NEWTON College, a. s. www.newoncollege.cz Léo 25 Výzkumná práce 2 Peníze a ekonomika: Jak se vlasně ovlivňují? Makroekonomický vývoj 12 Akuální makroekonomický vývoj České republiky 31 Prognóza ekonomických ukazaelů České republiky Léo 25-1 -
NEWTON College, a. s. www.newoncollege.cz Výzkumná práce Peníze a ekonomika: Jak se vlasně ovlivňují? Úvod V minulém NEWTON College Working Paperu jsme se zabývali vzahem mezi empy růsu nominální peněžní zásoby a empy růsu nominálního HDP. Sousředili jsme se především na vývoj ve Spojených sáech amerických, avšak určié podobnosi v omo vzahu jsme nalezli i v Kanadě, Francii, Iálii a Velké Briánii. V éo sudii se nejprve podíváme na zmíněný vzah v České republice a posléze se budeme věnova eoreickému vysvělení pozorovaného jevu. I když jsme v předchozím NEWTON College Working Paperu empiricky zjisili, že peníze jsou korelovány s minulým důchodem, nemůžeme jednoduše říci, že důchod způsobuje peníze. Žádná saisická meoda nás nemůže sama o sobě ujisi o skuečném směru kauzaliy. 1 Abychom si mohli bý více jisi směrem kauzaliy, musíme se pokusi předloži ekonomické vysvělení éo kauzaliy. V éo analýze se proo pokusíme vysvěli pozorovanou korelaci peníze-produk pomocí dvou koncepů již zavedených v moneární eorii: koncepu čisé úvěrové ekonomiky a akzvaného buffer-sock přísupu k popávce po penězích. Srukura naší analýzy je následující. Nejprve se budeme věnova vzahu peníze-produk v České republice, dále vysvělíme, proč je vhodné sousředi se na empa růsu nominálních veličin spíše než na empa růsu veličin reálných. Zbyek sudie je věnován modelovému vysvělení peněz, jakožo důsledku ekonomické akiviy. Vzah peněz a produku v České republice Podívejme se nyní sejným způsobem na vzah mezi empy růsu nominálních peněz a nominálního produku v ČR. Sejně jako v předchozí sudii využijeme korelační analýzu, kerou chápeme jako nejjednodušší empirický es a dále esy Grangerovy kauzaliy. Nejprve se podíváme na empa růsu v období 1996:I až 25:I, což je nejdelší období, za keré exisují věrohodná daa. Na základě korelační analýzy oo období ješě rozdělíme na dvě podobdobí: první bude od 1 O omo problému pojednávají deailněji například Holmes, Huon (1992). 1996:I do 1999:IV a druhé od 2:I do 25:I. Výsledky oiž naznačují, že vzah peníze a produk byl v ČR v ěcho podobdobích poněkud odlišný. Je však pochopielné, že žádné rozdělení celého období do menších podobdobí není zcela přesné a obsahuje určiou arbirárnos. Korelační analýza i esy Grangerovy kauzaliy ukazují především na naprosou absenci spolehlivého vzahu mezi empy růsu nominální peněžní zásoby M1 a empy růsu nominálního produku v průběhu cyklu. Úzké peníze jsou dokonce negaivně korelovány éměř při jakémkoli zpoždění produku za penězi i při zpoždění peněz za důchodem. 2 To sice nevylučuje dlouhodobý vzah mezi penězi a nominálním produkem (zv. kvaniaivní rovnici), ale je o v rozporu s radičním monearisickým přesvědčením o sabiliě popávky po penězích. Také esy Grangerovy kauzaliy v případě M1 ukazují, že mezi empy peněz a HDP zřejmě nebyl žádný vzah. Závěr, že HDP ovlivňoval M1 v období 1996:I-25:I (viz abulka 3), je nejspíše zdánlivý, proože se opírá o záporné korelace, keré nelze eoreicky uspokojivě vysvěli. Siuace je odlišná u vzahu emp růsu široké peněžní zásoby M2 a nominálního produku. V prvním podobdobí byla pozorována saisicky významná kladná korelace emp růsu nominálního důchodu s empy růsu M2, keré předcházely o dvě až ři čvrleí (viz abulka 2). Naopak ve druhém podobdobí byla pozorována nejvěší korelace mezi empem růsu nominálního produku a empem růsu peněžní zásoby, kerá následovala se zpožděním jednoho čvrleí. 2 Daa o empech růs M1 musela bý upravena s ohledem na změnu meodiky od roku 22. Úzká peněžní zásoba však byla sledována podle původní meodiky až do prvního čvrleí 24, což umožňuje uvoři řadu emp růsu následujícím způsobem: do konce roku 22 (včeně) jsou v časové řadě uvedena empa podle původní meodiky a od počáku roku 23 odpovídají empa růsu nové meodice měření M1. Léo 25-2 -
NEWTON College, a. s. www.newoncollege.cz Tabulka 1: Korelace emp růsu M1(+x) a emp růsu HDP() Období M1(-3) M1(-2) M1(-1) M1 M1(+1) M1(+2) M1(+3) 1996:1 25:1 -,19 -,3 -,42 -,52 -,58 -,63 -,66 1996:1 1999:4.... -,37 -,51 -,42 -,32.. 2:1 25:1,32.... -,46 -,66 -,69 -,49 Pramen: ČNB, ČSÚ a výpočy ýmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON. Poznámka: Korelační koeficieny jsou esovány na 5% hladině významnosi, symbol.. značí saisicky nevýznamné koeficieny. Tabulka 2: Korelace emp růsu M2(+x) a emp růsu HDP() Období M2(-3) M2(-2) M2(-1) M2 M2(+1) M2(+2) M2(+3) 1996:1 25:1..,28,24,18,2.... 1996:1 1999:4,42,43.. -,39 -,43 -,27.. 2:1 25:1 -,65..,33,62,69,51,29 Pramen: ČNB, ČSÚ a výpočy ýmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON. Poznámka: Korelační koeficieny jsou esovány na 5% hladině významnosi, symbol.. značí saisicky nevýznamné koeficieny. Tabulka 3: Grangerovy esy kauzaliy Období (zahrnuá Hypoéza zpoždění) 1996:I 25:I (1) 1996:I 1999:IV (1) 2:I 25:I (1) F-saisika Hladina významnosi Výsledek M1 nezpůsobuje HDP,8,931 Nelze zamínou HDP nezpůsobuje M1 5,88,21 Zamínuo M2 nezpůsobuje HDP 1,223,277 Nelze zamínou HDP nezpůsobuje M2,139,711 Nelze zamínou M1 nezpůsobuje HDP,96,761 Nelze zamínou HDP nezpůsobuje M1 2,455,143 Nelze zamínou M2 nezpůsobuje HDP 1,676,221 Nelze zamínou HDP nezpůsobuje M2 1,589,231 Nelze zamínou M1 nezpůsobuje HDP 2,59,124 Nelze zamínou HDP nezpůsobuje M1 5,58,29 Zamínuo M2 nezpůsobuje HDP 1,6,316 Nelze zamínou HDP nezpůsobuje M2 4,738,43 Zamínuo Zpoždění širokých peněz za produkem naznačují i esy Grangerovy kauzaliy pro dané období (viz abulka 3). Je však řeba upozorni, že obě sledovaná podobdobí jsou relaivně kráká (16 resp. 17 čvrleí). Z ohoo důvodu jsme při provádění Grangerových esů vzali v poaz pouze jedno zpoždění. Upozorněme, že výsledky při ako krákých řadách mohou bý pouze indikaivní. Léo 25-3 -
NEWTON College, a. s. www.newoncollege.cz Obrázek 1: Tempo růsu M2 a HDP v ČR v leech 2-25 (v %) 14 12 1 8 6 4 2 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 2 21 22 23 24 25 M2 GDP Pramen: ČSÚ a ČNB Vzah emp růsu peněz a produku Dříve než se budeme věnova eoreickému vysvělení vzahu mezi nominálními veličinami, podívejme se v krákosi ješě na vzah růsu reálného produku a zv. reálné peněžní zásoby. Ukážeme, proč sledování vzahu zv. reálných veličin může bý v určiém smyslu zavádějící. To se může zdá na první pohled jako maoucí, poněvadž ekonomické subjeky jsou zaineresovány na reálných hodnoách veličin, nikoliv na nominálních. To je jisě pravda, ale zde musíme rozlišova mezi hypoeickou saickou rovnováhou a dynamickými procesy, keré v průběhu cyklu probíhají a jež jsou naším předměem zkoumání. Označme reálnou peněžní zásobu m a reálný produk y. Plaí následující ideniy m M P a y Y P, kde P je index cenové hladiny. Pro empa růsu reálné peněžní zásoby a reálného produku v okamžikovém vyjádření dosáváme: m & M& P& y & Y& P& =, resp. =. (1) m M P y Y P Reálná okamžiková empa dosáváme samozřejmě odečením okamžikové inflace od nominálních okamžikových emp. Tím však do značné míry čisě formálně vyváříme vzah mezi řadou reálného růsu peněžní zásoby a simulánní řadou reálného růsu důchodu. Řekněme například, že by inflace byla ve srovnání s vývojem nominálních peněz i nominálního produku relaivně volailní. Poom bychom zřejmě pozorovali korelaci nebo Grangerovu kauzaliu mezi souběžnými (j. bez časového posunu) reálnými veličinami, i kdyby nominální empa růsu spolu přímo nesouvisela. Důvod je prosý: od nominálních emp odečíáme sejné číslo inflaci, a ím zakládáme do vzahu mezi reálnými veličinami korelaci. Tuo korelaci však nemůžeme chápa jako projev oho, že ekonomické subjeky se skuečně sousřeďují v každý okamžik na reálné veličiny. Je o spíše saisický arefak. V poněkud oslabené podobě plaí enýž argumen i pro časově posunuá daa. Například pokud se sousředíme na vzah běžných emp růsu reálného důchodu s empy růsu reálné peněžní zásoby v předchozích obdobích, neodečíáme již od nominálních emp oéž číslo. Zde se však projeví charakerisická vlasnos inflace její servačnos. Ta se projevuje ak, že meziroční empa růsu cenové hladiny jsou navzájem v časově blízkých čvrleích silně korelována. Pokud ak například srovnáváme empo růsu reálného důchodu s empem růsu reálné peněžní zásoby zpožděné o jedno čvrleí, m & 1 M& 1 P& 1 srovnáváme ak vlasně = m 1 M 1 P 1 y & Y& P& P s = & 1 P &. Tempa růsu cen a y Y P P 1 P nejsou zcela shodná, díky výše zmíněné servačnosi jsou však silně korelována. Pokud P & 1 P & jsou míry inflace a korelovány více P 1 P než jsou navzájem korelována nominální Léo 25-4 -
NEWTON College, a. s. www.newoncollege.cz empa M & M 1 1 a Y & Y (a za předpokladu, že korelace mezi zkoumanými nominálními empy je kladná), bude mezi empy růsu odpovídajících reálných veličin zřejmě silnější korelace než pouze mezi veličinami nominálními. Opě spíše než projev záměrného lidského jednání je o saisický arefak: důsledek oho, jak jsme reálné veličiny definovali. Celkově lze edy říci, že i když pro ekonomické subjeky je relevanní vývoj reálných veličin, je vhodné nejprve budova eorii o vzahu veličin nominálních. Samoný převod do reálných veličin oiž sílu pozorovaného vzahu ovlivňuje a v případě krákého časového posunu nejspíše vzah fikivně posiluje. Model vysvělující obrácenou kauzaliu V éo čási analýzy se pokusíme vysvěli, proč peníze mohou následova produk. V konrasu k radičním modelům popávky po penězích použijeme model, kerý je inspirován koncepem zavedeným již Wicksellem (1898). V jeho modelu čisé úvěrové ekonomiky jsou všechny zůsaky držené ekonomickými subjeky svojí podsaou zároveň závazky (IOU) jiných ekonomických subjeků. V dnešní erminologii můžeme říci, že všechny peníze jsou zv. vniřní peníze. To znamená, že celkový objem peněz je roven celkovému objemu dluhu. Takovýo přísup rozděluje všechny ekonomické subjeky na dvě skupiny skupinu držielů peněz a skupinu ěch, keří mají závazek neboli dluh. Označíme první skupinu jako věřiele a druhou jako dlužníky. Pro jednoduchos budeme předpokláda, že yo skupiny se navzájem nepřekrývají, akže žádný věřiel nemůže bý zároveň dlužník. To znamená, že v modelu budeme pracova pouze s čisými pozicemi. To je zjevně nerealisický předpoklad, proože v realiě věšina dlužníků drží určiý objem peněz a udíž jsou zároveň věřieli. Rozdělení subjeků na dlužníky a věřiele sice model poněkud komplikuje, ale v čisé úvěrové ekonomice je o nevyhnuelné, nemají-li peníze z modelu zmize úplně. 3 Objem peněz držených individuálním subjekem je dán rozdílem kumulovaných příjmových a výdajových oků ohoo subjeku. 3 Viz např. Gurley, Shaw (196), s. 14: Konsolidace všech výdajových jednoek do jediného monoliického společensví eliminuje peníze sejně ak jako osaní finanční jevy z agregání ekonomické analýzy. Individuální příjmový ok v okamžiku i označíme Y, zaímco individuální výdajový i ok označíme E. Individuální peněžní zásoba v čase ak může bý zapsána jako M i i i = ( Y E )dv. (2) v v V případě, že (2) je záporné, subjek nespadá do skupiny věřielů a (2) se poom vzahuje k výši jeho dluhu. Agregání peněžní zásoba M je dána jako jednoduchý souče individuálních peněžních zásob. Celková peněžní zásoba v uzavřeném sysému je nuně rovna celkovému objemu dluhu. Teno eoreicky odvozený agregá však není zcela shodný s konsolidovanými závazky bankovního sekoru. Rozdíly spočívají především v následujících bodech: bankovní sekor nezaznamenává všechny rozdíly individuálních kumulovaných důchodových a výdajových oků a sám má navíc nějakou svoji čisou pozici (bankovní sekor je obvykle věřielem). Navíc i když bankovní pasíva jsou konsolidovány v rámci bankovního sekoru, nejsou konsolidovány na úrovni jednolivých subjeků. Jinak řečeno, banky zaznamenávají hrubou pozici svých klienů, nikoliv jejich čisé pozice, se kerými pracuje níže uvedený náš model. Změna peněžní zásoby ( M & ) je dána jako rozdíl mezi agregáním příjmovým okem a agregáním výdajovým okem věřielů. C Označme Y agregání příjmový ok věřielů C a E bude označova agregání výdajový ok. Pro změnu peněžní zásoby ak dosáváme M & = Y E. (3) C C Jiným zvlášním rysem peněz v čisé úvěrové ekonomice je, že mohou vynáše úrok. Úroková míra bude v modelu nahlížena jako exogenní veličina. Teno rys je více v souladu se současnou praxí měnové poliiky než předpoklad, že exogenně je dána peněžní zásoba. Označme průměrnou úrokovou míru v daném okamžiku jako r. Tok úrokových plaeb ve výši r M je součásí věřielského příjmového oku a zároveň je součásí výdajového oku dlužníků. Nejprve se podíváme na fungování modelu v ekonomice, kerá rose konsanním empem a pak se podíváme blíže na ekonomiku s flukuacemi. Předpokládejme, že Léo 25-5 -
NEWTON College, a. s. www.newoncollege.cz nominální důchod ( Y ) rose konsanním empem g. Abychom rozlišili veličiny v ekonomice se sabilním růsem od veličin ve flukuující ekonomice, doplníme symboly veličin v ekonomice se sabilním růsem pruhem. Takže Y bude označova důchod ve C sabilně rosoucí ekonomice, Y bude znači důchod věřielů ve sabilně rosoucí ekonomice, ad. Předpokládejme, že věřielé dosávají vždy konsanní podíl ( a ) celkového důchodového oku, akže pro každé období můžeme psá C Y = ay. Analogicky budeme předpokláda, že jejich výdajový ok má konsanní podíl (b ) na celkovém výdajovém oku (a en je v uzavřeném sysému idenický s celkovým důchodovým okem), akže C můžeme psá E = by. Po dosazení ěcho zjednodušujících předpokladů do (3) dosáváme pro změnu peněžní zásoby M & = ( a b)y. (4) Za předpokladu, že důchodová rychlos peněz se ve sabilně rosoucí ekonomice nebude permanenně snižova nebo zvyšova, musí bý člen ( a b) akový, aby peněžní růs byl roven empu růsu důchodu. Vlasně ak využijeme kvaniaivní rovnici jako způsobu, jakým lze ukovi popávku po penězích ve sabilně rosoucí ekonomice. Musí edy plai M & M = ( a b) M Y = ( a b) V = g. (5) V rovnici (5) V označuje důchodovou rychlos peněz ve sabilně rosoucí ekonomice. To znamená, že V M Y a předpokládá se, že V je konsanní. Jesliže empo růsu nominálního důchodu a peněžní zásoby ( g ) je kladné, poom vzah (5) implikuje, že věřielé musí mí permanenně vyšší nominální důchod než nominální výdaje. Proč by však věřielé měli mí permanenně nižší výdaje než příjmy? Exisují pro o dva základní důvody. Zaprvé, pokud ekonomika rose nikoliv pouze nominálně, ale aké reálně, je pravděpodobné, že věřielé jednoduše budou chí drže více reálných zůsaků, proože jim přinášejí dodaečný užiek. Druhým důvodem je inflace. Inflace snižuje reálnou hodnou peněžních zůsaků, akže věřielé musí mí nižší výdajový ok než svůj příjmový ok, aby mohli obnovova reálnou hodnou svých zůsaků. Ve sabilně rosoucí ekonomice o však není relaivní nevýhoda věřielů vůči dlužníkům, proože míra inflace je již obsažena v nominální úrokové míře. 4 To znamená, že čás příjmového oku věřielů je pouze kompenzací za zmenšující se hodnou peněžního měříka. V ekonomikách s vysokou inflací rosou široké peněžní agregáy zejména díky úrokovým okům. Dodaečné peníze nemusejí bý nějakým způsobem vsříknuy do bankovního sysému, jednoduše se načíají na účech věřielů díky vysokým úrokům. Než zvážíme důsledky modelu pro flukuující ekonomiku, budeme kráce diskuova i zv. buffer-sock přísup k popávce po penězích. Na buffer-sock přísup můžeme nahlíže jako na mikroekonomické založení popávky po penězích během ekonomického cyklu. Přes svoji inuiivní přijaelnos však sále eno přísup nezískal olik pozornosi, kolik si pravděpodobně zaslouží. 5 Buffer-sock přísup k popávce po penězích se na peníze dívá jako na svého druhu nárazník, kerý absorbuje neočekávané důchodové/výdajové šoky. Jesliže příjmový ok ekonomického subjeku je například dočasně vyšší než bylo očekáváno, přebyek je akumulován ve formě peněz a zvyšuje ak objem peněz, jež subjek drží. Později, když dojde k negaivnímu důchodovému šoku, zůsaky subjeku jsou naopak sníženy. Flukuace ve výdajovém oku subjeku ovlivňují jeho peněžní zůsaky podobným způsobem. i i Označme Y (respekive E ) individuální rendový neboli permanenní důchod (respekive výdaje). Navíc označme ranziorní ) i i i důchodový šok jako Y Y Y a ) i i i ranziorní výdajový šok jako E = E E. Buffer-sock přísup k popávce po penězích implikuje následující individuální peněžní zůsaky ) M i i i i ( Yv Ev ) dv = ( Yv Ev ) i i i i i ( Y E ) dv = M + ( Y E )dv v ) i v = ) v ) v dv + (6) 4 Připomeňme, že peníze v našem modelu vynášejí úrok, proože se jedná o peníze vniřní. 5 To může bý ilusrováno například ím, že samoný pojem buffer-sock se obvykle nedosal do učebnic peněžní eorie. Například široce používaná pokročilá učebnice Moneary Theory and Policy, auor Walsh (1998), jej ani nezmiňuje. Léo 25-6 -
NEWTON College, a. s. www.newoncollege.cz Slovně vyjádřeno: individuální peněžní zůsaky se liší od svého rendu o rozdíl minulých kumulovaných důchodových šoků a minulých kumulovaných výdajových šoků (kladné příjmové šoky zvyšují zůsaky, kladné výdajové šoky je snižují). Buffer-sock přísup je nerovnovážným přísupem k popávce po penězích. Objem peněz držených není v každém okamžiku idenický s objemem popávaným. Empiricky pozorovaelná je ak pouze peněžní nabídka, popávka po penězích není přímo měřielná. Jak zdůrazňuje Laidler (1984), buffer-sock přísup se výrazně odlišuje jak od radičního keynesiánského, ak i od nového klasického přísupu. V keynesiánském sysému úroková míra rychle vyrovnává jakýkoliv rozdíl mezi penězi drženými a penězi popávanými o v našem modelu zjevně není možné, proože úroková míra je pro nás exogenní veličinou. Pro nové klasiky je o flexibilní cenová hladina, kerá vyrovnává poenciální nerovnos mezi nabízeným a drženým množsvím peněz. Naproi omu podle buffer-sock přísupu mohou bý subjeky dočasně mimo svoji křivku popávky po penězích. Funkce popávek po penězích implikují určiý rovnovážný nebo plánovaný objem peněžních zůsaků, ale neříkají jaký objem peněz ve skuečnosi subjeky v daném okamžiku drží. Objem držených peněz je ovlivněn minulými dočasnými odchylkami příjmových/výdajových oků od jejich rendových hodno. Buffer-sock přísup se zdá přijaelnou eorií na individuální úrovni, ale jak Laidler (1997) poznamenává, neznamená o, že eno přísup je relevanní i na makroekonomické úrovni. V uzavřeném sysému jesliže je subjek vysaven poziivnímu důchodovému šoku, může o znamena, že buď jiné subjeky jsou vysaveny naopak negaivnímu důchodovému šoku nebo že mají poziivní ranziorní výdaje. Variabilia individuálních peněžních zůsaků ak může bý vysoká, ale agregání peněžní zůsaky mohou bý poměrně sabilní, proože důchodové/výdajové šoky nejsou vzájemně nezávislé. To je zvlášě parné v modelu ekonomiky, ve keré je peněžní zásoba vořena výhradně daným množsvím vnějších peněz. V akové ekonomice je peněžní zásoba podle předpokladu fixní a ke každému výdajovému/příjmovému šoku daného subjeku exisují výdajové/příjmové šoky, kerým jsou vysaveny jiné subjeky, jež původní šok v souču zcela vyeliminují. Objasněme o krákým příkladem. Řekněme, že subjek A je vysaven poziivnímu příjmovému šoku o hodnoě X. Teno kladný příjmový šok byl způsoben kladným výdajovým šokem subjeku B opě v peněžní hodnoě X. Celkový důchod se edy zvýšil o X a o X se zvýšily i peněžní zůsaky A. Nicméně zůsaky B jsou sníženy o X, akže celková peněžní zásoba se nezměnila. Peněžní zůsaky A by mohly bý zvýšeny o X aké ak, že by A omezil dočasně své výdaje. Poom by ale příjmový ok B byl o X snížen a jeho peněžní zůsaky by se odpovídajícím způsobem snížily. To plaí pro ekonomiku, ve keré jsou všechny peníze vnější s predeerminovaným množsvím, ale neplaí o v modelu čisé úvěrové ekonomiky. I když se v čisé úvěrové ekonomice velká čás individuálních příjmových/výdajových oků navzájem vyruší, jejich vzájemná eliminace nemusí bý dokonalá. Jesliže výdajové šoky agregované za celou skupinu (j. za všechny věřiele nebo za všechny dlužníky) nejsou rovny příjmovým šokům agregovaným za příslušnou skupinu, následuje změna peněžní zásoby. Opě použijme jednoduchý příklad. Řekněme, že věřiel A je vysaven kladnému důchodovému šoku, jenž byl způsoben kladným výdajovým šokem dlužníka B. Za jinak sejných okolnosí o má za následek, že peněžní zůsaky A vzrosou, zaímco dluh B se prohloubí. Celková peněžní zásoba je součem peněžních zůsaků věřielů (dlužníci podle předpokladu nemají žádné peněžní zůsaky), akže se změní, proože zvýšení zůsaků věřiele A není doprovázeno poklesem zůsaků jiného věřiele. Nicméně kdyby kladný příjmový šok A byl důsledkem výdajového šoku jiného věřiele, peněžní zásoba by se nezměnila. Změny peněžní zásoby ak nezávisí pouze na výkyvech agregáního důchodu. Závisí aké na rozdělení výdajových/příjmových šoků mezi dlužníky a věřiele. Jesliže kladné příjmové šoky věřielů jsou v souču věší než jejich kladné výdajové šoky, peněžní zásoba rose rychleji a naopak. Předpokládejme, že výdaje jak dlužníků, ak i věřielů flukuují kolem svých rendových hodno. Řekněme například, že výdajové oky obou skupin subjeků jsou v daném okamžiku nad svými rendovými hodnoami. Celkový výdajový šok je roven celkovému důchodovému šoku (v uzavřené ekonomice) a důchodový šok je v nějakém poměru rozdělen mezi věřiele a dlužníky. Nicméně nemůžeme říci, že důchodový šok dopadá na dlužníky a věřiele ve sejném poměru, v jakém je mezi ně rozdělen celkový permanenní důchod. Teoreicky může celý šok v důchodu dopadnou například pouze na dlužníky nebo naopak pouze na věřiele. Záleží například na Léo 25-7 -
NEWTON College, a. s. www.newoncollege.cz om, zdali výrobci kapiálových saků, keří při flukuaci objemu invesic jsou vysaveni nejvěšímu výkyvu, jsou spíše dlužníci nebo věřielé. Nicméně záleží i na konkréní srukuře, v jaké dochází ke změně invesic. Zavedeme ak paramer α, kerý udává, jak velký podíl má ranziorní důchod věřielů na agregáním ranziorním důchodu. Budeme předpokláda, že hodnoa ohoo parameru je v čase sabilní a z definice plaí, že C Y ) = α Y ) = α Y Y, kde Y ) značí ( ) ranziorní důchod věřielů (šok v důchodovém oku) v čase. Příjmový ok věřielů ak v okamžiku můžeme zapsa následovně Y C ( Y Y ) C = ay + α. (7) Podobně paramer β bude reprezenova podíl věřielů na agregáním výdajovém šoku. Opě i zde plaí, že β nemusí bý shodné s podílem rendových výdajů věřielů na celkových výdajích. Například je myslielné, že výdaje věřielů obsahují relaivně méně invesic než výdaje dlužníků. A pokud o jsou invesice, keré sojí za odchylkou celkových výdajů od rendu, budou se věřielé podíle na odchylce výdajů zřejmě méně, než jaký je jejich podíl na rendových výdajích. Opě budeme předpokláda, že β je konsanní paramer. Musíme však poznamena, že akový předpoklad je poněkud silnější než předpoklad o konsannosi α. Nicméně pro základní vysvělení korelací mezi penězi a produkem a zvlášě pro jejich grafické zachycení o bude dosaečné. Výdajový ok věřielů ( E ) ak může bý zapsán následovně E C C ( Y Y ) = by + β. (8) Změna peněžní zásoby je rovna rozdílu mezi důchodovým a výdajovým okem věřielů. Spojením rovnic (7) a (8) dosáváme M& + α ( Y Y ) by ( Y Y ) = M & + ( α β )( Y Y ) = ay β α > β (9) Pokud je, ak lze z rovnice (9) odvodi, že kladná odchylka důchodu od permanenního důchodu vede ke kladné odchylce peněžní zásoby od rendové peněžní zásoby. Vzah peníze a produk je zřejmější z grafického znázornění. Na obrázku 2 je znázorněn příklad průběhu skuečného a permaneního důchodu. Mezi okamžiky a 1 se například předpokládá, že úroveň důchodu je nad svojí rendovou linií (neboli permanenním důchodem). To znamená, že během ohoo období odchylka peněz od své rendové hodnoy narůsá, proože skuečný peněžní růs je během celého ohoo období vyšší než rendový peněžní růs. Odchylka peněz nabývá svého vrcholu v bodě 1, proože v omo okamžiku se již důchod navrací zpě na svoji rendovou úroveň a peněžní růs se vrací zpě na hodnou rendového růsu. Od okamžiku 1 je úroveň důchodu pod rendovou linií a sejně ak bude i peněžní růs pod rendovým empem růsu. Po určié době se díky nízkému empu peněžního růsu peněžní zásoba vráí zpě na svoji rendovou úroveň (na obrázku 2 je eno okamžik označen jako x ). Poněvadž však důchod je sále pod svojí permanenní úrovní, ak i empo peněžního růsu zůsává pod rendovým růsem a vzniká ím záporná odchylka peněžní zásoby od rendové peněžní zásoby. Odchylka peněz od svého rendu bude opě nejvěší (v absoluním vyjádření) v okamžiku, kdy se důchod navráí na svoji rendovou úroveň ( 2 ). Jak je parné z obrázku 2, úroveň peněžní zásoby zaosává ve flukuující ekonomice za úrovní důchodu. Důvod, proč peníze zaosávají za důchodem, je jednoduchý: peněžní růs je spojen s úrovněmi důchodu nikoliv s růsem důchodu (viz rovnice 9). My ale srovnáváme peněžní růs a důchodový růs (přesněji empa růsu) a plaí, že růs důchodu předchází úroveň důchodu (obecně plaí, že růs pravidelně flukuující veličiny předchází uo veličinu samonou o čvrinu délky cyklické periody). Vzhledem k omu, že růs důchodu předchází úroveň důchodu, kerá zase ovlivňuje peněžní růs, znamená o, že růs důchodu předchází peněžnímu růsu. Všimněme si, že vzah mezi empy růsu není ani podle našeho krajně zjednodušeného modelu pevný a přesný. Model nepredikuje exisenci vzahu jedna ku jedné mezi empy růsu a ani z něho neplyne konsanní zpoždění. Pouze pokud by cyklus důchodu byl pravidelný v om smyslu, že by jej bylo možné popsa například funkcí sinus, bylo by zpoždění konsanní a odpovídalo by čvrině délky ekonomického cyklu. Léo 25-8 -
NEWTON College, a. s. www.newoncollege.cz Obrázek 2: Schémaické znázornění peněz jako důsledku důchodu Y Y Y M M M 1 x 2 3 Závěr Z eoreického hlediska je při zkoumání vzahu peněz a produku vhodnější se nejprve sousředi na nominální veličiny. Převod nominálních veličin na zv. veličiny reálné oiž má endenci uměle posilova vzah mezi penězi a produkem díky servačnosi inflace. Jak jsme ukázali v předchozím NEWTON College Working Paperu, původní korelace mezi empy růsu peněz a důchodu se v osmdesáých a devadesáých leech v mnoha vyspělých zemích rozpadly. V podmínkách České republiky se radiční monearisické schéma s penězi předcházejícími důchod projevovalo zhruba do roku 1999. Od roku 2 se zdají bý široké peníze v ČR spíše endogenní a nejsilnější korelace je mezi empem růsu peněz a empem růsu důchodu v předcházejícím čvrleí. Je oázkou, co způsobilo uo změnu v časové následnosi mezi penězi a důchodem. Je možné, že se ak naplno projevilo opušění přímé řízení peněžní zásoby a zavedení režimu cílování inflace, ke kerému ČNB přisoupila již od roku 1998. Časová následnos peněz za produkem naznačuje, že flukuace v empu růsu peněz jsou parně následkem flukuací v empu růsu důchodu a nikoliv naopak. Tao korelace může bý vysvělena modelem čisé úvěrové ekonomiky, kerý je navíc propojen s buffersock přísupem k popávce po penězích. V omo modelu jsou všechny peníze zv. vniřní, což znamená, že proi každému peněžnímu zůsaku sojí peněžní závazek a subjeky jsou ak rozděleny mezi dlužníky a věřiele. Buffer-sock popávka po penězích se Léo 25-9 -
NEWTON College, a. s. www.newoncollege.cz zase projevuje ak, že ekonomické subjeky využívají své peněžní zůsaky k vyrovnávání výkyvů ve svých příjmových a výdajových ocích. Teno model úspěšně objasňuje načasování peněžních a důchodových emp růsu, nicméně měl by bý dále modifikován, aby zahrnoval jevy spojené s oevřenou ekonomikou, změnami úrokových měr a v neposlední řadě možnému překryvu mezi dlužníky a věřieli. Lieraura Anderson, L. C., Jordan, J. L.: Moneary and Fiscal Acions: A Tes of heir Relaive Imporance in Economic Sabilizaion. Federal Reserve Bank of S. Louis Review, 1968, Vol. 5, November, sr. 11-24. Brunner, K.: The Monearis Revoluion in Moneary Theory. Welwirschafliches Archiv, 197, Vol. 15 (2), sr. 1-29. Friedman, M., Meiselman, D.: The Relaive Sabiliy of Moneary Velociy and he Invesmen Muliplier in he Unied Saes, 1897-1958. In: Sabilizaion Policies. Englewood Cliffs, New Jersey, Prenice Hall, 1963, sr. 165-268. Gurley, J. G., Shaw, E. S.: Money in a Theory of Finance. Brookings Insiuion, Washingon DC, 196. Hafer, R. W, Wheelock D. C.: The Rise and Fall of a Policy Rule: Monearism a he S. Louis Fed, 1968-1986. Federal Reserve Bank of S. Louis Review, 21, Vol. 83, January/February, sr. 1-24. Holmes, J. M., Huon, P. A.: A New Tes of Money-Income Causaliy. Journal of Money, Credi and Banking, 1992, Vol. 24, No. 3, sr. 338-355. Kaldor, N.: The New Monearism. Lloyds Bank Review, 197, Vol. 98, Ocober, sr. 1-17. Laidler, D.: The Buffer Sock Noion in Moneary Economics. The Economic Journal, 1984, Vol. 94, sr. 17-34. Laidler, D.: Noes on he Microfoundaions of Moneary Economics. The Economic Journal, 1997, Vol. 17 (July), sr. 1213-1223. Sims, C. A.: Comparison of Inerwar and Poswar Business Cycles. American Economic Review, 198, Vol. 7, No. 2, sr. 25-257. Sims, C. A.: Inerpreing he Macroeconomic Time Series Facs: The Effecs on Moneary Policy. European Economic Review, 1992, Vol. 36, No. 5, sr. 975-1. Sims, C. A.: Money, Income and Causaliy. American Economic Review, 1972, Vol. 62, No. 4, sr. 54-542. Walsh, C. E.: Moneary Theory and Policy. MIT, Cambridge Mass., 1998. Léo 25-1 -
NEWTON College, a. s. www.newoncollege.cz Výzkumné práce skupiny NEWTON Volně přísupné výzkumné práce Týmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON naleznee na inerneové adrese: hp://www.newon.cz/makroanalyzy Léo 25 Jaro 25 Peníze a ekonomika: Jak se vlasně ovlivňují? Jsou peníze důsledkem ekonomické akiviy? Zima 25 Podzim 24 Léo 24 Peníze a hospodářský růs: Jaký je mezi nimi vzah? Sekorové produkiviy a relaivní cena neobchodovaelných saků: Opravdu příliš mnoho povyku pro nic? Plaí nekryá úroková paria v ranziivních ekonomikách zemí sřední a východní Evropy? 4/24 Daně a ekonomická výkonnos: empirické esy na panelu zemí OECD 1/24 Konvergence ransformujících se zemí k EU pohledem vniřní a vnější rovnováhy 12/23 Podniky pod zahraniční konrolou v české ekonomice 11/23 Příliv PZI do zemí sřední a východní Evropy: Vývoj proi globálním rendům? 1/23 Makroekonomický vývoj Polska: Dlouho očekávané oživení a role měnové poliiky NBP 9/23 Přizpůsobivos srukurálním změnám na evropském rhu 8/23 Přímé zahraniční invesice a měnové krize 7/23 Konkurence ve zdanění podniků: Prospěšná válka nebo je řeba koordinace? 6/23 Makroekonomický vývoj Slovenska: Další ygr? 5/23 Sraegie a vazby nadnárodních společnosí 4/23 Efeky přímých zahraničních invesic na plaební bilanci 3/23 Chování hospodářské poliiky a racionalia 2/23 Invesiční pobídky v České republice 1/23 Invesiční pobídky a jejich efekivnos výzvy a pasi hospodářské poliiky vůči PZI 7/22 Reinvesovaný zisk nabývá na důležiosi. Měli by invesoři reagova na defici běžného úču? 6/22 Konvergence zemí sřední a východní Evropy k EU pohledem makroekonomických n-úhelníků 5/22 Konvergence zemí sřední a východní Evropy k EU pohledem makroekonomických čyřúhelníků 4/22 Měnový vývoj v České republice v období ransformace 3/22 Vývoj české ekonomiky v roce 21 a výhled na období 22-23 2/22 Adapační schopnos zpracovaelského průmyslu zemí sřední Evropy v období ransformace 1/22 Srukurální změny sředoevropských ranziivních ekonomik v období ransformace 12/21 Měl by bý vsup České republiky do eurozóny hudbou vzdálené budoucnosi? 11/21 Zahraniční obchod a vnější rovnováha České republiky 1/21 Možnosi a omezení měnové poliiky ČNB 9/21 Konvergence k EU: Vyšší živoní úroveň za vyšší ceny? Léo 25-11 -
NEWTON College, a. s. www.newoncollege.cz Akuální makroekonomický vývoj České republiky Měsíční ukazaele 1/4 11/4 12/4 1/5 2/5 3/5 4/5 5/5 6/5 Inflace %, m/m,5 -,1,1,7,2 -,1,1,2,6 Inflace %, y/y 3,5 2,9 2,8 1,7 1,7 1,5 1,6 1,4 1,8 Ceny v průmyslu %, m/m 1,1, -,3,3,2,2,1 -,7 -,2 Ceny v průmyslu %, y/y 8,6 8,2 7,7 7,2 7,1 6,4 5,6 4, 2,7 Průmyslová produkce %, y/y 8,1 1,9 8,3 7,2 5,6,1 5,7 4, n.a. Průmyslové ržby %, y/y 6,3 13,9 8,6 11, 5,8 1,9 8,2 7,5 n.a. Savební výroba %, y/y 2,9 9,8 1,3 14,2 3,8-16, -29,5 26, n.a. Maloobchodní ržby %, y/y 1,5 8,4 3,2 4,4 1,1 3,9 1, 5,2 n.a. Nezaměsnanos %, e.o.p. 9,9 9,9 1,3 1,7 1,6 1,3 9,8 9,4 9,3 Obchodní bilance CZK mld. -2,5 3,5-8,7 5,6 5,8 8, 5,1 6, n.a. Saldo sá. rozpoču kumulaivně CZK mld. -85,6-83,3-93,5-97,4-93,5-77,5-78, -75,1-4,1 PRIBOR 3M průměr 2,67 2,61 2,57 2,53 2,25 2,8 2,3 1,78 1,75 CZK/EUR průměr 31,48 31,29 3,65 3,31 29,96 29,78 3,13 3,22 3,3 CZK/USD průměr 25,23 24,9 22,87 23,1 23,2 22,59 23,29 23,81 24,69 Čvrlení ukazaele I.Q/4 II.Q/4.Q/4 IV.Q/4 I.Q/5 II.Q/5.Q/5 R.D. Inflace %, prům. 2,4 2,6 3,3 3,1 1,6 1,6 2,2 1.1. Ceny v průmyslu %, prům. 1,8 5, 7,9 8,1 6,8 4,1 1,6 14.1. Ceny v zemědělsví %, prům. 13,8 15, 6,7 2,8-1,7-14,1-7, 14.1. Defláor HDP %, y/y 3,5 3,1 3,4 2,1 1,3 1,5 n.a. 9.9. Směnné relace %, prům. 2,5 2, 1,6 2, 1,3 -,4 n.a. 12.8. Hrubý domácí produk %, y/y 4,1 4,5 4,6 4,6 4,4 4,2 n.a. 9.9. Průmyslová produkce %, prům. 8,7 12,6 8,8 9,1 4,3 3,7 n.a. 12.8. Průmyslové ržby %, prům. 8,7 12,8 8, 9,6 6,2 5,5 n.a. 12.8. Savební výroba %, prům. 15,2 14,4 4,5 4,6,7 3,5 n.a. 1.8. Maloobchodní ržby %, prům. 1,2 2,5 1,8 4,3 3,1 3,4 n.a. 18.8. Mzdy nominální %, y/y 8,7 4,2 7,3 6,3 5,8 6,5 n.a. 3.8. Mzdy reálné %, y/y 6,3 1,6 4, 3,1 4,1 4,8 n.a. 3.8. Běžný úče / HDP 1) % -6,3-6,2-6,3-5,2-4,1-3, n.a. 9.9. Finanční úče / HDP 1) % 4,9 5,7 6,4 6,6 5,8 5,9 n.a. 9.9. Pramen: Predikce: Obecná poznámka: Poznámka 1: ČSÚ, ČNB, MPSV a MF ČR. NEWTON Group. m/m (resp. y/y) znamená meziměsíční (resp. meziroční) změnu ukazaele. Podíly za kumulované údaje. Léo 25-12 -
NEWTON College, a. s. www.newoncollege.cz Hrubý domácí produk Hrubý domácí produk vzrosl v prvním čvrleí 25 meziročně o 4,4%. To předsavuje jen mírné zpomalení ve srovnání s předchozími řemi čvrleími a lze ak říci, že česká ekonomika již déle než rok rose sabilním empem zhruba 4,5%. V souvislosi s publikací národních účů za rok 23 a s dalším zpřesňováním čvrleních údajů, Český saisický úřad revidoval údaje o empech reálného růsu HDP za všechna čvrleí roku 23 i roku 24. Revize snížila odhadované empo růsu za celý rok 23 z původních 3,7% na 3,2% a naopak zvýšila odhadované empo růsu za celý rok 24 z 4,% na 4,4%. Průměrný růs ekonomiky za poslední dva roky ak zůsal prozaím nezměněn. Dopad revize na empa růsu v jednolivých čvrleích je znázorněn na následujícím obrázku. Je však řeba mí na paměi, že uvedená daa o empech růsu nejsou definiivní. Jednak definiivní národní účy za rok 24 budou dosupné až v roce 26 a jednak v ukazaeli HDP budou nově rozpočíány údaje finančních zprosředkovaelských služeb nepřímo měřených (FISIM), což by však empa růsu HDP mělo změni jen minimálně. Srovnání údajů o meziročních empech růsu reálného HDP publikovaných od konce roku 24 (v %) 5, 4,5 4, 3,5 3, 2,5 2, Pramen: ČSÚ Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 23 24 25 červen 25 březen 25 prosinec 24 Sejně jako v předchozích čvrleích, byl i v prvním čvrleí leošního roku hospodářský růs ažen především zahraniční popávkou. Spořeba domácnosí přes hisoricky nízké úrokové míry i přes reálný růs mezd o 4,1% v prvním čvrleí rosla pouze o 1,4% a spořeba vlády dokonce klesala. Výdaje na konečnou spořebu ak meziročně ve sálých cenách mírně klesly o,2%. Tvorba hrubého kapiálu sice díky invesicím do fixního kapiálu byla vyšší než ve sejném období předchozího roku, nicméně i ak se celková domácí popávka ve sálých cenách zvýšila pouze o,7%. Můžeme proo říci, že domácí popávka se nachází v překvapivé fázi sagnace, proože obdobnou srukuru růsu jsme již mohli pozorova v posledním čvrleí roku 24. Zvlášě konečná spořeba rose empem kolem 1% již celý jeden rok. Jisou roli zde hraje dlouhodobé snižování spořeby vlády, ale ani o nemůže sagnaci konečné spořeby vysvěli. Slabý růs konečné spořeby je překvapivý i s ohledem na mezinárodní srovnání s osaními ranziivními ekonomikami. Přičemž eno slabý růs spořeby není vysvělielný ani poklesem důvěry (en by se primárně odrazil na invesiční akiviě), ani vývojem konečné spořeby v eurozóně (viz následující obrázek) a ani měnovou poliikou. Meziroční reálný růs konečné spořeby (domácnosí i vlády) ve vybraných zemích (v %) 5 4 3 2 1-1 24Q1 24Q3 25Q1 ČR EMU Maďarsko Polsko Slovensko Pramen: OECD a výpočy ýmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON Dominanním fakorem v konjunkuře posledních čyř čvrleí je vývoj výkonové bilance salda vývozu a dovozu zboží a služeb. V běžných cenách výkonová bilance v prvním čvrleí 25 skončila přebykem 23 mld. korun oproi přebyku pouhých 3 Léo 25-13 -
NEWTON College, a. s. www.newoncollege.cz mld. korun v prvním čvrleí roku 24. Zlepšení výkonové bilance ak přispělo k růsu HDP zhruba čyřmi procenními body. Zlepšení výkonové bilance je o o překvapivější, že ve sledovaném období došlo k meziroční apreciaci domácí měny a k dalšímu oslabení konjunkury v eurozóně. Velmi rozkolísaný byl vývoj přidané hodnoy v jednolivých odvěvích. Nejvíce k hospodářskému růsu přispělo odvěví obchodu a opravy moorových vozidel a spořebního zboží a výrazný byl i příspěvek peněžnicví a pojišťovnicví. Vysoký meziroční přírůsek přidané hodnoy však zaznamenalo i zemědělsví, keré k celkovému růsu přispělo zhruba,7 procenního bodu. Vývoj v zemědělsví je však do značné míry nahodilý a předběžné údaje naznačují, že vysoká empa růsu v omo odvěví se v druhé polovině ohoo roku již nebudou opakova. Růs produkiviy práce měřený jako produk na pracovníka v prvním čvrleí leošního roku dosáhl 3,8%. Tempo růsu produkiviy ak po déle než jeden a půl roce kleslo pod 4% a o díky meziročnímu růsu zaměsnanosi o,6%. Meziroční růs defláoru HDP dosáhl v prvním čvrleí 25 pouze 1,3%, což bylo nejpomalejší empo růsu za posledních pě le. Podílelo se na om zejména zpomalení růsu defláoru konečné spořeby domácnosí i defláoru vorby kapiálu. Pomalý růs defláoru spořeby domácnosí (1,2%) byl dán především odezněním vlivu změn nepřímých daní v prvním čvrleí. Nízké empo růsu defláoru HDP však nelze odezněním změn nepřímých daní vysvěli zcela. To je zřejmé z pohledu na empo růsu defláoru hrubé přidané hodnoy, kerá nepřímé daně neobsahuje. I eno defláor rose velmi pomalu. Defláory vorby kapiálu i defláory v zahraničním obchodě byly ovlivněny meziroční apreciací koruny vůči euru. Pro celý leošní rok předpokládáme růs HDP na úrovni 4,2%. Tempa růsu se v závěru roku pravděpodobně mírně sníží vlivem vysoké základny z loňského roku. Růs produkiviy práce by se měl pohybova ve výši 3,7% a přírůsek defláoru HDP zůsane do konce roku pod 2% hranicí. Meziroční empa růsu defláorů HDP a hrubé přidané hodnoy (v %) 5 4 3 2 1 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 Pramen: ČSÚ 22 23 24 25 Růs defláoru HDP Růs defláoru přidané hodnoy Průmysl Průmyslová produkce měřená indexem průmyslové produkce v prvním čvrleí 25 zvolnila empo svého růsu na 4,3%, což je zhruba polovina loňského empa růsu. Předběžné výsledky za první dva měsíce druhého čvrleí naznačují, že růs průmyslu kolem 4% bude pokračova i nadále. Vývoj v jednolivých odvěvích byl značně diferencovaný. Hlavním zdrojem růsu průmyslu byl průmysl zpracovaelský a v rámci něj zejména výroba a opravy srojů a zařízení. Dlouhodobě v recesi je odvěví exilního průmyslu, jež i nadále pokračuje v poklesu své produkce. Ve srovnání s minulým rokem však aké dochází ke sagnaci v odvěví výroby základních kovů, huních a kovodělných výrobků. To se podílí na českém průmyslu zhruba 15% a bylo v loňském roce díky vysokým svěovým cenám kovů jedním z důvodů rychlého růsu průmyslu v ČR. Vývoj svěových cen kovů i vývoj produkce v omo odvěví naznačují, že se pravděpodobně jednalo pouze o dočasnou konjunkuru a že v leošním roce již oo odvěví bude celkový růs průmyslu spíše lumi. Z hlediska hlavních průmyslových uskupení dosáhla v prvním čvrleí 25 nejvěšího růsu výroba meziproduků (1,4%), ale naopak výroba zboží dlouhodobé spořeby výrazně poklesla (-7%). Přidaná hodnoa v průmyslu v prvním čvrleí vzrosla meziročně pouze o 2,2%. Růs ak byl hluboko pod růsem HDP v omo čvrleí (4,4%) a udíž lze říci, že průmysl ekonomiku brzdil. Na druhou sranu je však nuné Léo 25-14 -
NEWTON College, a. s. www.newoncollege.cz upozorni, že daa o přidané hodnoě ješě budou předměem několika revizí. Navíc česká zkušenos ukazuje, že index průmyslové produkce se může dlouhodobě vyvíje odlišně od přidané hodnoy v průmyslu (viz Box: Hádanka českých čísel produkce a přidané hodnoy, NEWTON College Working Paper Zima 25, sr. 18-21). Meziroční růs indexu průmyslové produkce a přidané hodnoy v průmyslu (v %) 15 1 čvrleí již očekáváme obnovení růsu savebnicví. Tomu odpovídá i vývoj savebních zakázek, kerý s předsihem zhruba ří až čyř čvrleí předjímá vývoj savební výroby. Tempo růsu savebních zakázek v běžných cenách se již sice mírně zpomalilo oproi druhé polovině roku 24, sále však zůsává velmi vysoké (26,3%). To naznačuje, že i ve zbyku roku 25 savební výroba porose vysokým empem. Přidaná hodnoa ve savebnicví podle národních účů však nadále klesá, akže savebnicví vlasně negaivně přispívá k ekonomickému růsu. Údaje o vývoji přidané hodnoy ve savebnicví však již dlouhodobě nekorespondují se skuečným vývojem savební výroby a nelze z nich děla mnoho relevanních závěrů. 5-5 -1 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 Q2 Q3 Q4 Q1 Pramen: ČSÚ 2 21 22 23 2425 Přidaná hodnoa IPP Zaměsnanos v průmyslu v prvním čvrleí leošního roku poprvé po více než řech leech vzrosla. Růs zaměsnanosi je však pouze mírný (,9%) a předběžná čísla za druhé čvrleí ukazují, že i eno mírný nárůs zpomaluje. Savebnicví Savební výroba v prvním čvrleí leošního roku prakicky sagnovala (-,1%), což bylo ovlivněno především březnovým meziročním poklesem výroby. Ten však byl do značné míry způsoben dozníváním loňských daňových úprav. Přesun velké čási savebních prací z 5% do 19% sazby DPH oiž v loňském roce vedl k předfakuraci savebních prací (jejich vrchol byl v dubnu 24, kdy savební výroba účeně vzrosla o 61,6%). Po hlubokém dubnovém propadu však v kvěnu již byl pozorován poměrně silný růs savební výroby, akže ve druhém Růs savební výroby (levá osa) a růs objemu savebních zakázek (pravá osa, v běžných cenách, zpožděné o čyři čvrleí) 18 16 14 12 1 8 6 4 2-2 I II IV I II IV I II IV I II IV I Pramen: ČSÚ 22 23 24 25 Savební výroba Savební zakázky (pravá osa) Maloobchod Tržby v maloobchodě v prvním čvrleí roku 25 meziročně vzrosly o 3,9% ve sálých cenách. To je poměrně překvapivý růs vzhledem k omu, že spořeba domácnosí ve sálých cenách, jež vsupuje do HDP, vzrosla pouze o 1,3%. Růs maloobchodních ržeb byl zřejmě ovlivněn relaivně slabým růsem v roce předchozím (pouze 1%). Růs v jednolivých segmenech byl poměrně vyrovnaný. Výrazně nadprůměrný byl pouze růs ržeb v segmenu exilu a obuvi (+9% ve 4 35 3 25 2 15 1 5 Léo 25-15 -
NEWTON College, a. s. www.newoncollege.cz sálých cenách v prvním čvrleí a ješě vyšší empa růsu byly zaznamenány v měsících následujících. To je zřejmě důsledek neusále klesající relaivní ceny výrobků v omo sekoru. Nominální cena v segmenu oděvů a exilu se oiž meziročně v prvním čvrleí snížila zhruba o 5% a reálná cena (o je cena v porovnání se zbykem spořebního koše) klesla dokonce zhruba o 7%. Jak je parné z maloobchodního prodeje, oděvy a exil zřejmě jsou zboží cenově elasické. Růs ržeb ve sálých cenách v segmenu exilu a odívání (v %, klouzavý průměr meziročních emp za čyři čvrleí) a růs reálné ceny v segmenu exilu a odívání (inverovaná supnice, klouzavý průměr meziročních emp za čyři čvrleí) 15 1 5-8 -7-6 -5-4 -3 Nezaměsnanos Průměrná míra nezaměsnanosi ve druhém čvrleí roku 25 klesla na 9,5% podle původní meodiky a na 8,7% podle nové meodiky. To předsavuje meziroční snížení míra nezaměsnanosi zhruba o,5 procenního bodu. Teno údaj přibližně koresponduje se zvýšením zaměsnanosi v prvním čvrleí o,6%, keré zřejmě pokračovalo i ve čvrleí následujícím. Pokles nezaměsnanosi je aké doprovázen růsem poču volných pracovních mís. Volná pracovní mísa v ekonomice odrážejí nejen srukurální nesoulad mezi profesemi nabízenými a popávanými, ale i složku cyklickou, kerá závisí na fázi hospodářského cyklu. Tao druhá složka volných pracovních mís se meziročně snižuje, pokud se prohlubuje mezera mezi produkem poenciálním a produkem skuečným. Naopak, pokud se produkční mezera zmenšuje nebo pokud se ekonomika dokonce dosala nad svůj poenciál, mělo by dojí k meziročnímu růsu poču volných pracovních mís. Pokud edy ekonomika rose empem vyšším než poenciálním, mělo by docháze k meziročnímu zvyšování poču volných pracovních mís a naopak. -5-1 I II IV I II IV I II IV I II IV I II IV I 2 21 22 23 2425-2 -1 Růs HDP a změna poču volných pracovních mís 3 2 1 5 4 Růs ržeb ve sálých cenách (v %, levá osa) Růs reálné ceny (pravá osa, v %, inverovaná supnice) Pramen: ČSÚ a výpočy ýmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON -1-2 -3 3 2 1 Naopak podprůměrný byl růs v segmenu ubyování a sravování, kde doznívá vliv zvýšení sazby DPH. Zvýšení sazby DPH v kvěnu loňského roku vedlo k prudkému poklesu ržeb (ve sálých cenách) v omo segmenu přibližně od června. Očekáváme proo, že v leošním červnu již eno vliv odezní a že dojde k mírnému růsu ržeb v segmenu ubyování a sravování. -4 I II IV I II IV I II IV I II IV I II IV I II IV I II 1999 2 21 22 23 2425 Meziroční změna v poču volných prac. mís (v isících, levá osa) Růs HDP (v %, pravá osa) Pramen: ČSÚ a MPSV Jak ukazuje obrázek, pokud je v ČR ekonomický růs nad úrovní zhruba 3%, poom se zpožděním přibližně dvou čvrleí následuje růs poču volných pracovních mís. Léo 25-16 -
NEWTON College, a. s. www.newoncollege.cz To mimochodem naznačuje, že empo růsu poenciálního produku se skuečně pohybuje kolem 3%. Vzhledem k omu, že i pro zbyek roku předpokládáme, že ekonomický růs se bude udržova kolem 4%, budeme zřejmě pozorova i meziroční růs volných pracovních mís. Spořebielské ceny Spořebielské ceny ve druhém čvrleí leošního roku vzrosly průměrně o 1,6%, což je sejné empo růsu jako ve čvrleí prvním. Meziročně nejvíce vzrosly zejména položky v segmenu zdraví (průměrný meziroční růs o 7,7%), bydlení (3,9%) a překvapivě i elekomunikací (3,5%). Růs cen elekomunikačních služeb byl pro rh překvapením. Nicméně je nuno říci, že se jednalo o jednorázový, spíše saisický vliv. Celý nárůs byl způsoben úpravou arifů Českého Telecomu (omezením zv. volných minu), kerý se saisicky projevil jako jednorázové cenové zvýšení v elekomunikacích v červnu o 15,6% meziměsíčně a o 14,2% meziročně. Tao změna sama o sobě přidala k červnové inflaci,3 procenního bodu. Naopak k nejvěšímu meziročnímu poklesu došlo v segmenu odívání (meziroční pokles o 4,7%). Ceny v odívání v meziročním srovnání klesají nepřeržiě již déle než šes le. Apreciace koruny a vsup Číny do WTO eno rend do budoucna zřejmě ješě dále posílí. Z prvního čvrleí pokračoval meziroční pokles cen poravin, i když byl již pouze velmi mírný (-,1%). Míru inflace snižovaly i ceny v dopravě, keré ve druhém čvrleí byly v průměru o,3% nižší než před rokem. To však bylo především díky vysokým základnám z minulého roku. Vývoj cen v dopravě se v následujících měsících zřejmě obráí především díky vysoké korunové ceně ropy, kerá v současnosi je na nejvyšší úrovni v hisorii. Inflace měřená harmonizovaným indexem spořebielských cen (HICP) dosáhla v ČR ve druhém čvrleí úrovně 1,2% (pokles oproi 1,4% v prvním čvrleí) a pařila k nejnižším v EU-25. Příspěvky vybraných segmenů k růsu spořebielských cen v procenních bodech ve druhém čvrleí 25 1,8,6,4,2 -,2 -,4 Poraviny Pramen: ČSÚ Alkohol, abák Odívání Bydlení Doprava Sravování Pošy, elekom. Na konci června se spořebielská inflace nacházela,3 procenního bodu pod spodní hranicí inflačního cíle. Zaímco v prvním čvrleí byla skuečná inflace nižší než se očekávalo, ve druhém čvrleí díky červnovým údajům byla naopak vyšší než se očekávalo. Vyšší než očekávaný růs cen však prakicky nezměnil úrokové sazby na peněžním rhu. Podle očekávání invesorů ak ČNB nebude v důsledku nahodilého výkyvu cen elekomunikací a pravděpodobného budoucího růsu cen v dopravě měni svoji úrokovou poliiku. Očekáváme, že spořebielská inflace bude v ČR leos kulminova v září, kdy dojde ke zvýšení cen abákových výrobků v důsledku změny spořebních daní. Růs cen v dopravě aké přispěje k posupnému růsu indexu spořebielských cen a pravděpodobně způsobí, že inflace se již v srpnu navráí do koridoru inflačního cíle. Léo 25-17 -
NEWTON College, a. s. www.newoncollege.cz Návra spořebielské inflace do koridoru inflačního cíle 5 4 3 2 1 Inflační cíl ČNB -1 I.3 I.4 I.5 Prognóza NEWTON Pramen: ČSÚ a výpočy ýmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON Defláor přidané hodnoy v průmyslu, kerý je pro firmy fakicky důležiější než index průmyslových cen, je zaím známý pouze pro první čvrleí ohoo roku. I nadále plaí, že růs defláoru zpracovaelského průmyslu (,3%) značně zaosával za růsem cen ve zpracovaelském průmyslu v omo období (6,5%). To znamená, že růs průmyslových cen byl primárně způsoben růsem cen vsupů a že češí výrobci na něm v souču příliš neprofiují. Ceny v zemědělsví se ve druhém čvrleí leošního roku díky vysoké loňské základně propadly meziročně o 14,1%. Jejich pokles bude pravděpodobně pokračova i ve čvrleí řeím. Nicméně očekáváme, že eno pokles se bude posupně zmírňova. Domácí i evropská úroda věšiny plodin bude v leošním roce horší než v roce loňském, což by od čvrého čvrleí mohlo vés k mírným meziročním růsům zemědělských cen. Ceny ve savebnicví zvolnily svůj růs na 2,9%, což je pravděpodobně způsobeno pouze vyšší srovnávací základnou z loňského roku. Ceny průmyslových výrobců Ceny průmyslových výrobců v leošním druhém čvrleí meziročně vzrosly v průměru o 4,1% a povrdil se ak jejich sesupný rend. I když předpokládáme, že vlivem vysokých základen z loňského roku bude i nadále docháze k poklesu empa růsu průmyslových cen, pokles již bude podsaně mírnější. Důvod k omu je en, že opě došlo k růsu svěových cen ropy, keré jsou navíc doprovázeny apreciací dolaru vůči evropským měnám. Ve druhém čvrleí vlivem spojení ěcho dvou fakorů korunová cena ropy přesáhla své rekordy z podzimu roku 2. Červnová korunová cena ropy dosáhla úrovně 137 Kč za barel ropy Bren (j. cca 8,6 Kč za lir ropy). V ČR je nejpoužívanější ropa uralská, jejíž ceny jsou sice nižší, pohybují se však společně s ropou severomořskou. V meziročním srovnání k průmyslové inflaci dále přispívá vysoký růs cen domácích nerosných surovin. Jedná se o vliv zvýšení cen uhlí, kerý zřejmě odezní na podzim leošního roku. Na druhou sranu však již dochází k poklesu cen základních kovů a huních výrobků. Svěové ceny ak v éo oblasi korigují nadprůměrný růs z loňského roku. Too odvěví přiom má v českém průmyslu v mezinárodním srovnání sále poměrně vysokou váhu. Srovnání meziroční změny cen ve zpracovaelském průmyslu a meziroční změny defláoru zpracovaelského průmyslu (v %) 1 8 6 4 2-2 -4-6 I II IV I II IV I II IV I II IV I II IV II Pramen: ČSÚ 2 21 22 23 24 25 Meziroční změna PPI Meziroční změna defláoru Léo 25-18 -
NEWTON College, a. s. www.newoncollege.cz Zahraniční obchod Zahraniční obchod se zbožím skončil v prvním čvrleí leošního roku přebykem bezmála 2 mld. korun. Tempa růsu vývozu i dovozu v běžných cenách se však již snížila na 17,7%, resp. 13,2%, ve srovnání s více než 2% empy, jež byly pozorovány v roce 24. Snížení dynamiky bylo způsobeno pravděpodobně souběhem několika fakorů. Jednak došlo k meziroční apreciaci koruny (v prvním čvrleí koruna vůči euru posílila v průměru o 8,5%), což zjevně snižuje dynamiku vývozu i dovozu v korunovém vyjádření. Určié zpomalení vývozu i dovozu zboží však bylo zaznamenáno i ve sálých cenách. Určiou roli zde zřejmě sehrála sále slabá konjunkura v Německu a dalších západoevropských zemích. Obchod se službami v prvním čvrleí roku 25 aké dosáhl přebyku (3 mld. korun). Teno přebyek byl zaznamenán zejména díky omu, že dovoz služeb sagnoval. Zpomalování dynamiky zahraničního obchodu povrzují i saisiky za první dva měsíce druhého čvrleí. V nich vývoz prakicky sagnoval (v běžných cenách) a dovoz dokonce klesal. Kumulované dvanáciměsíční saldo zahraničního obchodu se zbožím (mld. Kč) 2 dovozu je vysoká srovnávací základna z předchozího roku. Tempa zahraničního obchodu v roce 24 byla oiž silně ovlivněna vsupem ČR do EU. Díky omu, že pokles dynamiky se ýká jak vývozů, ak i dovozů, nemění se ím rend ve vývoji sald zahraničního obchodu. Salda obchodu se zbožím prozaím byly v každém měsíci roku 25 (j. do kvěna) kladná. V dubnu 25 dokonce došlo poprvé po více než desei leech k omu, že kumulované roční saldo obchodu se zbožím se překlopilo z chronického deficiu do přebyku. Ke změně však došlo ve vývoji směnných relací. Zaímco v prvním čvrleí leošního roku byl meziroční vývoj směnných relací pro českou ekonomiku ješě poziivní (růs o 1,3%), v prvních měsících čvrleí druhého již poprvé po čyřech leech dochází k meziročnímu zhoršení směnných relací (zhruba o,2%). Příčinou éo změny je především souběh zvýšení dolarové ceny ropy a posílení dolaru vůči evropským měnám. To vedlo dokonce k omu, že cena ropy v korunovém vyjádření v červnu 25 dosáhla hisorického maxima a byla vyšší než v roce 2, kdy kurz amerického dolaru proi evropským měnám kulminoval. Meziroční změna směnných relací (v %, levá supnice) a meziroční změna korunové ceny ropy BRENT (v %, pravá inverovaná supnice) 4-4 -2 3-2 -4-6 2-8 1 2-1 -12 4-14 2 21 22 23 24 25-1 22 23 24 25 6 Pramen: ČSÚ Zde hlavní příčinou již není apreciace koruny (ve druhém čvrleí se meziroční apreciace zmírnila v průměru na 6%). Zásadním důvodem prudkého zpomalení vývozu i Směnné relace Meziroční změna ceny ropy (v %, inverovaná supnice) Pramen: ČSÚ a výpočy ýmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON Léo 25-19 -
NEWTON College, a. s. www.newoncollege.cz BOX Česká národní banka: Zráový anebo ziskový byznys? Česká národní banka (ČNB) v současnosi dosahuje kumulované zráy zhruba v rozsahu 125 mld. Kč a ao zráa se ve sřednědobém horizonu zřejmě bude ješě prohlubova. Kumulovaná zráa ČNB je oiž důsledkem specifické srukury bilance ČNB, ve keré na sraně akiv dominují devizové rezervy. Devizové rezervy jsou denominovány v zahraničních měnách. Avšak nominální měnový kurz české koruny vůči euru a dolaru v dlouhodobém horizonu z fundamenálních důvodů mírně posiluje a zřejmě i nadále posilova bude. Korunová hodnoa srany akiv bilance ČNB se však nominální apreciací zmenšuje a z ohoo přeceňování devizových rezerv vzniká výrazná zráa ČNB. Vyvsává ak oázka, zdali cenrální banka může zráu uhradi pouze ze svých zdrojů? A pokud ano, v jakém časovém horizonu se ak sane? Navíc v případě České republiky se nabízí oázka, jaký vliv na uhrazení zráy bude mí nadcházející člensví v EMU? V omo boxu se snažíme nasíni odpovědi na yo oázky. Nejprve se podíváme podrobněji na zjednodušenou bilanci ČNB. Poé se budeme věnova problemaice zv. ražebného, jakožo primárního zdroje financování zráy, keré úzce souvisí s objemem emiovaného oběživa. Horizon financování zráy však sahá hluboko do období, ve kerém lze předpokláda, že ČR již bude součásí měnové unie. V eurozóně je ražebné přidělováno jednolivým jejím členům na základě konvenčního klíče a jeho rozsah bude proo odlišný od skuečného objemu oběživa na národním území (en nebude dokonce ani znám). Z ohoo důvodu se budeme podrobněji věnova i příjmu z ražebného, kerý již bude ovlivněn ímo rozdělovacím klíčem. Bilance cenrální banky Podívejme se na zjednodušenou bilanci cenrální banky. Sranu akiv národní banky si můžeme rozděli do dvou složek: na devizové rezervy a na osaní akiva. Sranu pasiv si rozdělíme na následující položky: repo operace, oběživo, osaní pasíva a kumulovaný hospodářský výsledek (běžný i z minulých le). Zjednodušená bilance ak má následující podobu: Akiva Pasiva Čisá zahraniční akiva Repo operace Osaní pasiva Osaní akiva Oběživo Zráa (-) Léo 25-2 -