnosí. Tabulka Vlasní zdroje financování spořebielské popávky (v běžných cenách) v mld. Kč 995 996 997 998 999 2 Hrubý disponibilní důchod 784,6 898,4 98,2 44,8 64,4 4,8 Čisé kapiálové ransfery,2 23,7 3, 9,2 8,3, Přírůsek finančních akiv 4,4 9,8 3,9 8,3 82,3 8,6 Meziročně v % Hrubý disponibilní důchod * 4,5 9,2 6,5,9 3,8 Čisé kapiálové ransfery / * 32,4-44,7-29,8-9,8 2,5 Přírůsek finančních akiv * -2, 3,2 4,2-24, -2,2 / Kapiálové ransfery za rok 995 neobsahují ransfery v souvislosi s kupónovou privaizací. Pramen: ČSÚ Časovou řadu vývoje hrubého disponibilního důchodu máme k dispozici od roku 995. Je z ní parný průběžný meziroční pokles nominálních přírůsků až do roku 999 a následné oživení i když na nižší úrovni. Od roku 998 dochází k poklesu reálného disponibilního důchodu. V průběhu sledovaného období se výrazně prohlubovala příjmová diferenciace. Zvěšování příjmové variabiliy přiom snižuje vypovídací schopnos průměrných údajů používaných pro hodnocení spořebního chování domácnosí. Od roku 993 máme k dispozici údaje o vývoji průměrné mzdy. Je z nich parné rychlé empo růsu ohoo ukazaele do roku 996 (reálná mzda rosla v omo období průměrně ročně o 6,5%), v roce 997 se empo růsu reálné mzdy snížilo na 3,% v roce následujícím došlo k reálnému poklesu. Oživení růsu reálné mzdy parné od roku 999 bylo ovlivněno především nízkou inflací, nominální přírůsky paří k nejnižším za sledované období. Fakická kupní síla mzdových příjmů je navíc v posledních dvou leech omezována zv. fenoménem nevyplacených mezd. Podle údajů získávaných od leošního roku ČSÚ se odhadovaná reálná výše nevyplacených mzdových prosředků pohybuje kolem jedné miliardy korun. 9
Vliv kapiálových ransferů (viz ab. ) na příjmovou siuaci a následně spořebielské chování domácnosí od roku 996 slábne a ani do budoucna nelze očekáva podobné akce, umožňující signifikanním způsobem zvyšova příjmy, jako byly kupónová privaizace či resiuce. Transfery realizované v prvních leech ransformace však spořebielskou popávku domácnosí bezesporu ovlivnily. Jejich působení je však obížné saisicky verifikova vzhledem k omu, že prakicky nejsou k dispozici daa o počáeční disribuci ani následné realokaci ěcho zdrojů. Z dílčích údajů lze usuzova, že převážná čás ěcho ransferů směřovala v relaivně kráké době do spořeby a umožnily ak řadě domácnosí zmírni absoluní pokles jejich živoní úrovně v souvislosi s liberalizací cen a reálným poklesem mzdových příjmů z počáku 9. le. Nejisoa ohledně dopadu ransformačních opaření navíc zvyšovala nerpělivos spořebielů a podněcovala akuální spořebu. Velkou roli sehrála i široká nabídka zahraničního zboží a snaha napodobi alespoň někeré spořební zvyky zahraničních sousedů. V erminologii národního účenicví je možné vývoj finančních akiv domácnosí sledova (v čvrlení periodě) pouze prosřednicvím přírůskového ukazaele (viz ab. ), v jejichž rámci jsou sledovány následující položky: oběživo a depozia, cenné papíry jiné než účasi, akcie a osaní účasi, pojisné echnické rezervy a osaní účení pohledávky. Z vývoje ohoo ukazaele je parné, že redukce disponibilních peněžních zdrojů se od roku 998 projevuje v nižší schopnosi domácnosí akumulova finanční rezervy. Ukazael finančních akiv, jako savové veličiny, bývá nejčasěji aproximován peněžním agregáem M2, což má své opodsanění vzhledem ke srukuře porfolia domácnosí, jejíž rozhodující čás (podle odhadu 8%) byla akumulována v podobě oběživa a bankovních vkladů. Vzhledem k disponibilním údajům je možné eno ukazael rozšíři o invesice domácnosí do penzijního a živoního pojišění. Tím ovšem pokus o konsrukci širšího ukazaele porfolia, vzhledem k absenci údajů o invesicích v rámci nebankovních finančních insiucí, končí. Problémy spojené se saisickou evidencí éo oblasi souvisí jednak z neexisencí komplexních údajů (např. za spořielní a úvěrová družsva), jednak s absencí sekorového sledování ěcho údajů (např.u hypoečních zásavních lisů, podílových lisů podílových fondů). Z abulky 2 je parné, že akumulované relaivní přírůsky finančních akiv, v námi sledované srukuře, se od roku 998 snižují. Oázkou je do jaké míry na eno fak působí celkové zhoršování finanční siuace domácnosí a do jaké míry odklon od klasických bankovních produků a snaha o širší využívání insrumenů nebankovních finančních insiucí v podmínkách klesajících úrokových sazeb a jejich minimální časové diference. O rozsahu ěcho invesic exisují pouze dílčí odhady, keré naznačují, že se zaím nejedná o masivní přesuny. V budoucnu však může absence údajů z éo oblasi podsaně zkreslova naši předsavu o celkových finančních rezervách domácnosí. Pro hodnocení úrovně zabezpečení domácnosí finančními akivy je důležiý jak rozsah ěcho akiv ak jejich srukura. Realiou je, že významná čás peněžních rezerv je vysavena inflačnímu znehodnocování, což má samozřejmě negaivní implikace jak na celkovou úroveň zabezpečení domácnosí ak na jejich budoucí spořebielskou popávku.
Tabulka 2 Srukura finančních akiv v mld. Kč 2/994 2/995 2/996 2/997 2/998 2/999 2/2 Oběživo 67, 83,7 93,4 9,4 97,5 2, 32,7 Neermínované vklady 3,5 48,8 57, 53,2 44, 62,6 95, Termínované vklady 244,7 36,6 37,2 474,4 55,8 537,5 549,8 Devizové vklady 42,2 35,8 4, 68,8 73,6 8,8 83,7 Rezervy živoního a důchodového pojisění 48,2 56,9 67,8 82,7 93, 7,7 26, M2 485,5 574,9 655,3 787,7 865,9 92, 96,2 Rozšířená M2 / 533,7 63,8 723, 87,4 959, 9,7 87,2 Meziročně v % M2 8,4 4, 2,2 9,9 4,2 6,6 Rozšířená M2 8,4 4,5 2,4,2 5,2 7,7 / M2 + rezervy živoního a důchodového pojišění Pramen: ČSÚ, ČNB Oběživo je v rozpočech domácnosí využíváno nejen jako ransakční prosředek, ale i jako prosředek akumulace (ve výběrových šeřeních sabilně zhruba řeina respondenů uvádí, že spoří ve formě oběživa). Ve vývoji oběživa se prosazuje dlouhodobě endence k růsu, za jejíž hlavní důvod je uváděna nevýhodnos akumulace rezerv ve formě bankovních vkladů pro určié skupiny domácnosí. Od počáku roku 999 dochází u bankovních vkladů k průběžnému poklesu meziročních emp růsu korunových vkladů, při prakické sagnaci devizových vkladů. Vzhledem k omu, že u vkladů neznáme ukazael obrau, ale jenom konečných zůsaků, nemůžeme deailněji specifikova jesli je daný vývoj způsoben zvýšenými výběry, podsaně nižšími úložkami či kombinací obou fakorů. U korunových vkladů se do roku 998 prosazovala endence preference ermínovaných vkladů především pak jejich krákodobé složky (jejíž podíl osciloval kolem 6%), od roku 999 spořící dávají přednos neermínovaným vkladům. Oběživo, neermínované a krákodobé vklady (korunové a devizové) zaujímají sabilně přibližně sedmdesá procen akumulovaných finančních akiv. 2.2.2 Vliv úrokových sazeb Základním principem úrokové poliiky (realizované po roce 99) ve vzahu k peněžním rezervám domácnosí bylo, nepromía do úrokových sazeb z vkladů jednorázový skok spořebielských cen v souvislosi s přechodem na novou cenovou hladinu a ve výši úroků z vkladů v zásadě promínou až následující nárůs inflace. To mělo za následek jednak podsané znehodnocení dříve akumulovaných rezerv, jednak exisenci záporné reálné úrokové míry. Obnovení vorby finančních rezerv ze srany domácnosí bylo v ěcho podmínkách ovlivněno nikoli ekonomickou racionaliou, ale objekivně vyšší pořebou, na kerou měly vliv především následující skuečnosi: - rezervy živoního a důchodového pojišění sejně jako osaní soukromé peněžní rezervy byly v prvních fázi ransformace reálně zredukovány na méně než 5 % své dřívější úrovně; - posupná resrikce sociálních jiso, posilování principu individuální odpovědnosi a nezbynos zajisi se proi neočekávaným událosem, keré přináší ržní prosředí, vyvářela objekivní pořebu vorby finančních rezerv, kerá se sala dlouhodobě nejvýznamnějším fakorem vorby úspor ve všech příjmových skupinách. Jak je parné z komparaivních analýz přechod na ržní ekonomiku vyžaduje podsaně vyšší zabezpečení domácnosí akivy. Podle odhadů celkové rezervy našich domácnosí (bez nemoviosí) dosahují zaím pouze deseiny úrovně rezerv akumulovaných v evropských zemích;
- jako výrazný fakor peněžního chování domácnosí působilo likvidní omezení. Omezená dosupnos spořebielských, hypoečních úvěrů a drobných půjček vyvolávala vysokou podmíněnos vorby úspor konkréními nákupními úmysly a řešením byové siuace. Hlavní endencí v oblasi úrokových sazeb u korunových vkladů bylo jejich sbližování z hlediska časové srukury. Pokles úrokových sazeb u dlouhodobých vkladů souvisel jednak s dlouhodobě neinflačními expekacemi, jednak s úzkým sepěím ohoo segmenu vkladů s přílivem prosředků ze zahraničí. Banky nebyly nuceny zajišťova si dlouhodobé primární zdroje na domácím rhu a omu přizpůsobovaly svoji úrokovou poliiku. Inverzní úrokové sazby vyvolávaly logicky nedůvěru v dlouhodobé zhodnocování úspor a ím ovlivňovaly i předsavu o výhodnosi držení ěcho akiv. S posupujícím ransformačním procesem se přiom jen zvolna rozšiřovala nabídka alernaivních invesic pro drobné klieny. Servačné chování spolu s objekivně obížným umísěním menších čásek mimo oblas klasických bankovních produků vedla k omu, že domácnosi byly ochony akumulova i dlouhodobější peněžní rezervy v podobě krákodobých produků (podíl neermínovaných a krákodobých vkladů na celkových korunových vkladech osciloval kolem 7%) i za cenu jejich reálného znehodnocování. Obrázek 2 Reálné úrokové sazby ex-pos defl. CPI 6 4 vklady ermínované krákodobé vklady neermínované % 2-2 -4-6 -8 - /94 7/94 /95 7/95 /96 7/96 /97 7/97 /98 7/98 /99 7/99 / 7/ 2.2.3 Vnější zdroje financování spořeby Celkové zaížení domácnosí úvěry nám charakerizuje vývoj finančních pasiv domácnosí (dle SNA). Vedle úvěrů zahrnujících všechny druhy bankovních půjček obsahuje eno ukazael navíc finanční výpomoci (např. ze sociálních podnikových fondů) a zv. osaní účení závazky (především obchodní úvěry a zálohy). Saisické zjišťování v oblasi nebankovních finančních insiucí je zaím neúplné, což se jeví, vzhledem eskalaci dluhového financování v posledních dvou leech, pro hodnocení spořebielských endencí jako značně limiující. Tabulka 3 Srukura finančních pasiv domácnosí v mld.kč 2/995 2/996 2/997 2/998 2/999 2/2 Celkové úvěry 2,2 4,2,5 7, 2,3 22,9 V om: hypoeční úvěry * 3,5 8,7 2,6 7,6 25,5 spořební úvěry * 2,2 6, 7,5 22,6 9,9 Přírůsek finančních pasiv 5, 5,2 33, 25,4, 6,4 2
Ekonomická eorie předpokládá, že půjčky plní klíčovou úlohu v procesu vyrovnávání disponibilních důchodů a rozhodujícím způsobem zabezpečují realizaci plynulé spořeby v průběhu živoa. Tuo funkci dluhové financování v našich podmínkách zaím neplnilo. Tak jak banky nejevily zájem o drobného kliena jako věřiele, nevěnovaly mu pozornos ani jako poenciálnímu dlužníku. Nabídka produků byla omezená, úrokové sazby relaivně vysoké, nároky na boniu klienů značné a konečně požadavky na zajišění úvěru adminisraivně i časově velmi náročné. Někeré banky se na sekor domácnosí prakicky vůbec nezaměřovaly. Jako výrazný fakor ovlivňující peněžní chování domácnosí proo dlouhodobě působilo právě likvidní omezení, keré vyvolávalo vysokou podmíněnos vorby peněžních rezerv konkréními nákupními úmysly i nezbynosí vorby finančních rezerv vzhledem k poenciálním výkyvům v disponibilních příjmech. Možnos dluhového financování spořebielských výdajů jako alernaiva samofinancování se pro domácnosi oevřela prakicky až v posledních řech leech. V leech 998-999 se zvýšil objem čerpaných spořebielských úvěrů, z velké čási byl však eno nárůs ovlivněn zvýšením spořebielských úvěrů poskynuých savebními spořielnami v souvislosi s ukončením prvního cyklu savebního spoření. Ve sejném období podsaně rozšířily svoji nabídku i nebankovní finanční insiuce, rozsah jimi poskynuých půjček se odhaduje na 3 mld. Kč (bez leasingu). V roce 2 se objem poskynuých spořebních úvěrů mírně snížil. Sagnace popávky se projevila i u nebankovních finančních insiucí. Objem jimi poskynuých půjček je odhadován na mld. Kč, dalších zhruba 4 mld. Kč čerpaly domácnosi prosřednicvím leasingu. Z dosupných údajů je parné, že pro domácnosi má zaím dluhové financování spořeby pouze okrajový význam, podíl spořebních úvěrů na spořebě (včeně leasingu) se pohybuje kolem pěi procen. Spořební úvěry voří zhruba sedmnác procen z celkových úvěrů domácnosí čerpaných u bankovních insiucí, rozhodující čás voří hypoeční a invesiční úvěry. Celkové zadlužení sekoru domácnosí se přiom za sledované období výrazně neměnilo. Čisá finanční pozice domácnosí se zlepšila, zaížení akiv pasivy pokleslo z 7,8% v roce 995 na současných 2,8% (sledováno za bankovní insiuce). 2.3 Hypoéza permanenního důchodu v podmínkách ČR V souvislosi s popisnou charakerisikou vývoje spořebielské popávky domácnosí a jejích hlavních fakorů je vhodné se zabýva esováním hypoézy permanenního důchodu v podmínkách ČR druhé poloviny 9. le. Tao analýza nám na jedné sraně umožní specifikova základní obrysy spořební funkce, na druhé sraně lze jejím prosřednicvím ověři někeré závěry předchozí popisné charakerisiky a získa dodaečné informace o spořebielském chování domácnosí. Obrázek 3 Časové řady spořeby, disponibilního a pracovního důchodu 25 23 2 Disponibilní důchod Spořeba Pracovní důchod mld. Kč 9 7 5 3 9 Q/94 3Q/94 Q/95 3Q/95 Q/96 3Q/96 Q/97 3Q/97 Q/98 3Q/98 Q/99 3Q/99 Q/ 3Q/ 3
Obrázek 4 Sezónně očišěné časové řady spořeby, disponibilního a pracovního důchodu 23 2 Disponibilní důchod Spořeba Pracovní důchod 9 7 5 3 Q/94 3Q/94 Q/95 3Q/95 Q/96 3Q/96 Q/97 3Q/97 mld. Kč Q/98 3Q/98 Q/99 3Q/99 Q/ 3Q/ Pro esování hypoézy permanenního důchodu v České republice máme k dispozici čvrlení časové řady reálné spořeby, reálného disponibilního důchodu a reálného pracovního důchodu (reálných mezd a plaů dle SNA) od. čvrleí roku 995 do 3. čvrleí roku 2. Průběh ěcho sezónně neočišěných a sezónně očišěných časových řad meodou X2 ARIMA je zachycen na obr. 3 a obr. 4. Při analýze budeme pro zjednodušení pracova se sezónně očišěnými časovými řadami, avšak i kdybychom pracovali se sezónně neočišěnými časovými řadami, došli bychom ke sejným závěrům, neboť sezónní složky všech analyzovaných časových řad jsou velmi výrazné a pravidelné. Z obrázků časových řad se na první pohled zdá, že dynamika všech uvažovaných časových řad je obdobná, přeso lze pozorova, že věší podobnos jak v sezónně neočišěné, ak i v sezónně očišěné formě vykazuje dvojice časových řad reálná spořeba a reálný disponibilní důchod. Tvar auokorelační funkce a esy jednokových kořenů sezónně očišěných časových řad indikují, že se jedná o řady ypu I(). 2.3. Tesování hypoézy permanenního důchodu na základě disponibilního důchodu V pracích Hall (978), Flavin (98), Mankiw, Shapiro (985), Sock, Wes (988), ad. je analyzován es hypoézy permanenního důchodu. Teno es vychází z úvah o vzahu spořeby a pracovního důchodu uvedených v čási 2.3. Nyní uvedeme jeho modifikaci pro vzah spořeby a disponibilního důchodu, využijeme pro o poznaky z oblasi koinegrační analýzy a modelu korekce chyby, následova bude konkréní empirická analýza. Ve vzahu C a Y d budeme při esování hypoézy permanenního důchodu vycháze z modelu ADL(,) C = d * + γ C - + β * Y d + β * Y - d + ω, kde {C } ~ I(), {Y d } ~ I() a ω ~ IIN(,σ ω 2 ). (36) Je řeba poznamena, že charaker zpoždění modelu ADL závisí na ypu procesu {Y }, například v případě procesu náhodné procházky bude poče zpoždění menší než u procesu ARIMA(,,). Model korekce chyby lze zapsa jako C = d + β * Y d + (γ - )[C - - β + β γ Y - d ] + ω. (37) (a) Procesy {C } a {Y d } jsou koinegrované s koinegračními paramery (,-), j. γ je z 4
inervalu hodno, ) a β * +β * + γ =. (b) V případě koinegrace siuace, kerou označujeme jako přílišnou cilivos spořeby na změnu disponibilního důchodu ("excess sensiiviy") nenasane, jesliže β * =. 2 Vzah mezi sezónně očišěnými časovými řadami reálné spořeby a reálného disponibilního důchodu zachycuje model ADL(,). Odhadnué paramery ohoo modelu MNČ s konsanou a bez konsany jsou uvedeny v ab. 4a,b. Tabulka 4a Model C = d * + γ C - + β * Y d Vysvělovaná proměnná: C Vysvělující proměnná Odhad parameru Směrodaná chyba -es Hladina významnosi C -,499,33 3,756,2 d Y,3364,598 2,44,476 d * 23,25 22,95,5,3233 R 2,7438 Reziduální souče čverců 23,8 h saisika -,969 Směrodaná odchylka reziduí 3,5 Tabulka 4b Model C = γ C - + β * Y d Vysvělovaná proměnná: C Vysvělující proměnná Odhad parameru Směrodaná chyba -es Hladina významnosi C -,538,33 3,7868, d Y,4452,83 3,7623, h saisika -,6459 Reziduální souče čverců 23,8 Směrodaná odchylka reziduí 3,22 Konsana je v modelu saisicky nevýznamná, proo budeme vycháze z modelu ADL(,) bez konsany, uvedeném v abulce 4b. Teno model lze obecně vyjádři ve varu Model korekce chyby má formu C = γ C - + β * Y d + ν. (38) C = β * Y d - (-γ * β )[C - - γ * Y d -] + ν. (39) Odhad parameru zaížení -γ je,53, lze edy předpokláda, že zaížení je různé od nuly, akže mezi časovými řadami reálné spořeby a reálného disponibilního důchodu exisuje koinegrační vzah. Odhad koinegračního parameru β * /(-γ ) je,9, proože jeho směrodaná chyba je,66, je koinegrační paramer saisicky významně odlišný od jedné (5% hladina významnosi). 2 Inerpreace pojmu "přílišná cilivos na změnu pracovního resp. disponibilního důchodu" je problemaická zejména v ěch siuacích, kdy výsledný model spořeby má auokorelovanou nesysemaickou složku. Tao auokorelace je způsobena varem modelu pracovního resp. disponibilního důchodu. Právě zahrnuím změny současné úrovně pracovního resp. disponibilního důchodu do výsledného modelu, lze zpravidla auokorelaci eliminova. 5
Tao analýza vyvráila planos hypoézy permanenního důchodu. Současně byla prokázána přílišná cilivos reálné spořeby na změnu v reálném disponibilním důchodu. 3 2.3.2 Tesování hypoézy permanenního důchodu na základě pracovního důchodu Ve vzahu C a Y budeme uvažova rovněž model ADL(,) ypu C = d + γc - + β Y + β Y - + ν, kde {C } ~ I(), {Y } ~ I() a ν ~ IIN(,σ ν 2 ). (4) V éo souvislosi je řeba poznamena, že charaker zpoždění modelu ADL rovněž závisí na ypu procesu {Y }. Na základě modelu (4) lze konsruova model korekce chyby C = d + β Y + (γ - )[C - - β + β γ Y - ] + ν. (4) (a) V případě planosi hypoézy permanenního důchodu (za předpokladu, že {Y d },{C } ~ CI(,-)) by neměla bý spořeba koinegrována s pracovním důchodem s koinegračním paramerem (,-), j. v modelu (4) by mělo plai γ = resp. (γ - ) =, nebo by dlouhodobý muliplikáor (β + β )/(-γ), vyjadřující charaker dlouhodobého vzahu, měl bý různý od. (b) Nepříomnos koinegrace v modelu (4) znamená v modelu (4), že β = -β, neboť není možné, aby po odečení C - byla levá srana ypu I() a pravá srana ypu I(). (c) Příomnos Y na pravé sraně rovnice (4) s nebo bez členu korekce chyby, je označována [Hall (989), Flavin (98) ad.] jako přílišná cilivos spořeby na změnu pracovního důchodu ("excess sensiiviy"). (d) Přílišná cilivos spořeby na změnu pracovního důchodu neexisuje, když β =. Vzah mezi sezónně očišěnými časovými řadami reálné spořeby a reálného pracovního důchodu zachycuje model ypu ADL(,). Odhadnué paramery ohoo modelu s konsanou a bez konsany MNČ jsou uvedeny v ab. 5a,b. Tabulka 5a Model C = d + γc - + β Y Závisle proměnná: C Proměnná Odhad parameru Směrodaná chyba -es Hladina významnosi C -,598,72 5,5777, Y,2848,45,9645,628 d 37,654 9,477,9332,668 R 2,738 Reziduální souče čverců 27,84 h saisika -,5545 Směrodaná odchylka reziduí 3,459 3 Vzhledem k relaivní krákosi a nesabiliě analyzovaných časových řad je možné eno závěr relaivizova, nelze vylouči, že s prodlužující se délkou časových řad bude -es koinegračního parameru indikova planos hypoézy permanenního důchodu. Osaně kdybychom uvažovali model s konsanou, -esem by se nám nepodařilo prokáza, že koinegrační paramer je různý od jedné. 6
Tabulka 5b Model C = γc - + β Y Závisle proměnná: C Proměnná Odhad parameru Směrodaná chyba -es Hladina významnosi C -,73,952 7,468, Y,47,356 3,768,55 h saisika -,78 Reziduální souče čverců 244,83 Směrodaná odchylka reziduí 3,3359 Také v omo modelu je konsana saisicky nevýznamná, budeme edy vycháze z modelu ADL(,) bez konsany, uvedeném v abulce 5b. Odhad parameru zaížení -γ je,29, lze předpokláda, že zaížení je různé od nuly, zn. mezi časovými řadami reálné spořeby a reálného pracovního důchodu exisuje koinegrační vzah 4, akže časové řady sdílejí společný sochasický rend. Odhad koinegračního parameru β /(-γ), kerý charakerizuje dlouhodobý vzah časových řad je saisicky významně odlišný od (odhad koinegračního parameru je,44 a odhad jeho směrodané chyby,2). Kdyby vzah disponibilního důchodu a spořeby nevyvráil hypoézu permanenního důchodu, byl by eno výsledek v souladu s ímo závěrem, v dané siuaci však nemá vypovídací schopnos. Skuečnos, že -es indikuje nenulovos parameru β znamená přílišnou cilivos reálné spořeby na změnu reálného pracovního důchodu, j. reálná spořeba velmi rychle reaguje na změny v reálném pracovním důchodu. 3 Závěr Spořeba domácnosí vykazovala v uplynulém deseileém období poměrně výraznou volailiu. Samo sledované období je možné rozděli na čyři makroekonomicky odlišné eapy, přiom však ekonomika neprošla zaím celým sandardním hospodářským cyklem. Nejisoa ohledně dopadu jednolivých ransformačních kroků a celková ekonomická nesabilia nevyvářely podmínky pro formování dlouhodobé sraegie ve spořebním chování domácnosí a zároveň zvyšovaly vliv psychologických fakorů na jejich rozhodování. Konkréní spořební a peněžní chování domácnosí bylo deerminováno působením jednorázových ekonomických opaření, což činí jednolivé eapy ve vývoji spořebielské popávky víceméně nesrovnaelné a znesnadňuje ak formulování obecně planého vzoru spořebielského chování. Tesování hypoézy permanenního důchodu v podmínkách České republiky vycházelo z koncepce založené na principu racionálních očekávání, kerá je popsaná v čási 2.3. Byl analyzován vzah spořeby a disponibilního důchodu a vzah spořeby a pracovního důchodu. Vzah mezi sezónně očišěnými časovými řadami reálné spořeby a reálného disponibilního důchodu zachycuje model ypu ADL(,), ze kerého lze odvodi model korekce chyby, charakerizující současně dlouhodobý a krákodobý vzah mezi analyzovanými časovými řadami. Teno model indikuje, že analyzované časové řady jsou koinegrované a spořeba je cilivá na akuální změny v disponibilním důchodu. Proože -es prokazuje, že koinegrační paramery jsou různé od jedné, zamíá hypoézu permanenního důchodu. Vzhledem ke krákosi a charakeru časových řad je však možné eno závěr relaivizova. 4 V modelu 5a je konsana a pracovní důchod na hraně 5% hladiny významnosi. Kdybychom vycházeli z ohoo modelu, museli bychom konsaova, že reálná spořeba a reálný pracovní důchod koinegrované nejsou. 7
Vzah mezi sezónně očišěnými časovými řadami reálné spořeby a reálného pracovního důchodu zachycuje rovněž model ADL(,), ze kerého lze odvodi model korekce chyby, což znamená, že mezi ěmio časovými řadami je aké koinegrační vzah. Dále bylo zjišěno, že spořeba je rovněž cilivá na akuální změny v pracovním důchodu. V případě nepřijeí hypoézy permanenního důchodu však závěr o koinegraci reálné spořeby a reálného pracovního důchodu zrácí vzhledem k éo hypoéze vypovídací schopnos. Empirická analýza je založena na časových řadách od roku 995. Jak vyplývá z čási 3, oo období je charakerizováno řemi eapami, keré se liší charakerem spořeby a samozřejmě aké vzahem reálného důchodu a reálné spořeby. Z ohoo hlediska lze oo období považova za velmi nesabilní. Také ao skuečnos se v konečném důsledku projevuje ve výsledcích empirické analýzy. A naopak, výsledky empirické analýzy poukazují na nesabilní spořebielské chování domácnosí. Na základě provedené analýzy považujeme za relevanní pro budoucí vývoj spořebielské popávky následující aspeky: - Vysoký nárůs spořeby v leech 99 a 995-996 byl způsoben zvýšením nákupů zboží dlouhodobé spořeby. V každém konkréním případě měl jinou víceméně jedinečnou příčinu. V roce 99 se jednalo o reakci na zcela bezprecedenní dopředu avizované zvýšení cenové hladiny. V druhém období byla příčinou rozšířená nabídka zahraničního zboží, kerá umožnila masovou obnovu zboží na kvaliaivně vyšší úrovni. Do budoucna je reálné očekáva, že vybavování předměy dlouhodobé spořeby by mělo bý plynulejší, což by se mohlo projevi i v nižší volailiě samoného ukazaele spořeby. Jak však ukazuje ekonomická eorie i empirická praxe zahrnuí zboží dlouhodobé spořeby do ukazaele spořeby vždy přináší zvýšenou volailiu do spořebních výdajů a nadhodnocuje spořebu. - Změny ve srukuře výdajů na konečnou spořebu, ve směru růsu výdajů na služby, nás budou přibližova modelu spořeby v západních zemí, z krákodobého hlediska však bude působi resrikivně na koupěschopnou popávku na vniřním rhu. - Z hlediska zdrojů financování spořeby je do budoucna nuné počía s podsaně nižším empem růsu, případně sagnací, u veličin průměrné mzdy a disponibilního důchodu. Sejně ak rozpoče domácnosí nebudou posilova jednorázové příjmy v akovém rozsahu jako omu bylo v první polovině devadesáých le. - V průměru nízké zabezpečení domácnosí finančními akivy (celkové rezervy našich domácnosí dosahují pouze deseiny úrovně rezerv akumulovaných v evropských zemích) bude nadále posilova nezbynos akumulace úspor. Navíc finanční rezervy domácnosí, keré sice voří vzhledem ke své povaze především dlouhodobé zdroje, jsou v rozhodující míře alokovány do ransakčních a krákodobých akiv, o umožňuje jejich znehodnocování a následně podvazuje budoucí spořebielskou popávku. - Snazší přísup domácnosí k úvěrům by mohl v budoucnu přispíva k plynulejší realizaci spořeby domácnosí. Na druhou sranu rozdíly mezi úroky, keré banky vyplácejí drobným klienům na vkladech a úroky, keré na nich požadují za o, že jim poskynou úvěr v loňském roce výrazně vzrosly. Využií spořebielského úvěru se proo obecně nejeví jako výhodné v siuaci, kdy domácnos akumuluje peníze na nízko úročeném ermínovaném vkladu (v podmínkách minimální diference mezi krákou a dlouhou úrokovou sazbou) a prosřednicvím úvěru chce řeši svůj přechodný nedosaek zdrojů. - Vzhledem k výrazné majekové a důchodové diferenciaci je možné, že vývoj průměrných veličin bude pro spořební chování sále méně signifikanní. Změny ve spořebě mohou vyvoláva změny spořebielských endencí pouze určié skupiny domácnosí. Teno fak vysupuje do popředí při hodnocení spořebielské popávky v omo roce, kdy proi reálné sagnaci důchodů a vyšší inflaci sojí zvýšená popávka po nákladnějším zboží. Je možné, že 8
současná siuace je výsledkem oživení popávky počeně malé skupiny domácnosí, jejichž příjmové i majekové posavení se vyvíjí diamerálně odlišně od průměrných veličin. Lieraura Ando, A., Modigliani, F.: The "Life Cycle" Hypohesis of Saving: Aggregae Implicaions and Tess. American Economic Review, 963, 53, s. 55-84. Arl, J.: Moderní meody modelování ekonomických časových řad. Praha, Grada Publishing 999. Aanasio, O. P.: Consumpion Demand. NBER Working Paper, 998, 6466. Aanasio, O. P., Banks, J., Tanner, S.: Asse Holding and Consumpion Volailiy. NBER working paper, 998, 6567. Aanasio, O. P., Weber, G.: The UK Consumpion Boom of he Lae 98s: Aggregae Implicaions of Microeconomic Evidence. The Economic Journal, 994, 4, s. 269-32. Banerjee, A., Dolado, J.: Tess of he Life Cycle-Permanen Income Hypohesis in he Presence of Random Walks: Asympoic Theory and Small-Sample Inerpreaions. Oxford Economic Papers, 988, 4, s. 6-633. Bilson, J. F. O.: The Raional Expecaions Approach o he Consumpion Funcion, A Muli- Counry Sudy. European Economic Review, 98, 3, s. 273-299. Bollerslev, T., Hylleberg, S.: A Noe on he Relaion Beween Consumers Expendiure and Income in he Unied Kongdom. Oxford Bullein of Economics and Saisics, 985, 47, s. 53-7. Bond, G.: Credi Channels and Consumpion in Europe: Empirical Evidence. BIS working paper, 999, 69. Brown, T.: Habi Persisence and Lags in Consumer Behavior. Economerica, 952, 2, s. 355-37. Campbell, J. Y., Deaon, A.: Why is Consumpion So Smooh? Review of Economic Sudies, 989, 56, s. 357-374. Campbell, J. Y., Mankiw, N. G.: The Response of Consumpion o Income, A Cross-Counry Invesigaion. European Economic Review, 99, 35, s. 723-767. Carroll, Ch. D.: Porfolios of he Rich. NBER Working Paper, 2, 7826. Davidson, J. E. H., Hendry, D. F., Srba, F., Yeo, S.: Economeric Modelling of he Aggregae Time-Series Relaionship Beween Consumers Expendiure and Income in he Unied Kingdom. The Economic Journal, 978, 88, s. 66-692. Deaon, A. S.: Wealh Effecs on Consumpion in a Modified Life-Cycle Model. The Review of Economic Sudies, 972, 39, s. 443-54. Deaon, A. S.: Life-Cycle Models of Consumpion: Is he Evidence Consisen wih he Theory?. Truman F. Bewley (ed.), Advances in Economerics, Fifh World Congress, vol. 2, Cambridge Universiy Press 987. Denizer, C., Wolf, H. C.: Household Saving in Transiion Economies. NBER Working Paper, 998, 6457. Diebold, F. X., Rudebusch, G.: Is Consumpion Too Smooh Long Memory and he Deaon Paradox. The Review of Economics and Saisics, 99, LXXIII,, s. -9. Duesenberry, J. S.: Income, Saving and he Theory of Consumer Behavior, Cambridge, Massachuses, Harvard Universiy Press 949. Eliasson, A. Ch.: Smooh Transiions in a UK Consumpion Funcion, Sockholm School of 9