VLIV MAKROEKONOMICKÝCH ŠOKŮ NA DYNAMIKU VLÁDNÍHO DLUHU: JAK ROBUSTNÍ JE FISKÁLNÍ POZICE ČESKÉ REPUBLIKY?

VLIV MAKROEKONOMICKÝCH ŠOKŮ NA DYNAMIKU VLÁDNÍHO DLUHU: JAK ROBUSTNÍ JE FISKÁLNÍ POZICE ČESKÉ REPUBLIKY? Aleš Melecký, Marin Melecký, VŠB Technická univerzia Osrava* 1. Úvod Globální finanční a ekonomická krize a její dopady do fiskální oblasi poukázaly na důležios pravidelného moniorování a hodnocení fiskálních rizik a slabin fiskálního sysému, včeně udržielnosi veřejného dluhu, a o zejména v normálních časech. Analýza cilivosi veřejného dluhu na makroekonomické šoky je důležiá pro pochopení rizik budoucího vývoje veřejného dluhu a nejpravděpodobnějších příčin možného nepříznivého vývoje. Tyo znalosi umožňují příslušným auoriám analyzova nepříznivé scénáře vývoje, vyvinou plány pro mimořádné událosi, keré mohou bý efekivně implemenovány, a prosřednicvím včasných hospodářsko-poliických opaření zajisi udržielnos veřejného dluhu. Teno článek využívá modelový rámec prezenovaný v práci Favero a Giavazzi (2007) pro pořeby analýzy efeků makroekonomických šoků na dynamiku veřejného dluhu v oevřené ekonomice. Následně je eno modelový rámec aplikován na česká daa, aby bylo možné pochopi rizika fiskálního posoje České republiky a jeho cilivos na hlavní makroekonomické šoky. Na základě idenifikace ěcho rizik se eno článek snaží vyvodi určiá doporučení, kerá by zabezpečovala dlouhodobou udržielnos veřejného dluhu. Modelový rámec zahrnuje lineární srukurální vekorový auoregresní (SVAR) model, kerý je odhadován s pomocí krákodobých idenifikačních resrikcí, a nelineární modelování dynamiky veřejného dluhu. Základními proměnnými v sysému jsou růs HDP, inflace, efekivní úroková sazba vládního dluhu, vládní příjmy a výdaje, devizový kurz a vládní dluh. K odhadu modelu je využíván bayesovký přísup, kerý kombinuje výhody klasické meody maximální věrohodnosi s možnosí zohlednění apriorních informací a předpokladů. Apriorní předpoklady přibližují model ekonomické eorii a zabezpečují, že se numerická opimalizace pro získání poseriorních módů bude chova přiměřeně a v souladu s ekonomikou eorií. * Teno článek vznikl za finanční podpory Granové agenury České republiky v rámci projeku P402/10/1046 Fiskální poliika a česká ekonomika: Makroekonomické sudie a v rámci projeku Příležios pro mladé výzkumníky, reg. č. CZ.1.07/2.3.00/30.0016, podpořeného Operačním programem Vzdělávání pro konkurenceschopnos a spolufinancovaného Evropským sociálním fondem a sáním rozpočem České republiky. Děkujeme Janu Libichovi, Marinu Macháčkovi a účasníkům 13h ICBF pořádané OPF-SLU v Karviné za jejich užiečné připomínky. POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 2012 723

Bayesovský přísup pro odhad makroekonomických efeků fiskální poliiky je využíván aké např. v práci Afonso a Sousa (2009), kde jsou zkoumány ekonomiky USA, Velké Briánie, Německa a Iálie. Vlivem fiskálních opaření na HDP a vládní rozpočy se pak, s využiím modelu SVAR, zabývají např. Breuer a Bueler (2010). Oblas sřední a východní Evropy (včeně ČR) je zkoumána např. v práci Soian a Campeanu (2010). Dle závěrů éo práce reagují vlády zkoumaných zemí s určiým zpožděním a snaží se v případě růsu veřejného dluhu, dle svých možnosí, o vyváření přebyků či alespoň o snižování deficiů. Dimova (2011) uvádí, že pro nové členy EU z řad východní Evropy jsou efeky zkoumaných šoků v podobě např. růsu produkiviy či zlepšeného přísupu k financování zesilovány pomocí finančního akceleráoru. Klyuev a Snudden (2011) konsaují, že fiskální muliplikáory jsou v případě České republiky relaivně malé, což odráží její vysoký supeň oevřenosi. Dle jejich zjišění mají nejmenší negaivní dopady na výsup škry v ransferech a naopak nejvěší škry ve vládních invesicích. Z oblasí daní mají v prvních leech nejméně negaivní dopady spořební daně a nejvíce negaivně působí zdanění práce. Výše zmíněné práce se specificky nezaměřují (případně pouze okrajově) na modelování dynamiky vládního dluhu v České republice a predikci jejího vývoje. K dispozici je řada článků zabývající se rozvinuými evropskými ekonomikami, avšak v případě nových členských sáů EU je problemaika dynamiky vládního dluhu podsaně méně inenzivně zkoumána. Tao práce se ak snaží vyplni uo mezeru a je dále inovaivní v om, že i když sandardně modeluje makroekonomiku ČR pomocí lineárního modelu SVAR, dovoluje dynamice vládního dluhu chova se nelineárně (dáno specifikací vývoje vládního dluhu) a zpěně působi na reálnou ekonomiku. Zbyek článku je uspořádán následovně. Čás 2 vysvěluje použiý přísup k modelování. Čás 3 rozebírá použiá vsupní daa. Čás 4 popisuje meodologii použiou při odhadu. Čás 5 diskuuje získané výsledky odhadu a jejich implikace pro hospodářskou poliiku. Čás 6 shrnuje empirické odhady a poukazuje na jejich hospodářsko-poliické implikace. 2. Přísup k modelování Přísup použiý v omo článku využívá k modelování, sejně jako v práci Favero a Giavazzi (2007), lineární vekorově auoregresní (VAR) srukuru, ke keré přidává nelineární specifikaci poměru veřejného dluhu k HDP. Konkréně, je nejdříve navržen srukurální model VAR, jehož prosřednicvím jsou idenifikovány požadované srukurální šoky, a o pomocí krákodobých resrikcí vyplývajících z řazení endogenních proměnných. 1 Model nabývá následující podoby: 1 Alernaivní forma idenifikace s použiím znaménkových resrikcí na funkce impulzních reakcí byla použia například ve Frana, Libich, Sehlík (2012). 724 POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 2012

k AY BY d i i i i i1 i1 k přičemž g y Y p i s kde Y je vekor endogenních proměnných s lineární dynamikou, zahrnující logarimus vládních výdajů (g ), logarimus vládních příjmů ( ), logarimus reálného HDP (y ), anualizovanou (přepočenou na roční bázi) procenní změnu indexu spořebielských cen (Δp ), efekivní úrokovou sazbu vládního dluhu (i ), a anualizovanou čvrlení změnu reálného efekivního devizového kurzu (s ). Vládní dluh v poměru k HDP je značen d a ε označuje vekor srukurálních šoků. A je dolní rojúhelníková maice odhadnuých koeficienů pro současné endogenní proměnné, B je maice odhadnuých koeficienů pro zpožděné endogenní proměnné, a δ je vekor odhadnuých koeficienů zpožděného vládního dluhu vzhledem k HDP. Redukovaná forma modelu SVAR popsaného v rovnici (1) může bý zapsána následovně: k Y CY d u i i i i i1 i1 k (2) kde C = A 1 B, γ = A 1 δ, u je šok redukované formy a plaí: g g 1 0 0u 11 0 0 b e a21 1 0 b u 22 e y a31 a32 1 u b 33 y e p p a41 a42 a43 1 u b 44 e r a51 a52 a53 a54 1 0u b55 0 r e s s a61 a62 a63 a64 a65 1u 0 0 b 66 e kde e jsou příslušné srukurální šoky. Hlavním idenifikačním předpokladem je dolní rojúhelníková maice A. Z čehož vyplývá, že výsup, inflace, úrokové sazby a vládní příjmy reagují souběžně na změny ve vládních výdajích, ale vládní výdaje reagují na změny ekonomických podmínek země a fiskální příjmy pouze se zpožděním v délce jednoho čvrleí. Předpoklady ohledně řazení fiskálních proměnných vzhledem k HDP jsou obdobné jako v práci Blanchard a Peroi (2002) a Ilzezki e al. (2010). Řazení inflace a úrokových sazeb relaivně k výsupu následuje sandardní řazení proměnných používané v lierauře ýkající se moneární poliiky (Chrisiano e al., 1998). Devizový kurz je řazen jako poslední, což z něj činí nejvíce endogenní proměnou v rámci sysému. Takovýo předpoklad je běžně přijímaný v případě modelů oevřených ekonomik z důvodu empiricky pozorované vysoké efekiviy devizových rhů a rychlého vsřebávání a oceňování jakýchkoliv novinek globálními měnovými (1) (3) POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 2012 725

rhy (Chrisiano e al., 1998; Linde, 2003; Dungey and Pagan, 2000). Vývoj vládního dluhu je popsán následující rovnicí: 1 i expg exp d d 1 1p 1y exp y Vzhledem k nelineární podobě rovnice (4) je dynamika vládního dluhu (první diference samoného vládního dluhu) řízena aké nelineárním procesem. Úpravou rovnice (4) lze dospě k následujícímu vzahu: i p y yp exp g exp( ) d d 1 1p1y exp y kde Δ označuje změnu dané veličiny. Modelový sysém popsaný rovnicemi (2) a (4) umožňuje sudova, simulova a předpovída dynamický vývoj poměru dluhu k HDP, a aké reakce ohoo ukazaele na makroekonomické šoky. Nyní budou popsána daa, kerá budou vysvělována modelovým sysémem skládajícím se z rovnic (1)-(5), za použií bayesovské meody odhadu. 3. Popis vsupních da K odhadu modelu jsou využívány daové řady pro Českou republiku v období od roku 2000 do roku 2010. Počáek da je sanoven na rok 2000 z důvodu, že daa ohledně nákladů na správu vládního dluhu, kerá jsou pořebná pro sanovení efekivní úrokové sazby vládního dluhu, jsou k dispozici až od roku 2000. Počáek analýzy v roce 2000 přináší jednu výhodu, i když je časová řada poněkud kraší. Konkréně oo období zahrnuje pouze jeden moneární režim, a o cílování inflace, kerý Česká národní banka implemenovala v roce 1998. Časové řady vládních výdajů a příjmů byly získány z daabáze Economic Inelligence Uni (EIU) a vychází z primární da publikovaných českým minisersvem financí. Daové řady pro reálný HDP a index CPI jsou brány rovněž z daabáze EIU a vycházejí z da Českého saisického úřadu (ČSU). Efekivní úroková sazba vládního dluhu je spočena jako poměr kvarálních úrokových plaeb z vládního dluhu ku kvarálnímu vládnímu dluhu, kerý je přepočen na roční bázi (anualizován) a zpožděn o jedno období. Změny reálného devizového kurzu jsou kvarálními procenními změnami reálného efekivního devizového kurzu a jsou získány z daabáze České národní banky (ČNB). Všechny časové řady jsou sezónně očišěny s využiím násroje Census X12 a před samoným odhadem je z nich odsraněna sřední hodnoa. (4) (5) 726 POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 2012

Tabulka 1 Vsupní daa Proměnná Zdroj Poznámky Vládní výdaje Rozpočové výdaje cenrálního sáu, MF mld. Kč, v logarimech Vládní příjmy Rozpočové příjmy cenrálního sáu, MF mld. Kč, v logarimech Reálný HDP Inflace (CPI) Hrubý domácí produk (HDP) ve sálých ržních cenách roku 2000, ČSÚ Procenní změna indexu spořebielských cen v domácí měně (průměr období), vzhledem k předchozímu roku; ČSÚ mld. Kč, v logarimech rok 2005 = 100 Úrokové sazby Plaby úroků (TRD41PAY) v čase, vzhledem ke čvrlenímu vládnímu dluhu v čase -1; ČSÚ Anualizované v procenech Devizový kurz Reálný efekivní devizový kurz; sysém ARAD ČNB Procenní změna Zdroj: ČSÚ, ČNB, MF, a vlasní výpočy auorů; všechny daové řady jsou sezónně očišěné pomocí Census X12. 4. Meoda odhadu Jelikož nelineární rovnice, popisující dynamiku poměru dluhu k HDP, neobsahuje žádné paramery, keré je pořeba odhadnou, může bý model VAR (včeně své srukurální fakorizace) odhadnu odděleně od dynamiky vládního dluhu. Lze proo použí jednoduchou lineární meodu odhadu jako je meoda nejmenších čverců (OLS). Meodu OLS lze přeso vylepši zapojením někerých sysémových meod odhadu jako je meoda maximální věrohodnosi (Full Informaion Maximum Likelihood). Jednou z nevýhod použií meody maximální věrohodnosi je, že odhad paramerů může vés k rohovému řešení nebo eoreicky nepravděpodobným hodnoám. Navíc je časým případem, že funkce logarimické pravděpodobnosi je v určiých směrech prosoru parameru plochá nebo celkově exrémně kopcoviá, akže bez pečlivého nasavení omezení prosoru paramerů je obížné numericky maximalizova funkci logarimické pravděpodobnosi (podrobněji viz An a Schrofheide, 2005). Přirozenější, než uvalova omezení na prosor paramerů v odhadu pomocí meody maximální věrohodnosi, je proo přidání pravděpodobnosních vrzení, nebo apriorních předpokladů, ohledně prosoru parameru odhadovaného modelu. Too lze jednoduše učini v rámci bayesovského přísupu, kerý kombinuje eoreická omezení a apriorní předpoklady ohledně prosoru parameru s informacemi obsaženými v daech (viz např. Adolfson e al., 2005). Z výše zmíněných důvodů je v omo článku k odhadu paramerů modelu a jejich analýze použia bayesovská meoda odhadu. Model použiý v éo práci má srukuru VAR(1), 2 pro kerou lze pravděpodobnosní funkci snadno spočía a kombinova s apriorním rozdělením paramerů, aby ak bylo možno získa poseriorní rozdělení. Konkréně jsou dány apriorní předpoklady p( ), kde 2 Modelová srukura VAR(1) byla zvolena na základě výsledků Schwarzova informačního kriéria pro určení délky zpoždění v modelu VAR (viz příloha č. 1). POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 2012 727

θ je vekor obsahující paramery modelu, poseriorní rozdělení p( / Y ) je proporcionální výsledku pravděpodobnosní funkce řešeného modelu a apriorních předpokladů: p( / Y) L( / Y) p( ) (6) kde L( / Y) je pravděpodobnosní funkce v závislosi na daech Y. Je vhodné poznamena, že použié apriorní předpoklady jsou vzájemně nezávislé, akže p(θ) je konsruován jako výsledek individuálních apriorních předpokladů ohledně srukurálních paramerů daných v druhém sloupci přílohy č. 2. 3 Poseriorní rozdělení v rovnici (6) je obecně nelineární funkcí srukurálních paramerů θ a je maximalizováno s využiím numerického opimalizačního algorimu. Hodnoy paramerů v oblasi poseriorního maxima, společně s Hessianskou maicí daných paramerů, jsou pak využiy k zahájení výběrového algorimu Meropolis-Hasings na bázi náhodné procházky, sloužícího k získání náhodných výběrů z celé poseriorní disribuce. Návrhy (proposals) v algorimu výběru vzorků (sampling algorihm) jsou vybírány z mulivarianního normálního rozdělení, kde byl použi vážící parameer (scaling facor) 0,2, což vedlo k 35,8 procenní míře přijeí náhodně vybraných vzorků v rámci daného algorimu. Meropolisův-Hasingsův algorimus pro výběr vzorků a role použiého měříka ve vzorkovníku (sampler) jsou podrobněji rozebírány např. v práci An a Schorfheide (2005). Při bayesovském odhadu jsou vygenerovány dva sledy o 20000 výběrech, kde prvních 50% každého sledu výběrů je skarováno a není používáno pro účely dalších výpočů. 5. Diskuze výsledků odhadu V éo čási budou v první sekci diskuovány výsledky bayesovských odhadů, poé bude v druhé sekci přikročeno k simulaci předpovědi ukazaele poměru dluhu k HDP. Nakonec budou v řeí sekci sudovány funkce impulzních odezev poměru dluhu k HDP na idenifikované makroekonomické šoky. Podsaou problému je nají odpověď na oázku, jaké jsou pravděpodobně nejdůležiější ukazaele řídící dynamiku dluhu k HDP v závislosi na odhadnué redukované formě sysému. Poé je sysém použi k simulaci a předpovědi poměru dluhu k HDP, včeně jeho růsové dynamiky, a je nasíněna míra nejisoy obklopující uo simulovanou předpověď. Na základě nejisoy předpovědi je položena oázka, jaké jsou nejdůležiější šoky, keré, pokud se vyskynou, mohou vychýli vývoj poměru dluhu k HDP od předpovídané rajekorie (její sřední hodnoy). Pro nalezení ěcho odpovědí je využívána analýza impulzních odezev. Je vhodné poznamena, že ačkoliv klasický ekonomerický přísup pracuje s koncepem nesacionariy časových řad a možnými inegracemi vyšších řádů, v pojeí bayesovského přísupu a saisiky se s ímo koncepem nepracuje. Jmenoviě, pokud podmíněná disribuce modelované proměnné, a udíž disribuce odhadnuého šoku, 3 Apriorní rozdělení pro jednolivé koeficieny byly cenrovány na odhadnué hodnoy pomocí meody maximální věrohodnosi a rozpyl daných normálních disribucí založen na odhadnué sandardní chybě daného koeficienu. Apriorní rozdělení pro směrodané odchylky šoků byly nasaveny podobně s použiím inverzního gamma rozdělení. 728 POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 2012

má žádoucí charakerisiky a splňuje saisické předpoklady dané esimace, je daný empirický odhad možný. Odhadnué šoky námi zkoumaného srukurálního modelu VAR (viz Příloha 3) nevykazují významné anomálie a jsou v souladu s předpoklady aplikovaného esimačního přísupu. Výsledky odhadů redukované formy modelu Tabulka 2 zachycuje řešení redukované formy modelu založené na výsledcích odhadů srukurálního modelu VAR s použiím bayesovského přísupu. Prvním odhadnuým paramerem, kerý je v cenru zájmu, je servačnos endogenních proměnných podmíněná marginálními efeky osaních zpožděných endogenních proměnných. Teno paramer předurčuje, jak dlouho bude pravděpodobně působi makroekonomický šok na danou proměnnou. Poměr dluhu k HDP vykazuje vysokou servačnos blížící se jedné, akže se očekává, že všechny makroekonomické šoky budou mí dlouho rvající účinky na uo proměnnou. U vládních výdajů a příjmů se ukazuje nízká servačnos, jež činí 0,10 a 0,17, a lze edy očekáva relaivně rychlejší přizpůsobení ěcho proměnných (a jejich návra ke sálým hodnoám) po makroekonomickém šoku. Podobně jako poměr dluhu k HDP, i logarimus HDP vykazuje vysokou servačnos ve výši 0,92, s očekávaným dlouhodobým efekem šoků na HDP. Poměrně vysokou servačnos vykazuje aké inflace, ve výši 0,8, avšak ve srovnání s poměrem dluhu k HDP či HDP je ao servačnos významně nižší. Finanční proměnné, efekivní úroková míra vládního dluhu a devizový kurz, ukazují servačnos ve výši 0,3 a 0,1, což předpokládá poměrně rychlé přizpůsobení zpě ke sálému savu. Tabulka 2 Odhady redukované formy analyzovaného sysému d g y Δp i s d 1 0,998-0,006-0,005-0,002 0,000 0,001 0,002 g 1 0,138 0,104-0,034 0,015 0,026 0,025 0,047 Δp 1 0,016-0,080-0,096-0,021 0,799 0,023 0,336 i 1-0,562-0,306 0,256 0,001 0,194 0,301 0,219 s 1-0,126-0,035 0,091 0,022 0,039-0,009 0,101 1-0,238-0,065 0,174 0,018 0,095 0,050-0,017 y 1 0,896 1,948 1,052 0,919-0,401-0,062-0,979 g e 1,062 1,000-0,062 0,006-0,015-0,043-0,060 p e 0,000 0,000 0,000 0,000 1,000-0,212-0,128 i e 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 1,000-0,141 s e 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 1,000 e -1,000 0,000 1,000-0,011-0,009-0,104 0,034 0,000 0,000 0,000 1,000-0,583 0,120-1,221 e y Zdroj: Vyřešená redukovaná forma na základě bayesovských odhadů poseriorní sřední hodnoy (viz Příloha 2), vlasní výpočy auorů POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 2012 729

Nyní budou komenovány odhadnué marginální efeky osaních zpožděných endogenních proměnných na poměr dluhu k HDP, jelikož je eno primárním objekem zájmu ohoo článku. Zpožděné vládní výdaje (gg) mají poziivní efek na poměr dluhu k HDP ve výši 0,138, naopak vládní příjmy mají negaivní efek ve výši -0,238. Oba vlivy jsou v souladu s ekonomickou eorií. Celkový relaivní efek ěcho dvou proměnných bude závise i na velikosi a vlivu jejich příslušných šoků. V omo ohledu se zdá, že odhadovaný přímý efek šoků do vládních příjmů a vládních výdajů na poměr dluhu k HDP, zachycený v prvním sloupci abulky 2, poukazuje na marginálně vyšší vliv změn ve vládních příjmech na poměr dluhu k HDP. Zpožděná inflace má jen malý poziivní vliv na poměr dluhu k HDP, což může bý vysvěleno ím, že ačkoliv zvýšení cen zvěšuje daňovou základnu a zvyšuje výběr progresivních daní, předsavuje aké negaivní nabídkový šok a edy nižší výkonnos produkční srany ekonomiky. Zdá se, že yo dva eoreické efeky se vzájemně ruší a vedou k empirickému odhadu, kerý se blíží nule. HDP má naopak, dle odhadů, výrazně poziivní efek na poměr dluhu k HDP, jelikož se vyskyuje ve jmenovaeli ohoo poměru (rovněž HDP vykazuje velkou servačnos). HDP je aké do značné míry korelován s vládními příjmy, přičemž se předpokládá kauzalia směřující od HDP k vládním příjmům. Na základě ěcho silných eoreických vazeb se v omo směru zdá bý efek HDP spíše mírný. Vliv zpožděné úrokové míry je výrazně negaivní, což je poměrně maoucí. Spíše by se očekávalo, že zvýšené náklady financování povedou k vyšším plabám za správu veřejného dluhu a další akumulaci dluhu. Empirické výsledky přeso naznačují, že se zvyšujícími se náklady vládního financování se česká vláda uchyluje ke konsolidaci dluhu prosřednicvím realokace, resrukuralizace nebo snižováním deficiů, což jí umožňuje v konečném důsledku snižova poměr dluhu k HDP. Odhad vlivu zpožděného devizového kurzu v kalibraci redukované formy modelu aké nese opačné znaménko, než by napovídala inuice. Je pořeba přeso podoknou, že devizový kurz má jak poziivní příjmový efek, ak negaivní bilanční efek na ekonomiku a veřejný dluh. Konkréně, s depreciací domácí měny hodnoa dluhu denominovaného v zahraniční měně vyjádřená v jednokách domácí měny rose, a sejně ak rosou náklady na obsluhu vládního dluhu. Teno efek by měl negaivně ovlivňova poměr dluhu k HDP. Zároveň depreciace reálného devizového kurzu zvyšuje cenovou konkurenceschopnos domácí ekonomiky a pomáhá navyšova čisý expor, HDP a následně i vládní příjmy. Rosoucí vládní příjmy by měly snižova veřejný dluh, a zvyšující se HDP snižova poměr dluhu k HDP. V používaném modelu je bilanční efek zjednodušen, proože není explicině modelována měnová alokace celkového vládního dluhu, a i proo empirický odhad naznačuje dominanní vliv poziivního příjmového efeku depreciace měnového kurzu na poměr dluhu k HDP. Co se ýká vlivu zadluženosi na makroekonomiku ČR, lze z výsledků provedených výpočů (příloha 2) vypozorova následující indikace. Zvýšený poměr dluhu k HDP působí prosřednicví sandardního vyěsňovacího efeku, kdy pořeba financování vládního dluhu vede ke zvýšené nabídce vládních dluhopisů, a prosřednicvím finančních rhů a zprosředkovaelů lačí na růs úrokových sazeb v reálné ekonomice. 730 POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 2012

Zvýšené náklady financování vedou k omezení ziskovosi projeků a k poklesu soukromých invesic. Při vyšších úrovních zadluženosi dále dochází, dle získaných odhadů, k poklesu ochoy ekonomických subjeků financova vládní služby a rozpočy, a ak k nižšímu výběru daní z důvodu snížené daňové disciplíny. Odhadnuý negaivní vliv poměru dluhu k HDP na velikos vládních výdajů může bý odrazem úsporných opaření, jež jsou přijímána při vyšších úrovních vládní zadluženosi v rámci zvýšeného úsilí o konsolidaci vládních financí. Vliv poměru dluhu k HDP na zbylé ři proměnné, j. inflaci, úrokové sazby a devizový kurz, nejsou dle odhadů saisicky významné. V případě úrokové sazby a devizového kurzu může bý oo zjišění vysvěleno ím, že finanční rhy oceňují informace velice rychle, akže se spíše zaměřují na očekávanou změnu zadlužení. Očekávané zadlužení pak může bý více závislé na vládních výdajích a příjmech a ne zpožděném zadlužení. V případě inflace může bý vliv zadlužení rovněž nepřímý (sekundární skrze HDP a vládní výdaje). Odhadnuý model, zahrnující redukovanou formu prezenovanou výše, bude použi k simulaci předpovědí poměru dluhu k HDP a sudování jeho budoucí dynamiky, včeně poenciálně relevanních rizik. Vlasnosi odhadnuého sysému V éo sekci budou diskuovány odhadnué vlasnosi sysému prosřednicvím analýzy impulzních odezev hlavních makroekonomických proměnných - HDP, inflace, úrokové míry, a devizového kurzu - na základní makroekonomické šoky šok do HDP (kombinace popávkového šoku a šoku ovlivňujícího produkiviu), cenový (nabídkový) šok a šok úrokové míry (nákladu financování vládního deficiu). Funkce impulzních odezev (IRFs) jsou zachyceny v grafu 1 a ukazují reakci sysému endogenních proměnných a jejich vývoj po zásahu specifickým makroekonomickým šokem. Uvažované šoky jsou o velikosi jedné sandardní odchylky, a udíž nejde o šoky sejné velikosi, ale šoky se sejnou pravděpodobnosí. Nejprve budou uvažovány reakce na šok do HDP, keré jsou zachyceny v prvním řádku grafu 1. Šok do HDP ve svém důsledku významně zvyšuje agregání výsup. Reakce devizového kurzu a inflace naznačují, že se idenifikovaný šok do HDP chová jako šok produkiviy, způsobující ve svém důsledku pokles inflace a reálnou apreciaci české koruny. Efekivní úroková sazba vládního dluhu se jen marginálně zvýší na velice krákou dobu, ale v zásadě je ao reakce jak ekonomicky, ak saisicky nevýznamná. Poslední ři reakce jsou pouze marginálně významné, jak napovídají 95% bayesovské poseriorní jisoní inervaly. Sysém se vrací ke svým sálým hodnoám během necelých 20 období. Dopady šoku agregání nabídky na českou ekonomiku jsou prezenovány v druhém řádku grafu 1. Inflace se zvyšuje bezprosředně po zásahu nabídkovým šokem, což přivodí marginální snížení HDP a apreciaci reálného devizového kurzu. Teno vývoj způsobuje nárůs měnové rizikové prémie české koruny a její následnou depreciaci, kerá ovšem není saisicky signifikanní. Reálná efekivní úroková sazba vládního dluhu se snižuje v reakci na negaivní nabídkový šok, nižší agregání výsup a vládní POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 2012 731

příjmy. Too snížení, spolu s krákodobou depreciací devizového kurzu, přivádí sysém zpě do rovnováhy. Reakce na idiosynkraické zvýšení efekivní úrokové sazby vládního dluhu jsou zachyceny ve řeím řádku grafu 1. Šok nejdříve zvyšuje náklady financování vlády a způsobuje krákodobou apreciaci devizového kurzu spolu s ím, jak se obdobným způsobem přizpůsobují osaní úrokové sazby v ekonomice. Too zvýšení nákladů vládního financování se přeso ihned promíne do nárůsu měnové rizikové prémie české koruny a její následné depreciace. Depreciace způsobuje, prosřednicvím vlivu devizového kurzu na cenovou úroveň, dočasné zvýšení inflace, ale aké zvyšuje konkurenceschopnos exporů a marginálně, ale dlouhodobě, zvyšuje HDP. Poslední ři reakce se přeso nezdají bý precizně odhadnuy a jejich významnos je nízká. Graf 1 Reakce hlavních makroekonomických proměnných na základní makroekonomické šoky Zdroj: Vlasní výpočy v programu Malab Predikce budoucího vývoje vládní zadluženosi Horní panel grafu 2 ukazuje výsledky simulované bayesovské dynamické předpovědi poměru dluhu k HDP od čvrého čvrleí 2010 na následujících 20 období. Je vhodné poznamena, že nula na horizonální ose odpovídá druhému čvrleí roku 2009 a předpověď začíná v šesém období, jak je naznačeno jisoními inervaly předpovědi. Dolní panel pak ukazuje odvozenou předpověď růsu poměru dluhu k HDP pro sejné období. 732 POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 2012

Graf 2 Předpověď vývoje ukazaele poměru dluhu k HDP a jeho růsu Zdroj: Vlasní výpočy v programu Malab Poznámka: Nula odpovídá druhému kvarálu roku 2009; předpověď začíná ve čvrém kvarálu 2010; 90% jisoní inervaly POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 2012 733

V dolním panelu grafu 2 lze pozorova, že v případě růsu poměru dluhu k HDP se předpokládá pokračování poziivního rendu za zpomalování růsové dynamiky, akže po 20 obdobích, j. ve čvrém čvrleí 2015, dosáhne poměr dluhu k HDP 37 procen. Jedná se o zvýšení přibližně z hodnoy 36,5 procen z konce roku 2010. Exisuje přeso riziko, že nepříznivý makroekonomický vývoj, v podobě negaivních makroekonomických šoků, může způsobi nárůs poměru dluhu k HDP až na 39 procen, jak vyplývá z odhadů 90 procenních jisoních inervalů. Z pohledu fiskální poliiky je edy důležié eno růsový rend zvrái s pomocí zvýšeného úsilí o konsolidaci vládních financí a veřejného dluhu. Jednou z možnosí je implemenova diskreční změny vládních výdajů nebo lépe alokova či resrukuralizova vládní dluh. Druhou možnosí je předsavení rvalejších změn vládní poliiky ýkající se příjmů, výdajů a srukury dluhu. 4 Dojde-li k sysémovým změnám vládní poliiky, dojde aké ke změnám reakčních funkcí, keré jsou předpokládány v modelu, obzvlášě v rovnicích odhadujících vládní příjmy a výdaje. 5 Zdá se, že je zapořebí druhý yp reformy, jelikož riziko zrychlení poziivního rendu zadlužování reprezenované horní hranicí 90% jisoního inervalu je značné, akže i sekvence diskrečních změn fiskálního posoje vlády pravděpodobně nepovede k oočení předpovídaného rendu při dané úrovni nejisoy. Dolní panel grafu 2 ukazuje předpovídaný růs poměru dluhu k HDP. Očekává se pokračování poziivní míry růsu ohoo poměru, ale jeho posupné zpomalování v průběhu času. Kolem roku 2015 by měla bý míra růsu poměru dluhu k HDP nulová. Negaivní růs a konsolidace vládního dluhu by měla, dle našeho odhadu, začí po roce 2015 za předpokladu neměnných reakčních funkcí (sysemaických reakcí) příjmové a výdajové fiskální poliiky na ekonomický vývoj. Dle předpovědí by přeso měla zůsa míra růsu nad řemi procenními body po další dva roky (osm období). Celkově vzao, ačkoliv se zdá, že makroekonomické šoky by neměly ohrozi fiskální pozici České republiky a udržielnos dluhu v konexu 60% maasrichského kriéria pro poměr dluhu k HDP, mohlo by bý prospěšné zavés někerá fiskální pravidla, např. jako o učinilo Polsko (viz Melecký a Škuová, 2011), a podpoři ak rychlejší konsolidaci vládního dluhu. Schneider (2012) v omo ohledu zdůrazňuje pořebu přijeí zákona o rozpočové odpovědnosi a možnos vzniku Rozpočové rady v České republice. Too je důležié zejména s ohledem na zvýšenou cilivos fiskálního posoje nových zemí EU na popávkové (HDP) šoky, keré mohou vyplýva z disproporčních reakcí, především na výdajové sraně, a nedosaku disciplíny při omezování procyklických fiskálních výdajů (Dybczak a Melecký, 2011). 4 Melecký (2012a) analyzuje sraegie managemenu vládního dluhu v různých zemích; Melecký (2012b) pak diskuuje přísupy auori k analýze opimální srukury vládního dluhu a Melecký (2010) suduje synchronizační indikáory volailiy devizového kurzu pro opimální alokaci dluhu denominovaného v zahraniční měně. 5 V souladu s Lucasovou kriikou, by yo sysémové změny v reakčních funkcích hospodářské poliiky spusily reopimalizaci na sraně soukromých ekonomických agenů, akže v odhadech redukované formy by vznikl srukurální zlom a nebyly by nadále reprezenaivní a spolehlivé. Sudii analogického mechanismu v konexu změny moneární poliiky lze naléz např. v práci Melecký e al. (2009). 734 POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 2012

Reakce poměru vládního dluhu k HDP na makroekonomické šoky Graf 3 zachycuje impulzní reakce poměru dluhu k HDP na zkoumané makroekonomické šoky, keré byly idenifikovány pomocí modelu SVAR s krákodobými resrikcemi na zkoumaná daa. Mezi analyzované makroekonomické šoky paří: (i) fiskální šoky, j. diskreční změny vládních příjmů a výdajů, (ii) šoky reálné ekonomiky, j. šoky do reálného HDP (kombinace šoků produkiviy a agregání popávky) a inflace (agregání nabídkový šok), a (iii) finanční šoky, j. šoky ovlivňující efekivní úrokovou sazbu vládního dluhu a devizový kurz. Nyní budou diskuovány individuální impulzní reakce (IRFs), keré jsou reakcí na šoky velikosi jedné směrodané odchylky, j. šoky o sejné pravděpodobnosi, nikoliv o sejné velikosi. Graf 3 Reakce poměru dluhu k HDP na makroekonomické šoky Zdroj: Vlasní výpočy v programu Malab Nejprve budou uvažovány reakce poměru dluhu k HDP na fiskální šoky. Poziivní diskreční zvýšení vládních příjmů ve svém důsledku sníží, dle odhadů, velikos poměru dluhu k HDP, což je v souladu s ekonomickou eorií. Dopad ohoo šoku je, ve srovnání s osaními šoky, spíše krákodobý a z hlediska velikosi mírný, což naznačuje, že přizpůsobování fiskálního posoje může bý, aspoň z hisorického hlediska, efekivněji implemenováno na sraně výdajů (Schuknech and Tanzi, 2005; Theodoropoulou and Wa, 2011). Too doporučení je aké podpořeno ím, že diskreční zvýšení vládních výdajů zvyšuje poměr dluhu k HDP (rovněž v souladu s ekonomickou eorií), ale efek ohoo šoku je éměř dvakrá vyšší než v případě šoku vládních příjmů. Důsledkem je rovněž POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 2012 735

déle rvající odezva v případě diskreční změny vládních výdajů. Zdá se, že v závislosi na impulzních odezvách mají diskreční vládní výdaje endenci přináše do poměru dluhu k HDP, ve srovnání s diskrečním zvýšením vládních příjmů, více dynamiky. To může naznačova, že za účelem dosažení sabilnějších veřejných financí a snížení negaivních vlivů změn poměru dluhu k HDP na reálnou ekonomiku by mělo bý věnováno věší konsolidační úsilí a disciplína sraně vládních výdajů (viz negaivní znaménko efeku poměru dluhu k HDP na HDP v první řadě čvrého sloupce v abulce 2). Dále budou uvažovány reakce poměru dluhu k HDP na šoky reálné ekonomiky. Dopad inflačního (negaivního nabídkového) šoku dosahuje svého prvního exrému přibližně po dvou obdobích, přičemž způsobuje zvýšení poměru dluhu k HDP, proože ekonomika se dosává pod svůj poenciál v důsledku ohoo šoku a poklesu vládních příjmů. Následně se reakce zadlužení sává signifikanně negaivní a vykazuje mnohem věší snížení poměru dluhu k HDP s nejnižším bodem zhruba po 20 obdobích. Teno výkyv v dopadu inflačního šoku může bý vysvělen hisoricky se rozšiřující daňovou základnou a vsupem věšího množsví daňových pláců do vyšších pásem v režimu progresivního zdanění. 6 V celkovém důsledku je však ao impulzní odezva saisicky nevýznamná z důvodu neprecizního odhadu. Dopad šoku do HDP (kombinovaný šok produkiviy a popávky) na poměr dluhu k HDP je celkově nejasný, jelikož ekonomická eorie předpokládá, že poměr dluhu k HDP by se měl po poziivním šoku do HDP sníži z důvodu zvýšení příjmů. Popávkový šok sice způsobuje zvýšení vládních příjmů v poměru jedna ku jedné, ale způsobuje aké zvýšení vládních výdajů. Ve skuečnosi z provedeného odhadu vyplývá, že zvýšení vládních výdajů je s nejvyšší pravděpodobnosí, z důvodu očekávaného zvýšení příjmů, přibližně dvakrá věší než akuální zvýšení příjmů. Divergence mezi reakcemi vládních příjmů a výdajů po poziivním šoku do HDP způsobuje významné zvýšení poměru dluhu k HDP, přičemž ao reakce vykazuje vysokou servačnos. Teno poznaek naznačuje, že procykličnos fiskálního posoje může bý významným problémem pro budoucí dynamiku dluhu v České republice. Nakonec bude uvažována reakce poměru dluhu k HDP na finanční šoky. Reakce poměru dluhu k HDP na šok reálného devizového kurzu mění v průběhu času svůj směr. Konkréně, z počáku, v souladu s očekáváním, by poziivní změna v devizovém kurzu (depreciace domácí měny) měla zvyšova konkurenceschopnos země, čisý expor a vládní příjmy a udíž snižova poměr dluhu k HDP. Teno efek se však přibližně po 10 obdobích obrací a poměr dluhu k HDP se začíná významně zvyšova. Too může bý vysvěleno pomocí bilančního efeku změny devizového kurzu, kerý může hrá významnou roli a není přímo zřejmý z výsledků odhadů redukované formy modelu. Konkréně, depreciace devizového kurzu způsobuje, že hodnoa dluhu denominovaného v zahraniční měně, vyjádřená v domácí měně (CZK), zvyšuje rvale velikos celkového vládního dluhu a dále zvyšuje náklady na obsluhu dluhu u čási dluhu denominovaného v zahraniční měně. Too může bý problemaické, pokud samoná 6 I když byl režim progresivního zdanění v České republice nahrazen v roce (2008) režimem rovného zdanění, v našem vzorku je podíl a vliv progresivního zdanění pořád významný. 736 POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 2012

vláda nemá k dispozici významné zajišění zahraniční měny, a o buď přirozené, nebo syneické. Tímo případem se zdá bý Česká republika, a proo by měla bý zvážena lepší alokace celkového dluhu mezi jednolivé měny. Too plaí navzdory omu, že z hlediska mezinárodních sandardů je poměr dluhu denominovaného v cizích měnách na celkovém dluhu v České republice relaivně malý (asi 18 % na konci roku 2011). Celkově je však ao impulzní reakce nevýznamná a odhady na delších časových řadách přinesou více informací o omo efeku. Reakce poměru dluhu k HDP na šok úrokové míry je aké nejednoznačná. Teorie předpokládá, že zvýšení nákladů financování by mělo, ceeris paribus, vládě zěžova obsluhu vládních obligací a vés k věší akumulaci dluhu. Teno očekávaný výsledek za podmínky jinak neměnných okolnosí ovšem není podpořen výsledky odhadu, keré naznačují, že po neočekávaném zvýšení nákladů financování vynakládá česká vláda významné konsolidační úsilí za účelem snížení poměru dluhu k HDP. Teno závěr je podpořen rovněž odhadnuým negaivním efekem zpožděné efekivní úrokové sazby na vládní výdaje a paralelně na samoný poměr dluhu k HDP. Česká vláda se zdála bý v minulosi schopna sysemaicky snižova dluhové břemeno v obdobích, kdy se zvyšovala efekivní úroková sazba vládního dluhu. Také reakce míry zadlužení na nečekané změny v úrokových sazbách je odhadnua neprecizně a je udíž saisicky nevýznamná. Celkově se zdá, že nelineární specifikace dynamiky vývoje poměru dluhu k HDP odhaluje možnos věší srnulosi impulzních reakcí a rovněž jejich věší volailiu, neboť reakce během času časo mění svůj směr. Fiskální posoj České republiky se jeví nejnáchylnější na neočekávanou depreciaci domácí měny, kerá zpočáku generuje více příjmů prosřednicvím poziivního příjmového efeku, ale později převládá negaivní bilanční efek a vyváří se ak celkově významně negaivní reakce. 7 Druhé rizikové míso fiskálního posoje České republiky se vzahuje k diskrečním zvýšením vládních výdajů, keré jsou výrazně procyklické a svou silnou servačnosí mohou na delší dobu zvýši dluhové břemeno vlády. Také prudké deflační šoky mohou bý pro českou fiskální pozici značně problemaické a mohou poměr dluhu k HDP na dlouhou dobu odchýli od jeho sálého savu. Too zjišění se vzahuje k nedávným obdobím globální finanční a ekonomické krize, kerá vyvořila nižší než rovnovážný inflační vývoj z důvodu významného negaivního efeku bohasví. 6. Závěr Teno článek suduje reakce poměru vládního dluhu k HDP, jakožo ukazaele vládní zadluženosi, na hlavní makroekonomické šoky s využiím da pro Českou republiku. Na základě meodologie vycházející z práce Favero a Giavazzi (2007), rozšířené pro oevřenou ekonomiku, eno článek explicině modeluje efeky vládní zadluženosi 7 Alokace vládního dluhu do jednolivých měn je mimo rozsah zkoumání éo práce, a uo problemaiku auoři plánují analyzova v samosané sudii. Podobným problémem se zabývají např. Missale a Giavazzi (2003) a Melecký (2010 a 2012b). POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 2012 737

na českou ekonomiku, přičemž umožňuje nelineární specifikaci dynamiky poměru dluhu k HDP. Simulací modelu odhadnuého s pomocí bayesovského přísupu bylo na základě sřední hodnoy předpovědi zjišěno, že poměr dluhu k HDP se pravděpodobně dramaicky nezvýší ve srovnání s úrovní konce roku 2010 a měl by se pohybova okolo 37 procen. Tuo předpověď přeso obklopují významná rizika spolu s ím, že vládní zadlužení by mělo vykazova poziivní rend až do roku 2015 a nepříznivé makroekonomické šoky by mohly eno rend urychli a značně oddáli fiskální konsolidaci očekávanou od roku 2016. Z ohoo důvodu byla v druhém kroku analyzována cilivos poměru dluhu k HDP na idenifikované srukurální makroekonomické šoky. Bylo zjišěno, že uvažovaná nelineární specifikace dynamiky poměru dluhu k HDP může vés k věší servačnosi a volailiě reakcí sledovaných proměnných na makroekonomické šoky. Celkově vzao se zdá bý fiskální pozice České republiky nejnáchylnější na neočekávanou depreciaci domácí měny, kerá z počáku vyváří věší příjmy prosřednicvím poziivního příjmového efeku, ale později převládá negaivní bilanční efek ohoo šoku zvyšující hodnou exerního dluhu a jeho servisních nákladů přepočíaných na koruny. Druhé nejzranielnější míso, keré bylo idenifikováno, se vzahuje k silně procyklickým diskrečním zvýšením vládních výdajů, keré vedou k zvýšením vládní zadluženosi. Dále, významné deflační šoky mohou bý značně problemaické pro českou fiskální pozici a mohou na delší dobu vykoleji rajekorii poměru dluhu k HDP směrem k nežádoucím hodnoám. Vzhledem k prezenovaným zjišěním a významu pohybů devizového kurzu pro malou oevřenou ekonomiku by se budoucí výzkum měl zaměři na expliciní modelování bilančního efeku devizového kurzu (exchange rae balance-shee effec) na vládní dluh, přičemž by měla bý deailně zkoumána měnová alokace českého vládního dluhu. Lieraura ADOLFSON, M.; LASEEN, S.; LINDE, J.; VILLANI, M. 2005. Empirical Properies of Closed and Open Economy DSGE Models of he Euro Area. Macroeconomic Dynamics 12(S1), pp. 2 19. AFONSO, A.; SOUSA, R. M. 2009. The Macroeconomic Effecs of Fiscal Policy. ECB Working Paper Series, No 991, January 2009. AN, S.; SCHORFHEIDE, F. 2005. Bayesian Analysis of DSGE Models. Discussion Paper 5207, Cenre for Economic Policy Research. BLANCHARD, O.; PEROTTI, R. 2002. An Empirical Characerizaion of he Dynamic Effecs of Changes in Governmen Spending and Taxes on Oupu. The Quarerly Journal of Economics, Vol. 117, No. 4, pp. 1329 1368. BREUER, CH.; BUETTNER, T. 2010. Fiscal Policy in a Srucural VAR Model for Germany. Beiräge zur Jahresagung des Vereins für Social Poliik 2010. Ökonomie der Familie Session: Empirical Analyses of Fiscal Policy, No. B9-V1, hp://hdl.handle.ne/10419/37402. CHRISTIANO, L. J.; EICHENBAUM, M.; EVANS, C. L. 1998. Moneary Policy Shocks: Wha Have We Learned and o Wha End? in TAYLOR, J. B.; WOODFORD, M. (eds.). Handbook of Macroeconomics, Vol. 1A, pp. 65 148. (also NBER WP 6400). 738 POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 2012

DIMOVA, D. 2011. The Effec of Macroeconomic Shocks on a Small Open Economy wih fi nancial Acceleraor: Lessons for Easern Europe, Universiy of Oxford WP. DUNGEY, M.; PAGAN, A. 2000. A Srucural VAR Model of he Ausralian Economy, The Economic Record, The Economic Sociey of Ausralia, Vol. 76, No. 235, pp. 321 42. DYBCZAK, K.; MELECKY, M. 2011. Macroeconomic Shocks and he Fiscal Sance wihin he EU: A Panel Regression Analysis. MPRA Paper 33684, Universiy Library of Munich, Germany. FAVERO, C.; GIAVAZZI, F. 2007. Deb and he Effecs of Fiscal Policy. NBER Working Paper Series 12822. FRANTA, M.; LIBICH, J.; STEHLÍK, P. 2012. Tracking Moneary-Fiscal Ineracions across Time and Space. American Economic Associaion Congress, Chicago ILZETZKI, E.; MENDOZA, E.; VEGH, C. 2010. How Big (Small?) are Fiscal Mulipliers? Mimeo, Universiy of Maryland. KLYUEV, V.; SNUDDEN, S. 2011. Effecs of Fiscal Consolidaion in he Czech Republic. IMF Working Paper WP/11/65, March 2011. LINDE, J. 2003. Moneary Policy Shocks and Business Cycle Flucuaions in a Small Open Economy: Sweden 1986 2002, Sveriges Riksbank Working Paper Series no. 153, Sockholm. MELECKY, A.; SKUTOVA, M. 2011. Fiskální pravidla v zemích Visegrádské čyřky (Fiscal Rules in he Visegrad Counries). MPRA Paper, Universiy Library of Munich, Germany. MELECKÝ, M.; RODRÍGUEZ PALENZUELA, D.; SÖDERSTRÖM, U. 2009. Infl aion Targe Transparency and he Macroeconomy. Cenral Banking, Analysis and Economic Policies Book Series. In: SCHMIDT-HEBBEL, K.; WALSH, C. E.; LOAYZA, N. (Series eds.). SCHMIDT- HEBBEL, K. (ed.), Moneary Policy under Uncerainy and Learning, 1s Ediion, volume 13, chaper 10, pp. 371 411, Cenral Bank of Chile. MELECKÝ, M. 2010. Currency Allocaion of Public Exernal Deb and Synchronizaion Indicaors of Exchange Rae Volailiy. Comparaive Economic Sudies, Palgrave Macmillan Journals, Vol. 52, No. 1, pp. 104 129. MELECKÝ, M. 2012a. A Cross-counry Aanalysis of Public Ddeb Managemen Sraegies. Economic Sysems, Elsevier, Vol. 36, No. 2, pp. 218 234. MELECKÝ, M. 2012b. Choosing he Currency Srucure for Sovereign Deb: a Review of Curren Approaches. Policy Research Working Paper Series 4246, he World Bank. Journal of Inernaional Developmen, John Wiley & Sons, Ld., Vol. 24, No. 2, pp. 133 151. MISSALE, A.; GIAVAZZI, F. 2003. Public Deb Managemen in Brazil. Developmen sudies working papers n. 178. Cenro sudi luca d agliano. SCHNEIDER, O. 2012. Rozpočové insiuce Evropské zkušenosi a aplikace na Českou republiku. IDEA, Sudie 1/2012. SCHUKNECHT, L.; TANZI, V. 2005. Reforming Public Expendiure in Indusrialised Counries - Are here Trade-Offs? Working Paper Series 435, European Cenral Bank. STOIAN, A.; CAMPEANU, E. 2010. Fiscal Policy Reacion in he Shor Term for Assessing Fiscal Susainabiliy in he Long Run in Cenral and Easern European Counries. Finance a úvěr 60, 2010, no. 6, pp. 501-518. THEODOROPOULOU, S.; WATT, A. 2011. Wihdrawal Sympoms: an Assessmen of he Auseriy Packages in Europe. ETUI Working Paper 2011.02. European Trade Union Insiue. POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 2012 739

Přílohy Příloha č. 1: Kriérium délky zpoždění modelu VAR Endogenní proměnné: dluh/hdp, vládní výdaje, vládní příjmy, infl ace, úroková míra, devizový kurz, HDP Vzorek da: 2. čvrleí 2000 až 4. čvrleí 2010 Poče pozorování: 40 Lag LogL SC 0-54.6625 3.378681 1 144.2418-2.047660* 2 222.6634-1.44986 3 289.3767-0.26665 SC: Schwarzovo informační kriérium *označuje řád zpoždění vybraný na základě kriéria Zdroj: Vlasní výpočy Příloha č. 2: Apriorní předpoklady a výsledky odhadu VAR modelu paramery apriorní rozdělení poseriorní sřední hodnoa 95% bayesovský poseriorní inerval a_21 N(0,080;0.094) 0.064-0.028 0.146 a_31 N(0.002;0.017) -0.004-0.021 0.013 a_32 N(0.083;0.028) 0.018-0.012 0.048 a_41 N(0.021;0.044) -0.021-0.084 0.052 a_42 N(0.033;0.080) 0.016-0.116 0.132 a_43 N(0.931;0.403) 0.552 0.076 0.971 a_51 N(0.053;0.031) 0.053 0.017 0.087 a_52 N(0.107;0.056) 0.120 0.012 0.194 a_53 N(0.025;0.303) -0.021-0.364 0.359 a_54 N(0.180;0.110) 0.262 0.141 0.411 a_61 N(0.071;0.085) 0.046-0.089 0.194 a_62 N(0.015;0.156) 0.079-0.175 0.274 a_63 N(1.724;0.807) 1.084 0.060 2.182 a_64 N(0.160;0.303) 0.221-0.248 0.671 a_65 N(0.117;0.416) 0.156-0.669 1.174 b_11 N(0.009;0.173) 0.132-0.072 0.309 b_12 N(0.127;0.299) -0.062-0.403 0.245 b_13 N(2.162;0.555) 1.913 1.305 2.441 b_14 N(0.637;0.372) -0.171-0.487 0.190 b_15 N(0.964;0.805) -0.247-0.891 0.397 b_16 N(0.404;0.289) -0.013-0.320 0.266 b_21 N(0.133;0.105) -0.026-0.144 0.129 b_22 N(0.168;0.181) 0.168-0.015 0.336 740 POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 2012

Příloha č. 2 (pokračování) b_23 N(1.259;0.337) 1.160 0.844 1.495 b_24 N(0.188;0.226) -0.086-0.397 0.159 b_25 N(0.407;0.489) 0.224-0.155 0.661 b_26 N(0.156;0.176) 0.095-0.043 0.211 b_31 N(0.010;0.021) 0.013-0.010 0.035 b_32 N(0.025;0.035) 0.026-0.003 0.059 b_33 N(0.931;0.066) 0.929 0.867 0.979 b_34 N(0.093;0.044) -0.026-0.073 0.030 b_35 N(0.017;0.095) 0.015-0.077 0.101 b_36 N(0.027;0.034) 0.025-0.016 0.066 b_41 N(0.023;0.051) 0.035-0.033 0.112 b_42 N(0.086;0.089) 0.094-0.033 0.254 b_43 N(0.117;0.165) 0.145-0.068 0.407 b_44 N(0.839;0.110) 0.774 0.638 0.939 b_45 N(0.197;0.239) 0.182-0.136 0.557 b_46 N(0.070;0.086) -0.018-0.169 0.091 b_51 N(0.032;0.037) 0.035-0.023 0.107 b_52 N(0.084;0.065) 0.074-0.012 0.160 b_53 N(0.066;0.120) 0.032-0.145 0.193 b_54 N(0.198;0.081) 0.211 0.079 0.320 b_55 N(0.370;0.174) 0.383 0.165 0.603 b_56 N(0.013;0.063) 0.008-0.094 0.094 b_61 N(0.067;0.098) 0.061-0.133 0.276 b_62 N(0.000;0.170) -0.068-0.300 0.140 b_63 N(0.187;0.316) 0.177-0.270 0.574 b_64 N(0.441;0.211) 0.397 0.102 0.669 b_65 N(0.291;0.458) 0.198-0.459 0.829 b_66 N(0.138;0.164) 0.156-0.102 0.431 δ_1 N(-0.003;0.006) -0.006-0.012 0.000 δ_2 N(-0.002;0.004) -0.005-0.009 0.000 δ_3 N(-0.001;0.001) -0.002-0.003-0.001 δ_4 N(-0.002;0.002) -0.001-0.004 0.002 δ_5 N(0.000;0.001) 0.001-0.001 0.003 δ_6 N(-0.001;0.003) -0.001-0.007 0.003 σe g IG(0.035;0.500) 0.037 0.031 0.044 σe IG(0.021;0.500) 0.021 0.018 0.025 σe y IG(0.004;0.500) 0.004 0.003 0.005 σe p IG(0.969;1.000) 0.167 0.150 0.188 σe r IG(0.685;1.000) 0.104 0.094 0.114 σe s IG(1.825;1.000) 0.445 0.391 0.488 Logarimická husoa da 285.258 Kde a_??, b_?? jsou prvky maic A a B,? prvky vekoru v rovnici (1), řazení proměnných je vládní výdaje, vládní příjmy, HDP, infl ace, úroková míra a devizový kurz. N (x; y) označuje normální rozdělení se sřední hodnoou x a směrodanou odchylkou y. IG (a,b) označuje inverzní gamma rozdělení s paramery a a b. Zdroj: Vlasní výpočy POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 2012 741

Příloha č. 3 Odhadnué srukurální šoky srukurálního modelu VAR pomocí bayesovského přísupu Kde e_? je odhadnuý srukurální šok vládních výdajů (gg), vládních příjmů (), HDP (yy), infl ace (pi), efekivní úrokové míry vládního dluhu (rr), a měnového kurzu (ss). Zdroj: Vlasní výpočy THE IMPACT OF MACROECONOMIC SHOCKS ON THE GOVERNMENT DEBT DYNAMICS: HOW ROBUST IS THE FISCAL STANCE OF THE CZECH REPUBLIC? Aleš Melecký, Marin Melecký, Deparmen of Economics, Technical Universiy of Osrava (ales.melecky@vsb.cz; m.melecky@gmail.com) Absrac This paper analyzes he effecs of macroeconomic shocks on he governmen deb dynamics in an open economy using he analyical framework of Favero and Giavazzi (2007) exended o an open economy. Applying his modelling approach o he daa for he Czech Republic, he auhors derive some implicaions for fi scal policy. The modelling framework includes srucural vecor auoregression (SVAR) model, esimaed using shor-erm idenifi caion resricions, and non-linear specifi caion of he governmen deb dynamics. The main variables of he analyzed sysem are GDP, infl aion, he effecive ineres rae on governmen deb, governmen revenues and expendiures, he exchange rae and governmen deb. The esimaion is carried ou using he Bayesian approach. The resuls sugges ha allowing for a non-linear dynamics in he governmen deb o GDP raio could imply sronger persisence and higher volailiy in he responses of governmen indebedness o macroeconomic shocks. The fi scal sance of he Czech Republic seems o be mos vulnerable o unexpeced depreciaion of he local currency, discreionary pro-cyclical increases in governmen expendiures, and defl aionary shocks. Keywords governmen deb, non-linear dynamics, macroeconomic shocks, open economy, srucural vecor auoregression model, bayesian esimaion, Czech Republic. JEL Classificaion E62, H68, E37 742 POLITICKÁ EKONOMIE, 6, 2012