Výzkumná práceVýzkumná práceVýzkumná práceVýzkumná práce 2 Sektorové produktivity a relativní cena
neobchodovatelných statků: Opravdu příliš mnoho povyku pro nic?
Makroekonomický vývojMakroekonomický vývojMakroekonomický vývojMakroekonomický vývoj 15 Aktuální makroekonomický vývoj České republiky 32 Prognóza ekonomických ukazatelů České republiky
Výzkumná práceVýzkumná práceVýzkumná práceVýzkumná práce
Sektorové produktivity a relativní cena neobchodovatelných statkSektorové produktivity a relativní cena neobchodovatelných statkSektorové produktivity a relativní cena neobchodovatelných statkSektorové produktivity a relativní cena neobchodovatelných statkůůůů:::: Opravdu pOpravdu pOpravdu pOpravdu přřřříliš mnoho povyku pro nic?íliš mnoho povyku pro nic?íliš mnoho povyku pro nic?íliš mnoho povyku pro nic?
ÚvodÚvodÚvodÚvod
Růst relativní ceny neobchodovatelných statků v tranzitivních ekonomikách je předmětem rozsáhlého ekonomického výzkumu.1 Jeho závěry jsou však poněkud nejednoznačné. Spory nejsou ani tak o samotnou existenci tohoto jevu, protože růst relativní ceny neobchodovatelných statků byl poměrně kvantitativně výrazný. Předmětem diskusí jsou spíše důvody tohoto jevu. Především je otázkou, zdali známý Balassův-Samuelsonův efekt (BS efekt) je dostatečným teoretickým vysvětlením. Tato teorie, vyvinutá v šedesátých letech, měla za úkol vysvětlit, proč je cenová hladina v relativně chudých zemích nižší než v zemích bohatých. Podle ní jsou neobchodovatelné statky v zemích s nízkými příjmy levnější než v bohatých zemích kvůli rozdílným sektorovým produktivitám. Byla ale změna relativní ceny neobchodovatelných statků v tranzitivních ekonomikách opravdu způsobena rozdílnými tempy růstu sektorových produktivit? Jsou naplněny poměrně přísné předpoklady BS modelu? A pokud nikoliv, jaké to má důsledky? Nejsou jiné faktory, možná specifické pro tranzitivní ekonomiky, pro vysvětlení důležitější?
Jedním z důvodů, proč testování BS modelu nedává úplně ostré závěry, je nedostatek spolehlivých, vhodných a srovnatelných dat. Pro zodpovězení předešlých otázek je totiž nutné využít desagregovaných dat. Rozdíly v použitých datech se jeví jako hlavní důvod, proč se kvalitativní závěry různých autorů navzájem liší. V této stati budeme testovat BS efekt na datech, o nichž se domníváme, že jsou to nejvhodnější dostupná data z hlediska teorie, která o nich má vypovídat.
Struktura studie je následující: v dalším oddíle budeme specifikovat testovatelnou verzi BS efektu a vymezíme obchodovatelný a neobchodovatelný sektor. Ve třetím oddíle je model testován panelovou a průřezovou regresí. Ve čtvrtém oddíle provedeme rozklad
1 Z aktuální literatury můžeme jmenovat např. Canzoneri et al. (1998), Egert (2002), Alberola (2000), Kovács (2002), Flek et al. (2003), Lojschová (2003), Halpern, Wyplosz (2001).
relativní ceny neobchodovatelných statků, ukážeme jaké předpoklady BS modelu nejsou naplněny a co to má za důsledky. V následujícím oddíle je proveden detailnější rozklad pro Českou republiku a poslední oddíl představuje závěr.
Model a data Model a data Model a data Model a data
Testovatelná verze BS efektu - též použitá ve Flek et al. (2003) - vypadá následovně:
tNt
Tt
t LPLPP εβα ++= lnln . (1)
V rovnici (1) tP reprezentuje relativní cenu
neobchodovatelných statků v čase t, vyjádřenou jako poměr k nominální ceně neobchodovatelných statků a nominální cenové hladiny obchodovatelných statků.
TtLP a N
tLP označují produktivitu práce
(produkt na pracovníka) v obchodovatelném resp. neobchodovatelném sektoru. Tato rovnice představuje dominantní způsob testování BS efektu.2 Flek et al. (2003) zkoušeli také rovnici, která obsahuje odlišné β pro obchodovatelný a neobchodovatelný sektor. I když výsledky jsou z empirického hlediska velmi zajímavé, je pro tento postup obtížné v teorii nalézt interpretaci, takže se soustředíme na testování rovnice ve tvaru (1).
Jak bylo výše zmíněno, druh a kvalita použitých dat je zřejmě zásadním důvodem sporů ohledně kvantitativní relevance BS efektu v tranzitivních ekonomikách. Teorie implikuje, že nejbližším empirickým protějškem sektorových produktivit práce jsou sektorové přidané hodnoty na pracovníka. Tento přístup zvolili např. Kovács, Simon (1998). Lojschová (2003) argumentuje ve prospěch celkové produktivity výrobních
2 Mihaljek (2002) a Lojschová (2003) upozorňují, že tato rovnice však spíše testuje tzv. Baumol-Bowenův efekt, který se týká pouze relativní ceny neobchodovatelných statků. BS efekt je spíše srovnáním Baumolova-Bowenova efektu mezi zeměmi navzájem. Jedná se však o čistě terminologický problém a my budeme i nadále používat vyjádření BS model i pro změnu relativní ceny neobchodovatelných statků v domácí ekonomice.
faktorů (TFP) místo výstupu na pracovníka, ale data o sektorových TFP pro tranzitivní ekonomiky se nám jeví jako velmi nespolehlivá. Tím, že budeme používat právě sektorové přidané hodnoty na pracovníka místo sektorových hrubých domácích produktů na pracovníka, vyhneme se problémům spojeným se změnami v nepřímých daních, dotacích apod. Připomeňme, že hrubý domácí produkt na pracovníka kromě přidané hodnoty zahrnuje i nepřímé daně snížené o dotace. Je pochopitelné, že přidané hodnoty na pracovníka jsou lepšími ukazateli produktivity práce než indexy průmyslové produkce, indexy stavební produkce apod. Tyto indexy jsou totiž ovlivněny měnícím se podílem spotřeby meziprodukce na jejich celkové produkci a to je činí méně hodnotné pro testování rovnice (1). Co se týká relativní ceny neobchodovatelných statků, tP , měla by být
měřena jako podíl deflátorů přidané hodnoty v neobchodovatelném a obchodovatelném sektoru. Toto je přístup, který zde použijeme a který je nejvíce v souladu s BS modelem.
Další problém, který se musí řešit při jakémkoliv testování BS efektu, je vymezení obchodovatelného a neobchodovatelného efektu. Hranice mezi sektory je evidentně neostrá a vymezení sektorů tak nemá žádné definitivní řešení. Stručný přehled vymezení sektorů v tranzitivních ekonomikách použitých v poslední literatuře podávají např. Mihaljek (2002), Lojschová (2003). V této otázce jsou především dva sporné body. V první řadě není zřejmé, co je a co není obchodovatelné. Pravděpodobně v každém oboru můžeme najít jak obchodovatelné, tak i neobchodovatelné položky. Data o přidané hodnotě jsou však dostupná pouze pro odvětví jako celek a tudíž jako celek bude klasifikováno jako obchodovatelné nebo neobchodovatelné. Druhý sporný bod je, zdali takové aktivity jako vzdělání, veřejná správa, zdravotnictví apod. mají být do analýzy také zahrnuty. Z větší části totiž nepatří do soukromého sektoru a proto je možné, že logika BS modelu na ně není aplikovatelná. V tomto ohledu budou vyzkoušeny oba přístupy. Nejprve budeme testovat rovnici (1) včetně oborů, které jsou z větší části pod státní kontrolou, a potom ji budeme testovat s vyloučením těchto ekonomických aktivit.
Ani obchodovatelný sektor není bez kontroverzí. Zejména není jasné, zdali má do něho být zahrnuto zemědělství, protože ačkoliv jeho produkty jsou obchodovatelné v principu, často nemohly být svobodně
mezinárodně obchodovány kvůli administrativním opatřením. Tyto a další důvody nás vedly k tomu, abychom testovali teorii ve dvou verzích, kde to dostupnost dat dovolí. Tyto dvě verze se od sebe budou lišit způsobem, jakým v nich bude vymezen obchodovatelný a neobchodovatelný sektor. Ve verzi A budeme předpokládat, že obchodovatelný sektor obsahuje jak zemědělství, tak i průmysl (včetně výroby a distribuce energie). Neobchodovatelný sektor se skládá z veškeré zbývající přidané hodnoty. V této verzi je tak jednoduše vše, co není zařazeno do obchodovatelného sektoru, chápáno jako neobchodovatelné. Ve verzi B obsahuje obchodovatelný sektor pouze průmysl (včetně výroby a distribuce energie). Neobchodovatelný sektor ve verzi B na rozdíl od verze A nezahrnuje následující ekonomické aktivity: veřejnou správu a obranu, vzdělání, zdravotnictví a jiné veřejné a sociální činnosti. Verze B se tak prakticky shoduje s vymezením, které pouze pro Maďarsko použili Kovács, Simon (1998). Všechna data o přidaných hodnotách a jim odpovídajících deflátorech jsou odvozena z databáze OECD.
Shrnutí temp růstu ve vzorku rozvinutých i tranzitivních ekonomik je prezentováno v tabulce 1. Nejdelší časové řady sahají od roku 1970 do roku 2003, nicméně pro některé země jsou řady kratší díky podstatným metodologickým změnám nebo jednoduše proto, že data nejsou dostupná vůbec. Je samozřejmé, že časové řady pro tranzitivní ekonomiky (spolehlivá srovnatelná data máme pouze pro ČR, Polsko, Slovensko a Maďarsko) mají délku nejvýše 10 let. Tempa růstu produktivity práce v tabulce 1 byla odvozena vydělením sektorových přidaných hodnot (v cenách roku 2000) počtem pracovníků v tomto sektoru.
Počet pracovníků v sektorech je odvozen následujícím způsobem. Ve verzi A obsahuje obchodovatelný sektor zemědělství, lov, rybářství a lesnictví (ISIC 1), těžební a důlní průmysl (ISIC 2), zpracovatelský průmysl (ISIC 3), výrobu a distribuci elektřiny, vody a plynu (ISIC 4).3 Zaměstnanost ve všech ostatních aktivitách je považována za zaměstnanost neobchodovatelného sektoru. Nová metodologie vykazování struktury zaměstnanosti (tzv. Revize 3), která začala být
3 Zahrnutí výroby a distribuce elektřiny, vody a plynu do obchodovatelného sektoru je sporné. Rozhodujícím faktorem pro jejich zařazení bylo, že nejsou k dispozici separovaná data o přidané hodnotě vytvořené v těchto aktivitách (přidaná hodnota je obvykle ve statistikách OECD zahrnuta pod „Průmysl včetně energie“).
používána v osmdesátých nebo někde v devadesátých letech, nečiní žádné vážné problémy, pokud se projevila pouze jemnější klasifikací pracovní síly do více kategorií. Pokud jsou však metodologické změny hlubší a časová řada není nadále konzistentní, je
použita pouze ta její část, která byla sestavena podle nové metodologie. V takových případech jsou potom nutně i časové řady produktivity práce zkráceny.
Tabulka 1: PrTabulka 1: PrTabulka 1: PrTabulka 1: Průůůůmmmměěěěrné diferenciály vrné diferenciály vrné diferenciály vrné diferenciály v ttttempech rempech rempech rempech růůůůstu produktivity práce a prstu produktivity práce a prstu produktivity práce a prstu produktivity práce a průůůůmmmměěěěrná tempa rrná tempa rrná tempa rrná tempa růůůůstu relativní stu relativní stu relativní stu relativní ceny neobchodovatelných statkceny neobchodovatelných statkceny neobchodovatelných statkceny neobchodovatelných statkůůůů (v % ro (v % ro (v % ro (v % roččččnnnněěěě))))
Pramen: OECD a výpočty týmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON
Ve verzi B se obchodovatelný sektor od verze A liší tím, že neobsahuje zemědělství, rybářství a lesnictví. Zaměstnanost ve verzi B v neobchodovatelném sektoru je složena z následujících ekonomických aktivit: stavebnictví (ISIC 5), velkoobchod a maloobchod, restaurace, hotely, opravy (ISIC 6), přeprava, skladování a komunikace (ISIC 7), finanční služby, pojištění, nemovitosti a služby pro podniky (ISIC 8).
Ve všech zemích v daném vzorku rostla produktivita práce opravdu rychleji v obchodovatelném než neobchodovatelném sektoru (ať již ve verzi A nebo ve verzi B).
Nicméně v Mexiku to bylo především díky dlouhodobému poklesu produktivity v neobchodovatelném sektoru. S výjimkou Kanady a možná i Německa docházelo v ostatních zemích také k růstu relativní ceny neobchodovatelných statků. Nicméně i letmý pohled na data ukazuje, že vztah mezi diferenciály temp růstu produktivit a růstem relativní ceny neobchodovatelných statků není tak přímočarý, jak by BS model mohl naznačovat. Panelové a průřezové regrese v dalším oddíle to dosvědčují.
Panelové a prPanelové a prPanelové a prPanelové a průřůřůřůřezové regreseezové regreseezové regreseezové regrese
Rovnice (1) je testována panelovou regresí založenou na metodě nejmenších čtverců bez vážení. V tomto bodě do určité míry replikujeme výzkum, který provedli Flek et al. (2003), ale s podstatně větším vzorkem a poněkud odlišnými daty. Sektorové deflátory a sektorové produktivity jsou normalizovány
tak, aby bylo 0ln =tP a 0ln =Nt
Tt
LPLP
v roce 2000 pro všechny země. Navíc jsme zkoumali, zdali vynechání zemí s relativně nízkým důchodem (ČR, Polsko, Maďarsko, Slovensko, Turecko a Mexiko) nějak ovlivní výsledky. Odhadnuté hodnoty koeficientů pro verzi A a verzi B jsou uvedeny v tabulkách 2 a 3.
Tabulka 2: Panelová Tabulka 2: Panelová Tabulka 2: Panelová Tabulka 2: Panelová regrese regrese regrese regrese ---- verze A verze A verze A verze A
Verze A:
všechny země
Verze A: bez zemí s nízkým
důchodem
Verze A:
bez konstanty, všechny země
Verze A:
bez konstanty, bez zemí s nízkým
důchodem
Počet zemí 23 17 23 17
Počet pozorování 577 492 577 492
Konstanta -0,007
(0,006)
-0,007
(0,007)
- -
Společný sklon 0,590***
(0,013)
0,593***
(0,014)
0,601***
(0,009)
0,604***
(0,009)
R2 (adj.) 0,771 0,775 0,771 0,774
S.E. odhadu 0,0981 0,1007 0,0981 0,1007
Poznámka: Koeficienty označené *** jsou signifikantní na 1% hladině významnosti.
Tabulka 3: Panelová regrese Tabulka 3: Panelová regrese Tabulka 3: Panelová regrese Tabulka 3: Panelová regrese –––– verze B verze B verze B verze B
Verze B:
všechny země
Verze B: bez zemí s nízkým
důchodem
Verze B:
bez konstanty, všechny země
Verze B:
bez konstanty, bez zemí s nízkým
důchodem
Počet zemí 21 15 21 15
Počet pozorování 497 412 497 412
Konstanta -0,004
(0,004)
-0,002
(0,004)
- -
Společný sklon 0,586***
(0,025)
0,606***
(0,028)
0,604***
(0,017)
0,615***
(0,019)
R2 (adj.) 0,532 0,533 0,532 0,533
S.E. odhadu 0,0543 0,0566 0,0543 0,0565
Poznámka: Koeficienty označené *** jsou signifikantní na 1% hladině významnosti.
Výsledky potvrzují to, co již bylo naznačeno. Ačkoliv existuje silná vazba mezi relativním produktivitami a relativní cenou neobchodovatelných statků, odhady ukazují, že pokud se poměr produktivit zvýší o 1%, relativní cena neobchodovatelných statků se zvýší zhruba o 0,6%. To je v souladu se zjištěními jiných autorů. Např. Flek et al. (2003) uvádějí, že společný sklon se pohybuje od 0,36 do 0,59 na menším vzorku s poněkud odlišnými daty. Výsledky jsou podobné, ať již země s nízkým příjmem jsou do vzorku zemí
zahrnuty či nikoliv. To však není překvapivé, protože data za ekonomiky s nízkým příjmem představují pouze necelých 15% z celkového počtu pozorování a jejich vliv na hodnotu odhadnutých koeficientů je tak omezený. Kdybychom vynechali ze vzorku pouze tranzitivní země, výsledky by byly opět prakticky shodné ze stejného důvodu. To nicméně neznamená, že by změna relativní ceny neobchodovatelných statků v tranzitivních ekonomikách nemohla být ovlivněna faktorem, který je pro tranzitivní
ekonomiky specifický. Níže ukážeme, že vskutku existuje alespoň v jednom ohledu kvalitativní rozdíl mezi vyspělými a tranzitivními ekonomikami.
Překvapivě výsledky verze B (tj. s vyloučením zemědělství a veřejných služeb) jsou mnohem méně uspokojivé než ve verzi A. Co se týká hodnoty koeficientu β , jeho odhad je podobný odhadu ve verzi A. To naznačuje, že zahrnutí nebo naopak vynechání problematických odvětví příliš závěry nemění.
Testy autokorelace reziduí provedené na základě Durbinova-Watsonova testu i Breuschova-Godfreyova LM testu neumožňovaly zamítnout hypotézu existence autokorelace rezidují v námi provedených odhadech, což částečně snižuje vypovídací schopnost výsledků provedených panelových regresí. Tohoto problému jsme si byli vědomi i díky tomu, že ne všechny časové řady jednotlivých zemí vykazovaly stejný stupeň stacionarity (testováno rozšířeným Dickeyovým-Fullerovým testem). Nicméně
panelová regrese neumožňuje provádět kointegrační analýzu na úrovňových datech. Uvedený nedostatek panelové regrese jsme se snažili zmírnit provedením průřezovou regrese na průměrech meziročních změn, což již jsou stacionarizovaná data.
Průřezová regrese temp růstu je přísnějším testem vzájemné závislosti. Rozdíl v průměrných tempech růstu produktivit,
LPig∆ , zde chápeme jako proměnnou
nezávislou a průměrný růst relativní ceny
neobchodovatelných statků, Pig , je veličinou
závisle proměnnou. Vstupní data jsou z tabulky 1.
Regresní rovnice je testována v následující
formě: tLPi
Pi gccg ε+∆+= 21 . Výsledky
jsou uvedeny v tabulce 4.
Tabulka 4: Výsledky prTabulka 4: Výsledky prTabulka 4: Výsledky prTabulka 4: Výsledky průřůřůřůřezové regreseezové regreseezové regreseezové regrese
Verze A:
všechny země
Verze A: bez zemí s nízkým
důchodem
Verze B:
všechny země
Verze B: bez zemí s nízkým
důchodem
Počet pozorování 23 17 21 15
1c -0,41
(0,604)
-0,19
(0,38)
-0,08
(0,52)
0,35
(0,36)
2c 0,845***
(0,21)
0,66***
(0,13)
0,69***
(0,19)
0,35**
(0,14)
R2 (adjusted) 0,45 0,59 0,41 0,33
DW 1,67 2,17 2,16 2,54
Poznámka: Koeficienty označené *** jsou signifikantní na 1% hladině, ** na 5% hladině významnosti.
Zjevnou nevýhodou průřezové regrese je nedostatek počtu pozorování. Ve verzi A máme k dispozici 23 pozorování, ve verzi B dokonce pouze 21 (díky nedostupnosti srovnatelných dat za Velkou Británii a Itálii). Stejně jako v panelové regresi jsou výsledky více robustní, když jsou do sektorů zahrnuta všechna odvětví. A opět 1% diferenciál v tempech růstu produktivit vede k méně než 1% zvýšení relativní ceny neobchodovatelných statků. Tento závěr je ještě posílen, když jsou ze vzorku vyloučeny země s nízkým příjmem
(především díky Polsku, jehož růst tP byl
velmi výrazný). Tento výsledek ale také naznačuje, že některé předpoklady BS modelu nejsou naplněny. Ukážeme v další části analýzy, že hlavním důvodem, proč relativní cena neobchodovatelných statků zaostává za diferenciálem produktivit, byl překvapivě diferenciál sektorových mezd.
Obrázek 1: Dlouhodobé diferenciály produktivit a prObrázek 1: Dlouhodobé diferenciály produktivit a prObrázek 1: Dlouhodobé diferenciály produktivit a prObrázek 1: Dlouhodobé diferenciály produktivit a průůůůmmmměěěěrný rrný rrný rrný růůůůst relativní ceny st relativní ceny st relativní ceny st relativní ceny neobchodneobchodneobchodneobchodovatelných statkovatelných statkovatelných statkovatelných statkůůůů (verze A) v % (verze A) v % (verze A) v % (verze A) v %
0
1
2
3
4
5
6
7
8
0 1 2 3 4 5 6Rozdíl v tempech růstu produktivit
Tempo růstu P
CZ
PL
KOR
HUN
SVKUS ESP
BELJAP
SWECAN
UK
Pramen: OECD a výpočty týmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON
Jiným testem zkoumaného vztahu by mohlo být srovnání temp růstu relativní ceny neobchodovatelných statků s diferenciály v tempech růstu v jednotlivých letech nebo případně v nějakém delším období. Průřezová regrese, kterou jsme provedli výše, vlastně může být chápána jako speciální případ tohoto testu, přičemž délka období byla pro každou zemi maximální možná. Srovnání diferenciálů v tempech růstu produktivity s ročními tempy růstu tP je však velmi
přísným testem, ve kterém BS model nemůže obstát. Silný vztah mezi meziročními údaji bychom mohli očekávat pouze, pokud by cenový mechanismus fungoval velmi hladce a pružně a pokud by nedocházelo k žádným fluktuacím sektorových mezd a podílu kapitálu na produkci. To je ale dosti nerealistický předpoklad, protože přizpůsobovací procesy se dějí v historickém čase. Korelace mezi ročními změnami tP a ročními diferenciály
v tempech růstu produktivity jsou malé a statisticky nevýznamné pro většinu zemí. Přizpůsobovací procesy, které vyrovnávají sektorové mzdy a míry zisků zjevně probíhají v delším horizontu než jeden rok, ale otázka je, jak je tento „delší horizont“ dlouhý. Data naznačují, že může být dlouhý i celou dekádu.
Existuje několik důvodů, proč je vztah mezi cenovými změnami a diferenciály v tempech růstu produktivity v kratších časových
horizontech poměrně slabý. Klíčovým důvodem se zdá být to, že v otevřených ekonomikách jsou změny v deflátoru obchodovatelných statků (obzvláště jejich meziroční změny) vystaveny podstatným fluktuacím. Tyto fluktuace jsou pravděpodobně způsobeny změnami ve směnných poměrech (a ty jsou zase částečně způsobeny fluktuacemi v měnových kurzech). Fluktuace deflátoru obchodovatelného sektoru zapříčiňují fluktuace tP , protože tP je
měřeno jako podíl deflátoru neobchodovatelného sektoru a deflátoru sektoru obchodovatelného. Tyto fluktuace zjevně nejsou spojeny s diferenciály v tempech růstu sektorových produktivit a oslabují vzájemný vztah. Čím otevřenější je ekonomika a čím větší je velikost tohoto druhu šoků, tím pravděpodobnější je, že vzájemný vztah může být vystopován až po tom, co se dočasné fluktuace vyeliminují. Na obrázku 2 je znázorněn vztah tříletých klouzavých průměrů meziročních změn tP ve
Spojených státech a tříletých klouzavých průměrů ročních diferenciálů v tempu růstu produktivit.
V jiných zemích, pro které jsou dostupné dlouhé časové řady, je vztah mezi tempy růstu a diferenciály ještě slabší než pro Spojené státy.
Obrázek 2: TObrázek 2: TObrázek 2: TObrázek 2: Třřřříleté klouzavé príleté klouzavé príleté klouzavé príleté klouzavé průůůůmmmměěěěry diferenciálry diferenciálry diferenciálry diferenciálůůůů temp r temp r temp r temp růůůůstu produktivity práce a temp rstu produktivity práce a temp rstu produktivity práce a temp rstu produktivity práce a temp růůůůstu stu stu stu relativní ceny neobchodovatelných statkrelativní ceny neobchodovatelných statkrelativní ceny neobchodovatelných statkrelativní ceny neobchodovatelných statkůůůů ve Spojených státech ve Spojených státech ve Spojených státech ve Spojených státech (v %)(v %)(v %)(v %)
-4%
-3%
-2%
-1%
0%
1%
2%
3%
4%
5%
6%
7%
1972
1974
1976
1978
1980
1982
1984
1986
1988
1990
1992
1994
1996
1998
2000
Rozdíl v tempech růstu produktivit Růst relativní ceny neobch. statků
Pramen: OECD a výpočty týmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON
Rozklad ceny neobchodovatelných statkRozklad ceny neobchodovatelných statkRozklad ceny neobchodovatelných statkRozklad ceny neobchodovatelných statkůůůů
Jak panelové, tak i průřezové regrese naznačily, že i když vyšší růst produktivity práce v obchodovatelném sektoru skutečně zvyšuje cenu neobchodovatelných statků, její vliv je poněkud menší než základní BS model predikuje. Zjevně tedy nejsou splněny některé z předpokladů modelu. Abychom zjistili, které předpoklady nejsou naplněny, rozložíme cenu neobchodovatelných statků do tří složek. Označíme nominální cenu v obchodovatelném
a neobchodovatelném sektoru jako TW resp. NW . Dále Tα a Nα budou značit podíl
kapitálu na produkci obchodovatelného resp.
neobchodovatelného sektoru a TY a NY budou označovat sektorovou přidanou hodnotu na pracovníka. Nominální výstup na pracovníka v neobchodovatelném sektoru,
NNYP , je beze zbytku rozdělen mezi příjem
pro práci, NW , a příjem pro kapitál, NNN YPα . Rozdělení produkce
obchodovatelného sektoru je analogické a dohromady to implikuje následujíc vztahy:
( )N
NNN WYP
α−=
1 a ( )T
TTT WYP
α−=
1 .
Členy ( )Nα−11 a ( )Tα−11 mohou být interpretovány jako „přirážkové faktory“, ačkoliv hovořit o přirážkách je vhodnější spíše v kontextu krátkodobých fluktuací než v kontextu dlouhodobých jevů jako je ten, který zde zkoumáme. Uvedené vztahy vedou k následujícímu vyjádření relativní ceny neobchodovatelných statků:
( )( ) N
T
N
T
T
N
T
N
t YY
WW
PPP ⋅
−−⋅==
αα
11
.
Z tohoto vyjádření je patrné, že relativní cenu neobchodovatelných statků je skutečně možné rozložit na výše zmiňované tři složky.
Poslední člen, NT YY , je vlastně relativní produktivita práce. Pokud jsou členy
TN WW a ( ) ( )NT αα −− 11 konstantní,
potom tP musí růst stejným tempem jako
relativní produktivita práce (připomeňme, že rozklad tP má povahu identity, nikoliv
hypotézy, a je proto platný v každém okamžiku). Jak jsme výše viděli, relativní cena v průměru zaostává za růstem relativní
konstantní. Jedním možným vysvětlením je, že mzdy v neobchodovatelném sektoru zaostávají za mzdami v sektoru obchodovatelném. Další hypotézou, která by pozorované zaostávání tP mohla vysvětlit, je,
že podíl práce na produktu neobchodovatelného sektoru se zvyšuje ve srovnání s podílem práce v sektoru obchodovatelném (nebo že se snižuje méně než v obchodovatelném sektoru). To by umožnilo, aby mzdy rostly rychle bez velké změny cen neobchodovatelných statků. Samozřejmě kombinace těchto dvou hypotéz může nastat také.
Neexistují žádné apriorní důvody, které by mluvily ve prospěch buď hypotézy opírající se o relativní mzdy nebo naopak ve prospěch hypotézy o změně podílu práce na produkci, jakožto klíčovému vysvětlení, proč tP
zaostává za vývojem relativních produktivit. Zvýšení podílu práce na produkci neobchodovatelného sektoru relativně k podílu práce na produkci sektoru obchodovatelného by mohlo vést k poklesu míry zisku v neobchodovatelném sektoru. Zda skutečně míra zisku v neobchodovatelném sektoru klesá, nemůže být odvozeno pouze z vývoje podílu práce na produkci. Museli bychom totiž ještě vzít v potaz tvar produkční funkce, který však neznáme. Pokles mezd v neobchodovatelném sektoru také nemůže být apriori vyloučený, i když zjevně nemůže trvat stále, protože dříve nebo později by pracovníci začali přecházet z neobchodovatelného do obchodovatelného sektoru.
Otázka, co leží za relativně pomalým zvyšováním relativní ceny neobchodovatelných statků, může být zodpovězena pomocí údajů z národních účtů. Přidaná hodnota je rozdělena do dvou částí: první jsou kompenzace zaměstnancům a druhá část je součet hrubého provozního přebytku (GOS) a hrubého smíšeného důchodu (GMI). Průměrná nominální sektorová mzda je spočítána jako poměr sektorových kompenzací zaměstnancům a počtu sektorových zaměstnanců. Vlastně tak identifikujeme sektorové mzdy s náklady práce na jednoho zaměstnance, což je v souladu s logikou BS modelu. Všimněme si, že k výpočtu mezd jsou použity skutečně počty sektorových zaměstnanců, nikoliv sektorových pracovníků (do pracovníků jsou zahrnuty kromě zaměstnanců i samostatně výdělečně činné osoby).
Výpočet podílu práce na produkci (nebo ekvivalentně podílu kapitálu) jednotlivých sektorů je poněkud komplikovanější. Stylizovaným faktem týkajícím se podílu práce na produkci je, že na makroekonomické úrovni je tento podíl spíše stabilní bez jasné tendence k růstu nebo poklesu. Avšak není jasné, zdali podíl práce na produkci je stabilní i na úrovni široce vymezených sektorů. Je možné, že i když je podíl práce stabilní v ekonomice jako celku, v jednotlivých sektorech se může systematicky měnit.
Jednou možností při odhadování podílu práce na produkci je identifikovat příjem práce s kompenzacemi pro zaměstnance. Nicméně tento přístup může být zavádějící, protože existence hrubého smíšeného důchodu ho vychyluje směrem dolů. Hrubý smíšený důchod totiž v sobě zahrnuje jak příjem pro kapitál, tak i příjem pro práci samostatně výdělečně činných osob. Vychýlení odhadu by pro naše účely nebylo tak škodlivé, protože se zajímáme především o změny podílu práce na produkci. Avšak nejenže je odhad podílu práce vychýlený směrem dolů, toto vychýlení se navíc v čase mění, protože podíl samostatně výdělečných osob na celkovém počtu pracovníků se mění. To je obzvláště patrné v obchodovatelném sektoru mnoha zemí, díky podstatnému poklesu pracovníků v zemědělství (typicky samostatně výdělečně činných).
Zvolíme proto odlišný přístup pro odhad podílu práce na produkci jednotlivých sektorů. Tento přístup se vlastně snaží rozdělit jednoduchým způsobem smíšený důchod na příjem pro práci a na příjem pro kapitál. Nejsnazším způsobem, jak to učinit, je předpokládat, že samostatně výdělečně činní lidé by v daném sektoru dostávali stejnou průměrnou mzdu, jakou dostávají zaměstnanci v tomto sektoru. Zbylá část hrubého smíšeného důchodu je klasifikována jako příjem pro kapitál. I když se jedná pouze o aproximaci, je tento přístup pravděpodobně vhodnější než považovat celý smíšený důchod za příjem pro kapitál. Sektorový příjem práce je tedy kalkulován jako součin průměrné sektorové mzdy (založené na kompenzacích zaměstnancům a na počtu zaměstnanců) a počtu pracovníků (včetně samostatně výdělečně činných). Zbytek přidané hodnoty představuje sektorový příjem pro kapitál.
Dostupnost dat o rozdělení přidaných hodnot na kompenzace zaměstnancům, na hrubý provozní přebytek a hrubý smíšený důchod je ještě více omezena, než je dostupnost dat o sektorovém složení přidané hodnoty. Pro
většinu zemí z našeho vzorku jsou proto časové řady průměrného růstu sektorových mezd a sektorového podílu práce zkráceny. V tabulce 5 jsou uvedeny průměrné rozdíly v tempech růstu sektorových mezd za nejdelší
dostupné období a dále je zde uvedený podíl mezd v obchodovatelném a neobchodo-vatelném sektoru.
Tabulka 5: Rozdíly vTabulka 5: Rozdíly vTabulka 5: Rozdíly vTabulka 5: Rozdíly v tempech rtempech rtempech rtempech růůůůstu sektorových mezd (tranzitivní zemstu sektorových mezd (tranzitivní zemstu sektorových mezd (tranzitivní zemstu sektorových mezd (tranzitivní zeměěěě jsou v jsou v jsou v jsou v tabulce oznatabulce oznatabulce oznatabulce označčččeny modrou eny modrou eny modrou eny modrou plochou)plochou)plochou)plochou)
Období
Rozdíl v tempech růstu mezd (neobch.
– obchod.)
WT / WN
Růst podílu práce na
produkci obch. sekt. (%)
Růst podílu práce na produkci
neobch. sekt. (%)
Rozdíl v tempech růstu
sekt. podílů práce (obch. – neobchod.) (%)
Austrálie 1982-2002 0,2 0,99 -1,3 -0,6 -0,7
Belgie 1980-1999 -1,0 1,15 -0,2 -0,5 0,3
ČR 1993-2000 0,5 0,94 -0,6 2,7 -3,3
Dánsko 1988-2003 0,0 0,96 -1,5 -0,1 -1,4
Finsko 1971-2002 -0,9 1,12 -1,0 -0,3 -0,7
Itálie 1977-2002 0,2 0,88 -0,8 -0,6 -0,2
Japonsko 1990-2002 -0,1 1,01 -0,4 -0,6 0,2
Již. Korea 1975-2002 -2,3 1,11 -0,4 -0,6 0,2
Kanada 1970-2000 -0,4 1,12 -1,1 0,0 -1,1
Maďarsko 1995-2001 1,3 0,88 0,2 0,3 -0,1
Mexiko 1990-2002 3,1 0,48 -3,3 -1,3 -2,0
Německo 1991-2002 -1,2 1,13 -0,3 0,1 -0,4
Nizozemí 1975-2002 -2,7 1,10 -0,5 -0,5 0,0
Nový Zéland 1986-2000 -0,5 1,01 -0,7 -0,1 -0,6
Polsko 1993-2002 1,1 0,96 0,0 1,1 -1,1
Rakousko 1976-2001 -0,3 0,85 0,6 0,5 0,1
Řecko 1995-2002 0,6 1,02 -1,2 -0,2 -1,0
Slovensko 1994-2003 2,2 0,88 0,0 0,7 -0,7
Spojené státy 1970-2001 0,3 0,93 -0,8 0,0 -0,8
Španělsko 1980-2003 -1,3 0,97 -0,4 -0,6 0,2
Švédsko 1993-2002 -2,0 1,24 0,1 0,2 -0,1
V. Británie 1970-2002 -0,9 1,30 0,1 0,0 0,1
Aritmetický (nevážený) průměr -0,18 1,00 -0,64 -0,07 -0,57
Průměr bez zemí s nízkým důchodem -0,72 1,05 -0,58 -0,23 -0,35
Pramen: OECD a výpočty týmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON Poznámky: 1) Turecko je vynecháno z původního vzorku zemí kvůli nedostatku dat.
2) Polská data o průměrné produktivitě v zemědělství se zdají být nerealisticky nízká (méně než 1/7 produkce na pracovníka ve zbytku ekonomiky). To ovlivňuje ostatní proměnné a proto zde byly použity sektory verze B (tj. s vyloučením zemědělství a veřejných služeb).
Za povšimnutí stojí mimo jiné i to, že úroveň mezd je v průměru skutečně stejná v obchodovatelném a neobchodovatelném sektoru, což je jinak považováno za zjednodušující teoretický předpoklad. Nicméně mezi úrovněmi sektorových mezd v jednotlivých zemích jsou rozdíly, ale
prakticky ve všech zemích se podíl NT WW pohybuje od 0,85 do 1,3 (výjimkou je Mexiko, ve kterém je nízká úroveň mezd v obchodovatelném sektoru způsobena
vysokou zaměstnaností v zemědělství s velmi nízkými mzdami).
Rozdíly temp růstu sektorových mezd jsou ale pro naše účely důležitější. Průměrný (nevážený) roční rozdíl temp růstu za celý vzorek je poměrně blízko nuly (-0,18% ročně), ale zdá se, že je zde rozdíl mezi zeměmi s nízkým příjmem a zeměmi s vysokým příjmem. Pokud ze vzorku odstraníme tranzitivní ekonomiky (v tabulce 5 v modrých polích) a Mexiko, růst mezd
v neobchodovatelném sektoru zaostává za růstem mezd v sektoru obchodovatelném. V průměru byl růst mezd v obchodovatelném sektoru o 0,7% ročně vyšší než v neobchodovatelném sektoru. I když časové řady jsou pro některé země poměrně krátké a zaostávání mezd v nich mohlo být způsobeno dočasnými faktory, i v zemích jako je Velká Británie, Belgie, Finsko, Korea nebo Španělsko, pro které máme řady delší než 20 let, rostly mzdy v obchodovatelném sektoru rychleji. Důsledkem bylo, že relativní cena neobchodovatelných statků nemusela růst tak rychle kvůli diferenciálu v tempu růstu produktivit. Otázkou ale je, jak je možné, že mzdy rostou systematicky rychleji v jednom sektoru než v jiném. Pravděpodobným vysvětlením je, že průměrné sektorové mzdy ve skutečnosti nejsou mzdami vyplácenými v konkrétních profesích. Je také pravděpodobné, že díky technologickému pokroku se postupně mění váha jednotlivých profesí. Mzdy v jednotlivých profesích obchodovatelného sektoru se nemusí zvyšovat rychleji než mzdy v profesích neobchodovatelného sektoru, stačí, když se váha profesí s typicky podprůměrnými mzdami v tomto sektoru snižuje (např. zemědělství). Rozdíl v mzdovém růstu tak může být důsledek kompozičního efektu.
Ve všech tranzitivních zemích obsažených ve vzorku ale naopak rostly mzdy v neobchodovatelném sektoru rychleji než v obchodovatelném. Toho si povšiml i Mihaljek (2002), který do srovnání navíc zařadil Slovinsko a Chorvatsko (jeho data však nebyla konstruována na základě kompenzací pro zamětsnance). To znamená, že i kdyby neexistovaly žádné diferenciály v tempech růstu sektorových produktivit, relativní cena neobchodovatelných statků by měla růst (pokud by nedocházelo k růstu podílu práce na produkci neobchodovatelného sektoru). Toto se skutečně jeví jako kvalitativní rozdíl oproti vyspělým zemím. Také to pomáhá vysvětlit, proč relativní cena neobchodovatelných statků v tranzitivních ekonomikách v průměru rostla rychleji než panelové i průřezové regrese předvídají. Musíme však poznamenat, že tento vývoj je pravděpodobně pouze dočasný. Dříve či později zřejmě dojde k tomu, že i v těchto ekonomikách porostou mzdy v obchodovatelném sektoru rychleji než v neobchodovatelném. Tato domněnka je podpořena skutečností, že mzdy v obchodovatelném sektoru jsou v tranzitivních ekonomikách nižší než v sektoru neobchodovatelném, zatímco v zemích
s vysokým příjmem je tomu v průměru naopak
(viz podíly TW a NW v tabulce 5). Nabízí se proto hypotéza, že v budoucnu bude diferenciál v tempech růstu produktivit tlumen v tranzitivních ekonomikách rozdílným vývojem sektorových mezd.
Vliv změny podílů práce (resp. kapitálu) krátce zmiňuje Rother (2000), ale jinak je to oblast v tranzitivních ekonomikách málo prozkoumaná. Jak je vidět z tabulky 5, sektorové podíly práce nebyly konstantní. Závěry zde však jsou mnohem méně ostré. Podíl práce na celkovém produktu není konstantní v rozporu s tím, co je obvykle předpokládáno, ale klesá pouze velmi pomalu. Změna podílu práce sama o sobě nevede ke změně tP , pokud
míra této změny je stejná v obou sektorech. Pouze pokud se podíly práce mění v jednotlivých sektorech různými tempy, má to za následek (ceteris paribus) změnu tP .
Jestliže se podíl práce snižuje rychleji v obchodovatelném sektoru, znamená to, že mzdy zaostávají v obchodovatelném sektoru za produktivitou práce ještě více než v neobchodovatelném. To implikuje, že pozorované diferenciály v produktivitách jsou potom vyšší než růst tP .
Data v tabulce 5 naznačují, že toto skutečně nastalo. Podíl práce se snižoval rychleji v obchodovatelném sektoru než v neobchodovatelném (pro země s vysokým důchodem v průměru o 0,35% ročně). Tento rozdíl však musíme hodnotit s opatrností, protože je relativně malý a zvolená metodologie výpočtu podílu práce na produkci na něj může mít podstatný vliv.
Tempo růstu členu ( ) ( )NT αα −− 11
v rozkladu tP je negativní a přispívá
k zaostávání tP za vývojem produktivit. To
bylo patrné zejména pro ČR, ve které během sledovaného období došlo k výraznému zvýšení podílu práce na neobchodovatelném sektoru. Celkově se dopad změn sektorových podílů práce na produkci jeví jako méně důležitý než odlišná tempa růstu sektorových mezd.
Rozklad relativní ceny neobchodovatelných Rozklad relativní ceny neobchodovatelných Rozklad relativní ceny neobchodovatelných Rozklad relativní ceny neobchodovatelných statkstatkstatkstatkůůůů v v v v ČČČČeské republiceeské republiceeské republiceeské republice
V tomto oddíle se podrobněji podíváme na rozklad relativní ceny neobchodovatelných statků v České republice během období 1993-2000. Uveďme, že spolehlivá a srovnatelná data o rozdělení důchodu mezi příjem práce a příjem kapitálu jsou dostupná pro ČR pouze do roku 2000. Jak bylo výše zmíněno, podle naší metodiky rostly mzdy v ČR v neobchodovatelném sektoru rychleji než v obchodovatelném, stejně tak jako v ostatních tranzitivních ekonomikách, což přispělo k rychlejšímu růstu tP .
Poznamenejme však, že toto tvrzení již neplatí pokud je tP a její komponenty kalkulována na
základě sektorů, ze kterých je vyloučeno zemědělství a převážně státní služby. V takovém případě nejenže mzdy v obchodovatelném sektoru nezaostávají za mzdami v sektoru neobchodovatelném, ale vlastně je mírně předstihovaly a tlumily tak dopad diferenciálu v tempech produktivit. To bylo způsobeno částečně pomalejším mzdovým růstem v „soukromém“
neobchodovatelném sektoru a částečně vyšším mzdovým růstem v nezemědělském obchodovatelném sektoru. Za povšimnutí také stojí to, že bez převážně státních služeb byl diferenciál v tempu růstu sektorových produktivit menší (viz obrázek 3).
Specifický a neobvyklý vývoj v ČR spočíval především ve velmi rychlém růstu podílu práce na produkci neobchodovatelného sektoru, který výrazně tlumil dopad diferenciálu produktivit. To platí jak pro verzi A, tak i verzi B. Je pravděpodobné, že neobvyklý růst podílu práce byl jednorázový přizpůsobovací proces, i když není zřejmé, zdali již skončil či nikoliv. V roce 1993 byl podíl práce v českém neobchodovatelném sektoru velmi nízký: pouze 50%, když do sektoru zahrneme veřejné služby, a dokonce pouze 45%, když je vyčleníme. V zemích s vysokým důchodem jsou však běžné hodnoty překračující 65%. V roce 2000 již podíl práce na neobchodovatelném sektoru dosahoval 60%.
Obrázek 3: Rozklad rObrázek 3: Rozklad rObrázek 3: Rozklad rObrázek 3: Rozklad růůůůstu relativní ceny neobchodovatelných statkstu relativní ceny neobchodovatelných statkstu relativní ceny neobchodovatelných statkstu relativní ceny neobchodovatelných statkůůůů
(v procentních bodech, pr(v procentních bodech, pr(v procentních bodech, pr(v procentních bodech, průůůůmmmměěěěrné rorné rorné rorné ročččční zmní zmní zmní změěěěny) ny) ny) ny) (a)(a)(a)(a) Všechny ekonomické aktivityVšechny ekonomické aktivityVšechny ekonomické aktivityVšechny ekonomické aktivity (b)(b)(b)(b) Bez zemBez zemBez zemBez zeměěěědddděěěělství a velství a velství a velství a veřřřřejných služebejných služebejných služebejných služeb
-4
-2
0
2
4
6
8
Rozdíl růstů produktiv it
Příspěv ek sektorov ých mezd
Příspěv ek sektorov ých podílů práce
Průměrný růst relat. ceny neobch. statků
(a)
-4
-2
0
2
4
6
8
Rozdíl růstů produktiv it
Příspěv ek sektorov ých mezd
Příspěv ek sektorov ých podílů práce
Průměrný růst relat. ceny neobch. statků
(b)
Pramen: OECD a výpočty týmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON
Relativní cena neobchodovatelných statků v tranzitivních zemích je ovlivněna relativní produktivitou, jak předpovídá BS model. Na vzorku 23 zemí bylo potvrzeno, že koeficient u relativní produktivity je menší než jedna (kolem 0,6 podle panelové regrese nebo 0,66 podle průřezové). Rozklad relativní ceny neobchodovatelných statků naznačil, že hlavní důvod, proč se relativní cena neobchodovatelných statků opožďuje za relativní produktivitou, je pomalejší mzdový růst v neobchodovatelném sektoru. Tranzitivní ekonomiky jsou však výjimkou z této empirické pravidelnosti, protože mzdy v jejich neobchodovatelných sektorech rostly rychleji a posilovaly tak dopad diferenciálu v tempech růstu produktivit. V případě ČR byl navíc pozorován ještě další specifický rys. Podíl práce na produkci neobchodovatelného sektoru se v letech 1993-2000 rychle zvyšoval a dostal se tak z velmi nízkých hodnot na hodnoty více obvyklé ve vyspělých zemích. To částečně vyvážilo jinak velký diferenciál v tempech růstu produktivit, který ve sledovaném období dosahoval v průměru kolem 6% ročně.
LiteraturaLiteraturaLiteraturaLiteratura
Alberola, E.: Alberola, E.: Alberola, E.: Alberola, E.: Interpreting Inflation Differentials in the Euro Area. Economic Bulletin (April), Banco de Espana, 2000, s. 61-70.
Balassa, B.:Balassa, B.:Balassa, B.:Balassa, B.: The Purchasing Power Parity Doctrine: A Reappraisal. Journal of Political Economy, č. 72, 1964, s. 584-596.
Beneš, J., Klíma, M.:Beneš, J., Klíma, M.:Beneš, J., Klíma, M.:Beneš, J., Klíma, M.: Czech Evidence. In Kovács, M. A. (ed.):Kovács, M. A. (ed.):Kovács, M. A. (ed.):Kovács, M. A. (ed.): On the Estimated Size of the Balassa-Samuelson Effect in CEC5 Countries. Budapešť, NBH, 2002, s. 6-11.
Canzoneri, M., Canzoneri, M., Canzoneri, M., Canzoneri, M., Cumby, R., Diba, B., Eudey, Cumby, R., Diba, B., Eudey, Cumby, R., Diba, B., Eudey, Cumby, R., Diba, B., Eudey, G.:G.:G.:G.: Trends in European Productivity: Implications for Real Exchange Rates, Real Interest Rates and Inflation Differentials. Vídeň, Oesterreichische Nationalbank, Working Paper 27/1998, 1998.
Egert, B.:Egert, B.:Egert, B.:Egert, B.: Investigating the Balassa-Samuelson Hypothesis in the Transition. Economics of Transition, č. 2, 2002, s. 273-309.
Flek, V., Marková, L., Podpiera, J.:Flek, V., Marková, L., Podpiera, J.:Flek, V., Marková, L., Podpiera, J.:Flek, V., Marková, L., Podpiera, J.: Sectoral Productivity and Real Exchange Rate Appreciation: Much Ado About Nothing? Finance a úvěr, č. 3-4, 2003, s. 130-153.
HalpeHalpeHalpeHalpern, L., Wyplosz, C.:rn, L., Wyplosz, C.:rn, L., Wyplosz, C.:rn, L., Wyplosz, C.: Equilibrium Exchange Rates in Transition Economies. IMF Staff Papers, Vol. 44, č. 4, 1997.
Halpern, L., Wyplosz, C.:Halpern, L., Wyplosz, C.:Halpern, L., Wyplosz, C.:Halpern, L., Wyplosz, C.: Economic Transformation and Real Exchange Rates in 2000s: The Balassa-Samuelson Connection. UN Economic Survey of Europe, č. 1, 2001, s. 227-239.
Jazbec, B.:Jazbec, B.:Jazbec, B.:Jazbec, B.: Balassa-Samuelson Effect in Transition Economies: The Case of Slovenia. William Davidson Institute, 2002, Working Paper 507.
Kovács, M. A. (ed.):Kovács, M. A. (ed.):Kovács, M. A. (ed.):Kovács, M. A. (ed.): On the Estimated Size of the Balassa-Samuelson Effect in CEC5 Countries. Budapešť, NBH, Working Paper 2002/5, 2002.
Kovács, M., Simon, A.:Kovács, M., Simon, A.:Kovács, M., Simon, A.:Kovács, M., Simon, A.: Components of the Real Exchange Rate in Hungary. National Bank of Hungary, Working Paper No. 1998/3, 1998.
Lojschová, A.:Lojschová, A.:Lojschová, A.:Lojschová, A.: Estimating the Impact of the Balassa-Samuelson Effect in Transition Economies. Institute for Advanced Studies, Vídeň, Economics Series 140, 2003.
Mihaljek, D.:Mihaljek, D.:Mihaljek, D.:Mihaljek, D.: The Balassa-Samuelson Effect in Central Europe: A Disaggregated Analysis. The 8th Dubrovnik Economic Conference, 2002.
Rother P.:Rother P.:Rother P.:Rother P.: The Impact of Productivity differentials on Inflation and Real Exchange Rates: An Estimation of the Balassa-Samuelson Effect in Slovenia. IMF Staff Country Report No. 00/56, 2000.
Samuelson, P. A.:Samuelson, P. A.:Samuelson, P. A.:Samuelson, P. A.: Theoretical Notes on Trade Problems. Review of Economics and Statistics, Vol. 46 (May), 1964, s. 145-154.
Výzkumné práce skupiny NEWTONVýzkumné práce skupiny NEWTONVýzkumné práce skupiny NEWTONVýzkumné práce skupiny NEWTON
VolnVolnVolnVolněěěě p p p přřřřístupné výzkumné práce týmu makroekonomických analýzístupné výzkumné práce týmu makroekonomických analýzístupné výzkumné práce týmu makroekonomických analýzístupné výzkumné práce týmu makroekonomických analýz
skupiny NEWTON naleznete na internetové adrese:skupiny NEWTON naleznete na internetové adrese:skupiny NEWTON naleznete na internetové adrese:skupiny NEWTON naleznete na internetové adrese:
Aktuální makroekonomický vývoj Aktuální makroekonomický vývoj Aktuální makroekonomický vývoj Aktuální makroekonomický vývoj ČČČČeské republikyeské republikyeské republikyeské republiky
Pramen: ČSÚ, ČNB, MPSV a MF ČR. Predikce: NEWTON Group. Obecná poznámka: m/m (resp. y/y) znamená meziměsíční (resp. meziroční) změnu ukazatele. Poznámka 1: Podíly za kumulované údaje.
Hrubý domácí produktHrubý domácí produktHrubý domácí produktHrubý domácí produkt
Růst HDP ve druhém čtvrtletí letošního roku dosáhl 4,1% meziročně a akceleroval tak z růstu 3,5% ve čtvrtletí prvním, jenž byl dokonce revidován z původní výše 3,1% až na 3,5%. Jedná se o nejrychlejší růst od konce roku 2000. Růst nad úrovní 4% byl pro trh překvapením a většina institucí korigovala svá očekávání pro celkový letošní růst směrem nahoru. O určitém překvapení svědčí i mírný výkyv ve výši úrokových sazeb peněžního trhu.
Vývoj 6Vývoj 6Vývoj 6Vývoj 6----mmmměěěěsísísísíččččního PRIBORu po zveního PRIBORu po zveního PRIBORu po zveního PRIBORu po zveřřřřejnejnejnejněěěění ní ní ní odhadu rodhadu rodhadu rodhadu růůůůstu HDPstu HDPstu HDPstu HDP
2,82
2,84
2,86
2,88
2,9
2,92
06.0
9.20
04
08.0
9.20
04
10.0
9.20
04
14.0
9.20
04
16.0
9.20
04
Údaj o růstu HDP
Pramen: ČNB
Z hlediska struktury byl největším akcelerátorem růstu HDP růst investic do fixního kapitálu (růst o 12,8%), který byl nejvyšší, jaký kdy byl podle nové metodiky naměřen (čtvrtletní meziroční růsty podle nové metodiky jsou dostupné až od roku 1997). To je zhruba v souladu s vysokými tempy růstu průmyslové a stavební produkce. Celkové investice v cenách předchozího roku vzrostly dokonce o 13,9%, takže změna stavu zásob dále posilovala konjunkturu. I když vývoj změny zásob je velmi obtížně predikovatelný, v zásadě se potvrzuje, že i v ČR se zásoby chovají spíše procyklicky: výrazně prohloubily recesi v roce 1997, a naopak posílily konjunkturu jak v roce 2000, tak i v současnosti. Charakter zásob jakožto „nárazníku“, který může tlumit dočasné výkyvy poptávky, by implikoval
spíše anticyklické chování zásob. V ČR je tedy zjevně převážen jinými faktory.
Růst spotřeby domácností naopak mírně zpomalil z růstu 4% v prvním čtvrtletí na 3,4%. Nominální důchod domácností se meziročně zvýšil o 5%. Pokud ho deflujeme zvýšením spotřebitelských cen, které meziročně ve druhém čtvrtletí vzrostly o 2,6%, dospíváme k reálnému růstu disponibilních příjmů o 2,4%. Je však otázkou, zdali zpomalení spotřeby domácností je důsledkem zpomalení růstu reálného disponibilního důchodu domácností. Podle teorie permanentního důchodu by spotřebitelé měli měnit své chování pouze v důsledku trvalých změn temp růstu svého reálného důchodu, zatímco dočasné výkyvy jejich výdaje neovlivňují. V realitě jsou však domácnosti vystaveny množství informačních nedokonalostí a nedokonalostí na úvěrových trzích a nejspíše proto reagují i na dočasné výkyvy v tempech růstu. Určitá korelace je v ČR pozorována mezi reálným disponibilním důchodem a maloobchodními tržbami. Vztah mezi spotřebou domácností a maloobchodními tržbami, jenž jsou důležitou součástí celkové spotřeby domácností, je však překvapivě poměrně slabý. Čtvrtletní data od roku 1999 naznačují vzájemnou korelaci mezi spotřebou a maloobchodem pouze na úrovni 0,31, což je relativně malá hodnota, jenž relativizuje důležitost ukazatele maloobchodních tržeb. Nízká korelace je o to překvapivější, že naopak korelace mezi deflátorem spotřeby domácností a růstem spotřebitelské inflace je velmi vysoká (0,9 ve zmíněném období).
Konečná spotřeba vlády podobně jako v prvním čtvrtletí meziročně klesala a celkový růst tak tlumila. Svojí roli zde sehrálo zřejmě to, že zaměstnanost ve veřejné správě, obraně a ve vzdělávání dohromady ve druhém čtvrtletí meziročně klesla o necelá 2%. Produkce těchto oborů je však měřena především nákladově a snižování zaměstnanosti je tak chápáno jako snižování jejího výkonu.
Vývoz v cenách předchozího roku ve druhém čtvrtletí vzrostl tempem nejvyšším za posledních šest let (23,1%), ale dovoz vzrostl ještě rychleji (24,7%). Dovoz dokonce vzrostl tempem, které bylo nejvyšší vůbec zaznamenané podle nové metodiky (tj. od počátku roku 1997). Čistý export tak i nadále přispíval k růstu reálného HDP negativně.
Produktivita práce a rProduktivita práce a rProduktivita práce a rProduktivita práce a růůůůst HDPst HDPst HDPst HDP
0
1
2
3
4
5
6
I II III IV I II III IV I II
2002 2003 2004
Růst HDP Růst produktivity práce
Průměrný růst prod. práce (od r. 2000)
Pramen: ČSÚ a výpočty týmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON
Produktivita práce chápaná jako produkt na pracovníka rostla díky stále ještě klesající zaměstnanosti (viz oddíl Nezaměstnanost) o 5,5%. To je nejvyšší meziroční tempo růstu produktivity za posledních sedm let a bylo výrazně nad průměrným tempem růstu produktivity v letech 2000 až 2004 ve výši 3,2%. V české ekonomice platí, že produktivita práce se vyvíjí také procyklicky. To je způsobeno pravděpodobně opožděnou reakcí na trhu práce: na počátku recese výrobci váhají se snižováním zaměstnanosti a naopak na počátku konjunktury jsou zdrženliví v jejím rozšiřování.
RRRRůůůůst HDP a finální poptávkyst HDP a finální poptávkyst HDP a finální poptávkyst HDP a finální poptávky
0
1
2
3
4
5
6
Q1
Q2
Q3
Q4
Q1
Q2
Q3
Q4
Q1
Q2
Q3
Q4
Q1
Q2
Q3
Q4
Q1
Q2
2000 2001 2002 2003 2004
Růst HDP Růst f inální poptávky
Pramen: ČSÚ
Celková domácí finální poptávka (domácí poptávka bez změny stavu zásob) aproximovaná tzv. zřetězeným množstvím také rostla nejrychleji od roku 1997. Navzdory velké otevřenosti české ekonomiky a velkým tempům růstu vývozu a dovozu se zdá, že fluktuace v reálné domácí finální poptávce měly na fluktuace v tempech růstu produktu v uplynulých dvou letech dominantní vliv.
Odhad růstu HDP za celý letošní rok zvyšujeme na 3,8% a na zhruba stejné úrovni předpokládáme tempo růstu v roce příštím.
V malé otevřené ekonomice, jakou je česká ekonomika, má velký význam ukazatel směnných relací. Směnné relace jsou určeny poměrem vývozních a dovozních cen. Jestliže rostou ceny vyvážených statků rychleji než ceny statků dovážených, směnné relace se zlepšují. Firmy a domácnosti si pak mohou za stejné množství svého exportu nakoupit větší množství dovážených statků. Naopak pokud rostou ceny importů rychleji než ceny exportů, domácí subjekty si za stejný export mohou koupit stále méně a méně importů.
V případě České republiky docházelo v letech 1994 až 2003 ke zlepšování směnných relací v průměru o 1% ročně. Je zajímavé, že ze středoevropských tranzitivních ekonomik je ČR v tomto ohledu jediná (viz tabulka níže). Zlepšování směnných relací v průměru o 1% ročně se může jevit jako poměrně málo významný jev. Ve skutečnosti toto zlepšení vedlo k podstatnému zvýšení zdrojů pro českou ekonomiku. Ukážeme si to na fiktivním příkladě. Předpokládejme, že by ceny českého exportu rostly od roku 1994 v každém roce stejným tempem jako ceny českého importu, takže směnné relace by zůstávaly konstantní. To by vedlo k tomu, že české exporty v běžných cenách by byly nižší než jaké byly ve skutečnosti. Vzhledem k tempu zlepšování směnných relací by tak v našem hypotetickém příkladě byl objem exportu např. v roce 2003 nižší o 9%, než byl ve skutečnosti. Je zjevné, že při podílu exportu na HDP kolem 60% by se již jednalo o velkou ztrátu zdrojů. Ještě více vynikne dopad jednoprocentního zlepšování směnných relací, pokud ztrátu zdrojů ekonomiky s nezlepšujícími se směnnými relacemi kumulujeme od nějakého daného roku (v našem případě roku 1994). Nebýt onoho zdánlivě pomalého zlepšování směnných relací, byly by české exporty od roku 1994 do roku 2003 kumulativně nižší (po převodu do dnešních korun) zhruba o 660 miliard korun. O tuto částku, která je například vyšší než současný dluh centrální vlády, by tak byla Česká republika fakticky ochuzena.
Tabulka: Vývoj směnných relací mezi roky 1994-2003 (v %)
Země Průměrný růst
deflátorů exportu
(1994-2003)
Průměrný růst deflátorů importu
(1994-2003)
Průměrná změna směnných relací
(1994-2003)
Česká republika 1,6 0,6 1,0
Maďarsko 7,6 8,1 -0,5
Polsko 8,0 9,1 -1,0
Slovensko 3,8 4,2 -0,4
Pramen: OECD a výpočty týmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON
Vliv smVliv smVliv smVliv směěěěnných relací na hrubý domácí produktnných relací na hrubý domácí produktnných relací na hrubý domácí produktnných relací na hrubý domácí produkt
Zlepšování směnných relací však mimo jiné může vést k určitým interpretačním obtížím ohledně růstu reálného HDP. Pro lepší názornost nejprve budeme ilustrovat tento problém na metodice měření reálného HDP ve stálých cenách nějakého bazického roku (tato metodika byla v ČR letos opuštěna a nahrazena metodikou zřetězených objemů, viz dále). V metodice stálých cen je reálný HDP součtem čtyř složek: reálné soukromé spotřeby, reálných investic, reálné spotřeby vlády ačistého exportu ve stálých cenách. A právě u čistého exportu nastává problém. Čistý export je rozdílem mezi exportem ve stálých cenách a importem ve stálých cenách.
Při zlepšování směnných relací se ale ceny exportu zvyšují rychleji než ceny importu. A tudíž, i kdyžse čistý export v běžných cenách příliš nemění, ve stálých cenách zaostává export za importem ačistý export ve stálých cenách se pak může stát výrazně záporný. Prohlubující se záporný čistý export ve stálých cenách tlumí růst celkového HDP ve stálých cenách. A zde je právě ona interpretační obtíž. Vede tedy zlepšování směnných relací ke snížení odhadnutého růstu HDP? Tak se to na první pohled jeví, zejména pokud rozložíme celkový reálný růst HDP na součet čtyř příspěvků, jakými výše uvedené složky HDP k růstu „přispívají“. Prohlubování deficitu čistého exportu ve stálých cenách totiž vede k zápornému „příspěvku“ této složky k celkovému růstu HDP.
Rozklad na příspěvky jednotlivých složek však může být poněkud zavádějící. Zbylé tři složky reálného HDP nejsou totiž na vývoji čistého exportu ve stálých cenách zcela nezávislé. Abychom to ukázali, předpokládejme na okamžik, že čistý export v běžných cenách se udržuje v nějakém stabilním poměru k HDP v běžných cenách. Tato úroveň může být např. determinována velikostípřebytků na finančním účtu platební bilance apod. Čistý export ve stálých cenách bazického roku však potom musí sklouzávat do stále většího deficitu, protože ceny exportu rostou rychleji než ceny importu.
To se může dít buď tak, že export ve stálých cenách (tj. reálný export) dlouhodobě klesá, nebo že import ve stálých cenách naopak roste rychleji než export ve stálých cenách. Pro ČR je charakteristický právě druhý způsob poklesu čistého exportu ve stálých cenách. Kdybynedocházelo k rychlejšímu růstu importu ve stálých cenách, vedlo by to k tomu, že čistý export v běžných cenách by se v rozporu s naším předpokladem neustále zlepšoval. Je ovšem pravda, žečistý export v běžných cenách ve skutečnosti není konstantní a dochází k jeho fluktuacím. Nicméně dlouhodobé zlepšování směnných relací bez zrychlených importů by vedlo k takovým přebytkům zahraničního obchodu, že by pravděpodobně následovaly významné přizpůsobovací procesy (především kurzové). Například pokud by import ve stálých cenách rostl od roku 1994 pouzetakovým tempem, jakým rostl export ve stálých cenách, byl by zahraniční obchod v roce 2003 v běžných cenách v přebytku přibližně 50 miliard korun místo v deficitu 56 miliard.
Zlepšování směnných relací tak vyvolává rychlejší růst importů ve stálých cenách. Veškeré importy však beze zbytku věcně vstupují do ostatních složek: do soukromé i vládní spotřeby, do investic a do exportu. Zvýšené reálné importy by mohly částečně vytlačit část domácí produkce, která uspokojovala domácí spotřebu, investice nebo vstupy pro export (to lze chápat jako formu tzv.holandské nemoci). Pokud však nedojde k výrazným změnám v měnovém kurzu, je pravděpodobné, že místo, aby došlo k vytlačení domácí produkce, dojde ke zvýšení domácí poptávky ve stálých cenách. Toto je ona závislost zbývajících složek HDP na čistém exportu: čistý export se sice díky růstu importu ve stálých cenách může propadat do stále hlubšího deficitu, ale pravděpodobně to vede také k tomu, že zbylé složky jsou vyšší než by byly bez zlepšení směnných relací. Celkově tak HDP ve střednědobém průměru zlepšováním směnných relací snižován nejspíše není, pokud nedochází ke intenzivnějšímu vytlačování domácí produkce rostoucími importy.
Jaký vliv má změna směnných relací v nové metodice výpočtu reálného růstu HDP? Nová metodikaspočívá v tom, že složky HDP v aktuálním roce se přepočtou do průměrných cen roku předchozíhoa srovnají se s příslušnými složkami (vyjádřenými v běžných cenách) předchozího roku (podrobněji viz předchozí NEWTON College Working Paper - Léto 2004). Při této metodice tak nedochází ke kumulaci stále hlubšího deficitu čistého exportu ve stálých cenách, protože s žádnými stálými cenami nepracujeme. V původní metodice k růstu negativně „přispívalo“ prohlubování záporného čistého exportu ve stálých cenách, zatímco v nové metodice negativně „přispívá“ rozdíl mezi čistým exportem daného roku vyjádřeným v cenách roku předchozího a čistým exportem v předcházejícím roce (také vyjádřeným v cenách tohoto předcházejícího roku).
Pokud dochází k vyrovnanému zlepšování směnných relací každý rok právě o 1%, jsou temparůstu HDP měřená novou metodikou mírně vyšší než při metodice původní. Import ve stálých cenách má totiž na HDP ve stálých cenách (předchozí metodika) větší váhu než jakou má import v cenách předchozího roku na HDP v cenách předchozího roku (nová metodika). Protože importpřispívá k růstu záporně, byl by jeho negativní příspěvek vyšší při staré metodice než při nové. Tento efekt se projevuje tím víc, čím významnější je zlepšování směnných relací a čím dále od bazického roku se nacházíme. Kvantitativní důležitost tohoto efektu však je poměrně malá a navíc je zastřena tím, že směnné relace se nemění v realitě vždy o stejné procento, ale fluktuují. Variabilita ve vývoji směnných relací totiž poněkud zvyšuje i variabilitu temp růstu měřených novou metodikou. Uvažme například, že v nějakém roce 1 došlo k výraznému zvýšení cen dovážené ropy (tj. ke zhoršení směnných relací). Množství ropy poptávané domácími subjekty se pravděpodobně sníží a to bude mít tendenci snižovat deficit zahraničního obchodu vyjádřený v cenách roku 0 (i když deficit v cenách roku 1 pravděpodobně poroste). Předpokládejme nyní,že v roce 2 dojde naopak k poklesu cen ropy na původní úroveň a že dojde i ke zvýšenípoptávaného množství zpět na původní úroveň. V roce 2 tak dojde k výraznému zhoršení čistého exportu vyjádřeného v cenách roku 1, protože ropa je v cenách roku 1 drahá. Kvantitativní dopad fluktuací směnných relací na variabilitu temp růstu by však bylo nutné ověřit na základě podrobnějších simulací a ani tento efekt zřejmě nebude příliš velký.
Ať již ve staré nebo (v menší míře) i v nové metodice však platí, že dlouhodobé systematickézlepšování směnných relací vede k tomu, že růst HDP přestává být dobrým ukazatelem růstu materiálního blahobytu země. Obvyklým příkladem zmiňovaným v této souvislosti je Švýcarsko, které si díky systematickému zlepšování směnných relací vysloužilo pozici pověstné antické želvy: roste sice velmi pomalu, ale stále ho ostatní země nemohou dohnat.
K objasnění tohoto potenciálně významného efektu použijeme opět fiktivního příkladu. Předpokládejme, že sledujeme nějakou ekonomiku, jejíž všechny sektory stagnují, neroste v nich ani produktivita práce ani celkový výstup. Reálný HDP (ať již je měřený novou nebo starou metodikou) v ní nutně vykazuje nulový růst. Předpokládejme však, že tato ekonomika má toštěstí, že ceny jejího exportu rostou výrazně rychleji než ceny jejího importu. I když export se reálně nezvyšuje (protože podle předpokladu i exportní odvětví stagnuje), umožňuje to, aby se zvyšoval import ve stálých cenách (pokud používáme starou metodiku), resp. import v cenách předchozího roku (pokud používáme metodiku novou). Produkce sledované ekonomiky sice dále stagnuje, ale pokud je zlepšování směnných relací dostatečně výrazné, obyvatelé této fiktivní země nebudou pociťovat žádné zaostávání v růstu své materiální životní úrovně oproti zemím ostatním. A to z toho důvodu, že reálná poptávka se musí zvýšit tak, aby vykompenzovalanegativní příspěvek reálné čistého exportu k růstu HDP, poněvadž musí být naplněn původní předpoklad nulového růstu ekonomiky. Celé tajemství růstu životní úrovně při nulovém růstu HDP spočívá právě v dodatečných importech, které jsou umožněny zlepšováním směnných relací.
Je evidentní, že ukazatel růstu HDP v takové situaci může být zavádějící, pokud má sloužitnapříklad pro mezinárodní srovnání nebo i pro hodnocení domácí hospodářské politiky. Bylo by sice možné předefinovat HDP tak, aby jeho spojení s blahobytem bylo obnoveno, ale vedlo by tospíše ke zmatení pojmů. Navíc HDP chápeme primárně jako ukazatel produkce a pro sledování blahobytu je vhodnější používat ukazatele jiné.
PoptáPoptáPoptáPoptávka jako lepší ukazatel blahobytuvka jako lepší ukazatel blahobytuvka jako lepší ukazatel blahobytuvka jako lepší ukazatel blahobytu
Průměrný růst reálné domácí poptávky by mohl být jedním z ukazatelů popisujících blahobyt země. Jeho slabinou však je, že růst reálné poptávky může být kryt prohlubováním deficitu salda zahraničního obchodu. Vraťme se opět ke srovnání středoevropských tranzitivních ekonomik.Příkladem ekonomiky, která kryla růst domácí poptávky částečně právě růstem deficitu, je Slovensko. Reálná domácí poptávka zde mezi roky 1994-2003 rostla ze čtveřice srovnávaných zemí nejrychleji a saldo zahraničního obchodu se i díky tomu zhoršilo z přebytku 5,6% HDP na deficit 1,5% HDP. Je proto vhodné upravit růst reálné domácí poptávky tak, abychom obdrželi tempo „udržitelné“ z hlediska zahraničního obchodu.
Skutečné tempo růstu reálné poptávky proto upravíme o takový počet procentních bodů, aby výsledné tempo nevedlo ke zhoršování nebo zlepšování salda zahraničního obchodu v běžných cenách vyjádřeného jako procentní podíl na HDP. V České republice je toto „udržitelné“ tempo růstu reálné poptávky vyšší než standardně naměřený růst HDP, což je právě charakteristické prozemě se zlepšujícími se směnnými relacemi. Naopak v ostatních srovnávaných ekonomikách, ve kterých docházelo ke zhoršování směnných relací, je „udržitelné“ tempo růstu nižší než standardní růst HDP (viz obrázek níže). Ukazatel „udržitelného“ růstu poptávky je lepším ukazatelem růstu blahobytu země než tradiční růst produkce, a proto je vhodné brát ho v potaz při mezinárodních srovnáváních jakožto doplněk ke standardnímu údaji o růstu HDP.
Vývoj reálné domácí poptávky a HDP za období 1994Vývoj reálné domácí poptávky a HDP za období 1994Vývoj reálné domácí poptávky a HDP za období 1994Vývoj reálné domácí poptávky a HDP za období 1994----2003 (v %)2003 (v %)2003 (v %)2003 (v %)
0
1
2
3
4
5
Česká republika Maďarsko Polsko Slovensko
Růst reálné domácí poptávkyRůst reálné domácí poptávky po zohlednění změny salda ZO
Růst HDP podle standardní metodiky
Pramen: OECD a výpočty týmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON
Růst průmyslové produkce akceleroval z 8,6% y/y v prvním čtvrtletí na vysokých 12,6% y/y ve čtvrtletí druhém. To je nejvyšší hodnota za posledních osm let a podobně jako v případě průmyslových cen i zde jsou výsledky v jednotlivých odvětvích značně diferencované. Plnou třetinou se na růstu průmyslu podílí výroba kovů a kovodělných výrobků, která v českém průmyslu stále ještě má největší podíl na přidané hodnotě v průmyslu. Z významných odvětví ještě nadprůměrně rostla výroba dopravních prostředků a výroba elektrických a optických zařízení. Uvedená tři odvětví stojí za dvěma třetinami celkového růstu průmyslu.
PPPPřřřříspíspíspíspěěěěvek vybraných odvvek vybraných odvvek vybraných odvvek vybraných odvěěěětví ktví ktví ktví k rrrrůůůůstu stu stu stu prprprprůůůůmyslové produkce ve druhém myslové produkce ve druhém myslové produkce ve druhém myslové produkce ve druhém ččččtvrtletí 2004 tvrtletí 2004 tvrtletí 2004 tvrtletí 2004 (v procentních bodech)(v procentních bodech)(v procentních bodech)(v procentních bodech)
0
1
2
3
4
5
Kovy
,ko
vodě
lnévý
robk
y
Dopr
avní
pros
tředk
y
Elek
trick
é a
opt.
přís
troje
Ost
atní
odv
ětví
Pramen: ČSÚ
Vysoké tempo růstu průmyslové produkce však ještě nezaručuje odpovídající růst přidané hodnoty v průmyslu. Index průmyslové produkce je sice sestavován tak, že jednotlivá odvětví v něm mají váhu podle své přidané hodnoty (používají se stálé váhy roku 2000), ale indexy za jednotlivá odvětví vycházejí z hrubého obratu. Pokud například dochází k růstu podílu meziproduktů v některých odvětvích, bude přidaná hodnota v průmyslu zaostávat za průmyslovou produkcí. Váhy jednotlivých odvětví na celkové přidané hodnotě v průmyslu se během času posouvají a i díky tomu mezi indexem průmyslové produkce a
přidanou hodnotou nemusí existovat nějaký stabilní jednoduchý vztah. I když přidaná hodnota v průmyslu prozatím není známa, z vývoje zaměstnanosti lze usuzovat, že dochází k její akceleraci. Zaměstnanost v průmyslu sice ještě ve druhém čtvrtletí klesla, ale tempo poklesu evidenčního počtu zaměstnanců se výrazně snížilo a počátkem třetího čtvrtletí se již pokles zaměstnanosti ve zpracovatelském průmyslu zastavil.
Z hlediska hlavních průmyslových uskupení nejvíce rostla produkce výrobků investiční povahy, což je v souladu s výrazným růstem investic do fixního kapitálu, který byl pozorován ve druhém čtvrtletí. Na druhou stranu ale musíme upozornit, že mezi výrobou výrobků investiční povahy a vývojem domácích investic do fixního kapitálu v ČR v minulosti nebyla nalezena statisticky významná korelace. Naopak silná korelace existuje mezi exportem v běžných cenách a průmyslovými tržbami. Průmyslové tržby jsou pak dále silně svázány s průmyslovou produkcí. Z toho je patrné, že za prudkým růstem průmyslu stojí především vnější vlivy. Předpokládáme, že ve třetím čtvrtletí se tempo růstu udrží na úrovni kolem 10% a stejné tempo předpokládáme i pro růst průmyslu za celý letošní rok.
RRRRůůůůst prst prst prst průůůůmyslových tržeb a exportu vmyslových tržeb a exportu vmyslových tržeb a exportu vmyslových tržeb a exportu v bbbběěěěžných žných žných žných cenáchcenáchcenáchcenách
Druhé čtvrtletí bylo výjimečné vysokým růstem v dubnu (61,6% y/y), který byl způsoben změnou sazby daně z přidané hodnoty. V následujících měsících se potvrdilo, že se skutečně jednalo především o předfakturaci. Celkově za druhé čtvrtletí stavební výroba meziročně vzrostla o 14,4%. Dubnový efekt dozníval pravděpodobně ještě počátkem třetího čtvrtletí a za celé toto čtvrtletí očekáváme růst ve výši 6,5%. Toto zpomalení je v souladu i s vývojem objemu stavebních zakázek v běžných cenách, které o dvě až tři čtvrtletí předcházejí tempům růstu stavební výroby. Vývoj objemu stavebních zakázek však naznačuje, že stavební výroba bude počátkem roku zřejmě opět akcelerovat. Ve druhém čtvrtletí totiž stavební zakázky vzrostly meziročně o téměř 23% a dosáhly rekordní hodnoty 193 mld. v běžných cenách, avšak zhruba 70% z objemu zakázek tvoří zakázky veřejné, tedy státní, obecní apod.
Pro celý letošní rok zachováváme prognózu tempa růstu stavební výroby na úrovni 10,5%.
RRRRůůůůst stavební výroby (levá osa) st stavební výroby (levá osa) st stavební výroby (levá osa) st stavební výroby (levá osa) a ra ra ra růůůůst objemu st objemu st objemu st objemu stavebních zakázek vstavebních zakázek vstavebních zakázek vstavebních zakázek v bbbběěěěžných cenáchžných cenáchžných cenáchžných cenách
-2
0
2
4
6
8
10
12
14
16
18
I II III IV I II III IV I II III IV I
2002 2003 2004 2005
0
5
10
15
20
25
30
Stavební výroba (levá osa)
Stavební zakázky v běžných cenách(zpožděné o 3Q, pravá osa)
Pramen: ČSÚ
MaloobchodMaloobchodMaloobchodMaloobchod
Tržby v maloobchodě ve druhém čtvrtletí 2004 vzrostly o 2,5% meziročně a akcelerovaly ve srovnání s prvním čtvrtletím, ve kterém došlo k růstu pouze o 1,2% meziročně. Jednotlivé složky maloobchodních tržeb se však vyvíjejí odlišnými tempy. Zatímco maloobchod v nespecializovaných prodejnách stagnoval, vysokou dynamiku vykázal maloobchod s oděvy, nábytkem, elektronikou a dalšími dlouhodobými statky. Velké rozdíly mezi jednotlivými segmenty maloobchodních tržeb však byly obvyklé i v minulosti. Obzvláště vývoj maloobchodu v oblasti prodeje pohonných hmot a motorových vozidel (OKEČ 50) má na celkový vývoj tržeb silný vliv, protože se na maloobchodě podílí zhruba třetinou. Tyto tržby silně fluktuují a nemalou měrou přispívají k variabilitě celkových tržeb. Tržby za pohonné hmoty jsou ovlivněny vývojem cen v dopravě, i když v prvním pololetí tohoto roku byly tržby v této oblasti neobvykle nízké.
RRRRůůůůst tržeb za pohonné hmoty ve stálých cest tržeb za pohonné hmoty ve stálých cest tržeb za pohonné hmoty ve stálých cest tržeb za pohonné hmoty ve stálých cenách nách nách nách (v %, levá osa) a r(v %, levá osa) a r(v %, levá osa) a r(v %, levá osa) a růůůůst cen vst cen vst cen vst cen v dopravdopravdopravdopravěěěě (v %, pravá (v %, pravá (v %, pravá (v %, pravá osa, invertovaná stupnice)osa, invertovaná stupnice)osa, invertovaná stupnice)osa, invertovaná stupnice)
-10
-5
0
5
10
15
I II III IVI II III IVI II III IVI II III IVI II
2000 2001 2002 2003 2004
-4
-2
0
2
4
6
8
10
12
14
Růst tržeb za pohonné hmoty (levá osa,stálé ceny)
Růst cen v dopravě (pravá osa, obrácenépořadí hodnot)
Nepredikovatelné jsou však tržby za prodej a opravy motorových vozidel. Ty vykazují velkou variabilitu a v posledních šesti letech u nich můžeme vysledovat zřetelný cyklus s periodou kolem dvou let. Poslední dno této periody nastalo v prvním čtvrtletí letošního roku.
Celkový rCelkový rCelkový rCelkový růůůůst tržeb vst tržeb vst tržeb vst tržeb v maloobchodmaloobchodmaloobchodmaloobchoděěěě a r a r a r a růůůůst tržeb st tržeb st tržeb st tržeb za prodej a opravy motorových vozidel (v %)za prodej a opravy motorových vozidel (v %)za prodej a opravy motorových vozidel (v %)za prodej a opravy motorových vozidel (v %)
-6
-4
-2
0
2
4
6
8
10
12
14
16
I II III IVI II III IVI II III IVI II III IVI II
2000 2001 2002 2003 2004
Růst tržeb celkem
Tržby za prodej a opravy motorovýchvozidel
Pramen: ČSÚ
Překvapivá je poměrně nízká korelace čtvrtletních tržeb v maloobchodě s konečnou spotřebou domácností. Korelační koeficient ve výši pouze 0,31 pro čtvrtletní data od roku 1999 poukazuje na pouze slabý vztah tržeb a spotřeby. To je poněkud zarážející, poněvadž maloobchodní tržby tvoří významnou součást spotřeby. Tento jev navíc není způsoben problematickým segmentem tržeb za prodej motorových vozidel a pohonných hmot, protože korelace maloobchodních tržeb bez tohoto segmentu s konečnou spotřebou domácností je v podstatě nulová (korelační koeficient 0,13). Toto zjištění poněkud relativizuje význam ukazatele maloobchodních tržeb z makroekonomického hlediska. Pro celý letošní rok očekáváme růst tržeb na úrovni kolem 2%.
Průměrná míra nezaměstnanosti ve třetím čtvrtletí letošního roku dosáhla 10,1% a byla tak pouze o 0,1 procentního bodu vyšší než ve stejném období před rokem. V září již dokonce poprvé po téměř třech letech došlo k tomu, že míra nezaměstnanosti nebyla vyšší než ve stejném měsíci předcházejícího roku.
Ministerstvo práce a sociálních věcí (MPSV) od července tohoto roku zavedlo novou metodiku měření registrované míry nezaměstnanosti, která lépe odpovídá praxi v ostatních zemích EU. Míra registrované nezaměstnanosti podle nové metodiky je založena na tzv. dosažitelných uchazečích o zaměstnání, což jsou takoví uchazeči, kteří nejsou v okamžik měření v pracovní neschopnosti, na rekvalifikačních kurzech apod. Míra nezaměstnanosti podle nové metodiky je přibližně o 1 p.b. nižší než podle metodiky původní a ve třetím čtvrtletí dosahovala 9,2%. Takto definovaná míra nezaměstnanosti se svým pojetím blíží metodice Mezinárodní organizace práce (ILO), podle které provádí ČSÚ čtvrtletní výběrové šetření pracovních sil (VŠPS). Mezi registrovanou mírou nezaměstnanosti a mírou nezaměstnanosti zjištěnou VŠPS však i nadále zůstane rozdíl. Tento rozdíl je důsledkem toho, že údaj MPSV je založen na datech z úřadů práce, kdežto údaj ČSÚ vychází z výběrového šetření a tyto dvě metody tak nemohou vždy přinést shodné výsledky.
Na trhu práce se se zpožděním začíná projevovat několik čtvrtletí trvající nadprůměrný růst ekonomiky. Jeho důsledkem je mimo jiné i postupný růst počtu volných pracovních míst. Volná pracovní místa v ekonomice odrážejí jednak dlouhodobý strukturální nesoulad mezi profesemi nabízenými a poptávanými a dále složku cyklickou, která závisí na fázi hospodářského cyklu. Tato druhá složka volných pracovních míst se meziročně snižuje, pokud se prohlubuje mezera mezi produktem potenciálním a produktem skutečným. Naopak pokud se produkční mezera zmenšuje nebo pokud se ekonomika dokonce dostala nad svůj potenciál, mělo by dojít k meziročnímu růstu počtu volných pracovních míst. Pokud tedy ekonomika roste tempem vyšším než potenciálním, mělo by docházet k meziročnímu zvyšování počtu volných pracovních míst a naopak.
MeziroMeziroMeziroMeziročččční zmní zmní zmní změěěěna pona pona pona poččččtu volných pracovních tu volných pracovních tu volných pracovních tu volných pracovních míst (v tisících) a hospodámíst (v tisících) a hospodámíst (v tisících) a hospodámíst (v tisících) a hospodářřřřský rský rský rský růůůůst (v %)st (v %)st (v %)st (v %)
-40
-30
-20
-10
0
10
20
30I II III IVI II III IVI II III IVI II III IVI II III IVI II
1999 2000 2001 2002 2003 2004
0
1
2
3
4
5
Změna počtu volných pracovních míst (vtisícíh, levá osa)
Tempo růstu HDP
Pramen: MPSV, ČSÚ a výpočet týmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON
Jak ukazuje obrázek, pokud je v ČR ekonomický růst nad úrovní zhruba 3%, potom se zpožděním přibližně dvou čtvrtletí následuje růst počtu volných pracovních míst. To mimochodem naznačuje, že tempo růstu potenciálního produktu se skutečně pohybuje kolem 3%, což je zároveň i tempo růstu produktivity práce.
Vzhledem k tomu, že ekonomika rostla v prvním pololetí o 3,8%, lze očekávat, že počet volných pracovních míst se začne v meziročním srovnání výrazněji zvyšovat, což bude s určitým zpožděním doprovázeno růstem zaměstnanosti. Pro konec roku počítáme s mírou nezaměstnaností na úrovni 10,2% (ve staré metodice) a pro celé čtvrté čtvrtletí předpokládáme průměrnou nezaměstnanost ve výši 10%. Predikce pro registrovanou míru nezaměstnanosti podle nové metodiky jsou na úrovni 9,2%, resp. 9%.
SpotSpotSpotSpotřřřřebitelské cenyebitelské cenyebitelské cenyebitelské ceny
Spotřebitelské ceny ve třetím čtvrtletí letošního roku meziročně vzrostly v průměru o 3,2%. Oproti druhému čtvrtletí (meziroční růst o 2,6%) růst cen dále akceleroval a byl nejvyšší za více než dva roky. Trh však očekával ještě větší akceleraci cenového
růstu. Zejména údaje za září (meziměsíční pokles o 0,8%) byly překvapivé. Původně se očekávalo, že právě v září bude spotřebitelská inflace kulminovat. Dubnová Zpráva o inflaci dokonce předvídala, že by v tomto měsíci mohlo dojít k překročení horního pásma inflačního cíle, které pro tento měsíc činilo 4,32%. I když v červencové zprávě byla tato prognóza již zmírněna, tak přesto nikdo neočekával, že bude meziroční zářijová inflace nižší než srpnová. V důsledku tohoto překvapení také došlo v krátké době k poklesu vybraných úrokových sazeb na peněžním trhu zhruba o 20 bazických bodů. Přibližně shodný pokles šestiměsíčního a ročního PRIBORu naznačuje, že finanční trhy v důsledku nižší než očekávané inflace korigovaly svá očekávání nejen o načasování zvyšování úrokových sazeb, ale také o jejich počtu v následujícím roce.
Vývoj 6M a 1R PRIBORu po zveVývoj 6M a 1R PRIBORu po zveVývoj 6M a 1R PRIBORu po zveVývoj 6M a 1R PRIBORu po zveřřřřejnejnejnejněěěění zání zání zání zářřřřijové ijové ijové ijové inflace (v %)inflace (v %)inflace (v %)inflace (v %)
2,7
2,8
2,9
3
3,1
3,2
3,34.
10.
6.10
.
8.10
.
12.1
0.
14.1
0.
18.1
0.
20.1
0.
6M PRIBOR1R PRIBOR
Zveřejnění zářijové inflace
Pramen: ČNB
K celkovému průměrnému růstu cen 3,2% nejvíce přispívaly ceny potravin, které byly meziročně v průměru vyšší o 4,4%, a ceny telekomunikací, které byly v důsledku změny daňové sazby vyšší meziročně o 12,0%. Naopak nejvíce cenový růst brzdilo odívání (meziroční pokles o 4,1%) a bytové zařízení (pokles o 1,8%). Ceny v dopravě meziročně vzrostly pouze o 3,0% a překvapivě tak inflaci spíše tlumily. Ceny v dopravě jsou pochopitelně zkorelovány s korunovými cenami ropy. I když ve třetím čtvrtletí došlo k meziroční apreciaci koruny vůči americkému dolaru, posílení nebylo takové,
aby mohlo eliminovat zvýšení dolarových cen ropy. Ceny v dopravě v ČR jsou však za korunovými cenami ropy zpožděny přibližně o dva měsíce. Růst korunové ceny ropy o 10% má po dvou měsících za následek zvýšení cen v dopravě zhruba o 1%. Poměrně nízký růst cen v dopravě tak mohl být částečně způsoben dočasným snížením tempa přírůstku cen ropy, ke kterému došlo v červenci, ale to však již pominulo. Určitou roli zde sehrálo také zavedení tzv. žákovského jízdného. Vývoj korunové ceny ropy v září i říjnu nicméně naznačuje, že segment dopravy v závěru roku bude spotřebitelskou inflaci spíše akcelerovat než tlumit.
MeziroMeziroMeziroMeziročččční zmní zmní zmní změěěěny cen vny cen vny cen vny cen v dopravdopravdopravdopravěěěě (levá osa) a (levá osa) a (levá osa) a (levá osa) a meziromeziromeziromeziročččční zmní zmní zmní změěěěny korunové ceny ropy (pravá ny korunové ceny ropy (pravá ny korunové ceny ropy (pravá ny korunové ceny ropy (pravá osa, cena ropy je zpoždosa, cena ropy je zpoždosa, cena ropy je zpoždosa, cena ropy je zpožděěěěna o 2 mna o 2 mna o 2 mna o 2 měěěěsíce)síce)síce)síce)
-5
-4
-3
-2
-1
0
1
2
3
4
5
I.01
VII.0
1
I.02
VII.0
2
I.03
VII.0
3
I.04
VII.0
4
-60
-40
-20
0
20
40
60
Ceny v dopravě (levá osa)
Změna korunové ceny ropy (pravá osa)
Pramen: ČSÚ a ČNB
Tradiční nejistota zůstává ohledně vývoje cen potravin. Tempo růstu cen zemědělských výrobců prudce klesá a letošní velmi dobrá úroda (nejen v ČR) pravděpodobně povede v blízkých měsících k deflaci produkčních cen v této oblasti. To se se zpožděním projeví i na zpomalení tempa růstu cen potravin. V krátkodobém výhledu tak existují protichůdné faktory, které budou ovlivňovat celkovou inflaci: na jedné straně bude působit říjnový růst cen plynu pro domácnosti (ten přispěje ke zvýšení cenové
hladiny zhruba o 0,2 p.b.) a očekávaný růst cen v dopravě, na druhé straně bude působit mírnější růst cen potravin. Celkově předpokládáme, že meziroční růst spotřebitelských cen v posledním letošním čtvrtletí dosáhne přibližně 3,4% a míra inflace za celý rok zůstane těsně pod hranicí 3,0%.
MeziroMeziroMeziroMeziročččční zmní zmní zmní změěěěna spotna spotna spotna spotřřřřebitelských cen a cen ebitelských cen a cen ebitelských cen a cen ebitelských cen a cen výrobcvýrobcvýrobcvýrobcůůůů (ceny výrobc (ceny výrobc (ceny výrobc (ceny výrobcůůůů j j j jsou o šest msou o šest msou o šest msou o šest měěěěsícsícsícsícůůůů zpoždzpoždzpoždzpožděěěěné) v %né) v %né) v %né) v %
-2%
-1%
0%
1%
2%
3%
4%
5%
6%
7%
I.01
VII.0
1
I.02
VII.0
2
I.03
VII.0
3
I.04
VII.0
4
Meziroční růst PPI Meziroční růst CPI
Pramen: ČSÚ
Podobně i ve střednědobém výhledu budou působit protichůdné tendence. Na jednu stranu dojde ke snížení míry inflace počátkem roku 2005 díky odeznění daňových úprav z ledna 2004 a díky mírné nominální apreciaci měnového kurzu. Na druhou stranu zde existuje nebezpečí transmise vysoké inflace cen výrobců do cen spotřebitelských. Mezi inflací výrobců a spotřebitelskou inflací je v ČR pozorován poměrně těsný vztah. Korelace inflace výrobců zpožděné o šest měsíců se spotřebitelskou inflací dosahuje v posledních čtyřech letech hodnoty 0,91. Je však zřejmé, že tento hrubý vztah nemůže zachytit minulé i budoucí daňové úpravy a změny regulovaných cen, které na spotřebitelskou inflaci budou mít nezanedbatelný vliv. Navíc index cen výrobců je více než index cen spotřebitelů ovlivněn výjimečným vývojem cen surovin (ropy a kovů). Velmi těsná vazba mezi oběma indexy (znázorněná na obrázku) tak zřejmě bude v následujících měsících oslabena.
Ceny prCeny prCeny prCeny průůůůmyslových výrobcmyslových výrobcmyslových výrobcmyslových výrobcůůůů
Ve třetím čtvrtletí letošního roku byl meziroční přírůstek cen výrobců již po páté v řadě vyšší než ve čtvrtletí předchozím. Tento růst dosáhl hodnoty 7,9% a byl nejvyšší za posledních devět let. Vysoké tempo růstu cen výrobců je způsobeno souběhem několika faktorů. Nejvýznamnější z nich je růst světových cen ropy i kovů a dále růst domácích cen zemědělských výrobců, které zvyšují ceny v potravinářském průmyslu. Nicméně i silná konjunktura domácí průmyslové výroby má výrazný vliv na růst cen. Do jaké míry je průmyslová inflace vyvolána poptávkovými tlaky a do jaké míry exogenním vývojem cen komodit, bude možné říci, až budeme mít k dispozici deflátory přidané hodnoty za jednotlivá odvětví (údaje o nich ČSÚ přepočítává tak, aby odpovídaly nové metodice). Podrobnější členění však již nyní naznačuje, že zásadní roli opravdu hrají světové ceny komodit. Mezi vývojem cen v jednotlivých odvětvích jsou totiž značné rozdíly.
MeziroMeziroMeziroMeziročččční zmní zmní zmní změěěěna korunové ceny ropy a cen na korunové ceny ropy a cen na korunové ceny ropy a cen na korunové ceny ropy a cen vvvv odvodvodvodvěěěětví výroby koksu a ropných výrobktví výroby koksu a ropných výrobktví výroby koksu a ropných výrobktví výroby koksu a ropných výrobkůůůů
-40
-30
-20
-10
0
10
20
30
40
50
60
I II III IV V VI VII
VIII IX X XI XII I II III IV V VI VII
VIII IX X XI XII I II III IV V VI VII
VIII IX
2002 2003 2004
Koks, ropné výrobky apod.
Korunová cena ropy
Pramen: ČSÚ a ČNB
Nejvíce k průmyslové inflaci přispívá odvětví výroby koksu, ropných výrobků a jaderných paliv (ve třetím čtvrtletí zde ceny meziročně vzrostly o 45%). Ceny v tomto odvětví následují za cenami ropy se zpožděním
přibližně jednoho měsíce. Vyšší než celková průmyslová inflace byl růst cen již pouze v odvětví výroby chemických látek, výrobků a vláken a dále v odvětví výroby základních kovů, hutních a kovodělných výrobků. Naopak v odvětvích strojírenství, které má v českém průmyslu z hlediska přidané hodnoty velkou váhu, byl růst velmi malý. V odvětví výroby dopravních prostředků a v odvětví výroby elektrických a optických přístrojů dokonce docházelo k deflaci.
Pro nejbližší období očekáváme ještě další mírnou akceleraci cenového růstu v průmyslu nejenom s ohledem na vývoj cen ropy, ale také vzhledem k avizovanému zvyšování cen elektrické energie.
ZahraniZahraniZahraniZahraničččční obchodní obchodní obchodní obchod
Růst vývozu i dovozu ve druhém čtvrtletí letošního roku opět akceleroval a byl nejvyšší za uplynulých šest let. Vysoká tempa růstu vývozu přetrvávají i v prvních měsících třetího čtvrtletí a celkově dochází k výraznému zlepšování výkonové bilance. Kumulovaný roční deficit zahraničního obchodu dosáhl v srpnu pouhých 51 mld. korun v běžných cenách, což je nejméně od roku 1995 a je to zhruba poloviční hodnota, než jaká byla obvyklá na počátku tohoto desetiletí. Růst obratu zahraničního obchodu by mohl být do určité míry statistickým artefaktem způsobeným změnou systému sběru dat, nicméně zlepšování salda již nikoliv. Není však zaručené, že nižší schodek výkonové bilance svědčí o výrazně lepší exportní výkonnosti českých firem. Nezanedbatelný vliv na saldo má vývoj směnných relací. Ty se navzdory nepříznivému vývoji světových cen ropy a zemního plynu vyvíjely v tomto roce pro českou ekonomiku překvapivě příznivě. I když ve druhém čtvrtletí mezi růstem cen vývozu a dovozu již nebyl takový rozdíl jako ve čtvrtletí prvním, stále ještě ceny českého vývozu rostly tempem o dva procentní body vyšším než ceny českých dovozů. Samotné zlepšení směnných relací tak snížilo deficit v běžných cenách jen ve druhém čtvrtletí o 10 mld. korun. Při kumulovaném ročním saldu je rozdíl ještě výraznější. Pokud srovnáme kumulovaná roční salda v běžných cenách se saldy spočtenými z vývozu a dovozu vyjádřeného v cenách předchozího roku, vidíme, že zlepšení směnných relací mělo na snížení běžného deficitu skutečně podstatný vliv. Podrobněji se problematice dlouhodobého dopadu zlepšování směnných relací věnujeme v tomto NEWTON College Working Paperu v boxu na str. 18-21.
Srovnání kumulovanSrovnání kumulovanSrovnání kumulovanSrovnání kumulovaných roých roých roých roččččních sald ních sald ních sald ních sald zahranizahranizahranizahraniččččního obchodu vního obchodu vního obchodu vního obchodu v bbbběěěěžných cenách a žných cenách a žných cenách a žných cenách a vvvv cenách pcenách pcenách pcenách přřřředcházejícího rokuedcházejícího rokuedcházejícího rokuedcházejícího roku
-160
-140
-120
-100
-80
-60
-40
Q1
Q2
Q3
Q4
Q1
Q2
Q3
Q4
Q1
Q2
Q3
Q4
Q1
Q2
Q3
Q4
Q1
Q2
2000 2001 2002 2003 2004
Kumulovaná salda v běžných cenách
Kumulovaná salda v cenách předchozíhoroku
Pramen: ČSÚ a výpočty týmu makroekonomických analýz skupiny NEWTON
V krátkodobém horizontu předpokládáme pokračování rychlého růstu vývozu i dovozu. Pro třetí čtvrtletí počítáme s růstem kolem 25% u vývozu a kolem 21% u dovozu. Efekt zlepšování salda výkonové bilance díky kladným směnným relacím se však postupně bude vyčerpávat. Vysoké ceny ropy již v prvních měsících třetího čtvrtletí omezily kladný rozdíl mezi růstem vývozních a dovozních cen a s ohledem na aktuální stále vysokou cenu ropy může v závěru roku dojít dokonce k meziročnímu zhoršení směnných relací.
MMMMěěěěnová politikanová politikanová politikanová politika
Dne 27. října bude bankovní rada České národní banky (ČNB) projednávat velkou čtvrtletní situační zprávu o hospodářském a měnovém vývoji České republiky. Tato makroekonomická analýza bude obsahovat i nové prognózy vývoje inflace. Společně s těmito prognózami inflace bude oznámena i implikovaná (předpokládaná) trajektorie budoucího pohybu úrokových sazeb. Uveďme, že poslední tři centrální bankou publikované čtvrtletní Zprávy o inflaci měly pro implikované úrokové sazby vždy stejné konstatování – byl očekáván jejich růst. Bude
tento trend očekávaného růstu úrokových sazeb pokračovat i nadále? Jaké jsou aktuální důvody pro a proti dalšímu zvyšování sazeb?
Největší aktuální riziko v růstu inflace je možné spatřovat ve vysokém růstu cen ropy. Nicméně toto riziko lze považovat za krátkodobé. Navíc se jedná o nabídkový šok, o němž zatím ani nevíme, do jaké míry se projeví v růstu cen a do jaké míry v globálním ochlazení světové konjunktury.
Z pohledu nastavení měnové politiky bychom si měli všímat spíše inflačních faktorů působících v delším časovém horizontu. Mezi takovéto faktory nepochybně patří neuspokojivý průběh fiskální reformy (včetně penzijní reformy) a hrozba oslabení měnového kurzu, jenž vyplývá ze stále zhoršujícího se salda deficitu běžného účtu platební bilance (zejména je znepokojivý trend přeměny reinvestovaných zisků zahraničních firem na odliv dividend). Proti těmto z dlouhodobého hlediska působícím proinflačním faktorům však existuje i jeden významný protiinflační faktor. Tím je již delší dobu trvající hospodářský růst české ekonomiky bez akcelerace inflace, což je vysvětlováno růstem investic, zlepšením výkonnosti nabídkové strany české ekonomiky a růstem konkurence na českém trhu. Jinými slovy řečeno, v české ekonomice zřejmě dochází ke zvýšení růstu potenciálního HDP, jenž můžeme charakterizovat jako neinflační hospodářský růst.
Jak se tyto faktory odrazí v nové inflační prognóze a jaký závěr z toho vyplývá pro tvůrce měnové politiky? Očekáváme, že nová prognóza inflace zveřejněná po středečním zasedání bankovní rady nezaznamená dramatickou změnu od její poslední (červencové) verze. Zároveň předpokládáme, že říjnová prognóza bude opět konzistentní s trajektorií rostoucích úrokových sazeb. V této souvislosti si však lze klást otázku, jak moc se tyto implikované trajektorie růstu úrokových sazeb z října, července, dubna či dokonce až z ledna letošního roku vlastně liší? Dokáže na tuto otázku někdo odpovědět? Přesná (či alespoň trochu konkrétnější) znalost implikované trajektorie úrokových sazeb na trhu bohužel neexistuje, poněvadž Česká národní banka konkrétní výši modelovaných předpokladů úrokových sazeb, na nichž jsou postaveny její prognózy inflace, veřejnosti nesděluje. ČNB je s touto situací zřejmě spokojená, protože se jí daří být „transparentní“ (informovat o směru pohybu úrokových sazeb) a přitom de facto nic
konkrétnějšího o budoucím pohybu sazeb neprozradit. Trh však již je méně spokojen, protože formulace „prognóza je konzistentní s růstem úrokových sazeb“ neuvádí, jestli úroveň úrokových sazeb bude za rok vyšší o čtvrt, o půl či třeba až o tři procenta.
InflaInflaInflaInflačččční oní oní oní oččččekávání domácnoekávání domácnoekávání domácnoekávání domácností vstí vstí vstí v horizontu horizontu horizontu horizontu jednoho roku (v %)jednoho roku (v %)jednoho roku (v %)jednoho roku (v %)
0
1
2
3
4
5
6
XII.00
VI.01
XII.01
VI.02
XII.02
VI.03
XII.03
VI.04
Inflační očekávání domácností
Trend inflačních očekávánídomácností
Pramen: ČNB
Pokud bychom měli odhadovat výši základní úrokové repo sazby po skončení středečního zasedání bankovní rady ČNB, tak bychom se přiklonili k jejímu zvýšení o čtvrt procentního bodu na úroveň 2,75%. Avšak lze předpokládat, že toto zvýšení bude v letošním roce již poslední. Scénář zvýšení sazby opíráme o výše zmíněná dlouhodobá proinflační rizika, jenž převažují nad uvedenými protiinflačními riziky. Očekávání růstu sazeb lze navíc podpořit i stále vysokými inflačními očekáváními domácností, jenž se pohybují výrazně nad inflačním cílem ČNB, což žádného tvůrce měnové politiky nemůže nechat v klidu.
MMMMěěěěnový kurznový kurznový kurznový kurz
Měnový kurz koruny k euru ve třetím čtvrtletí letošního roku poprvé po pěti po sobě následujících čtvrtletích zaznamenal meziroční apreciaci. V průměru dosáhl úrovně 31,59 CZK/EUR oproti 32,17 CZK/EUR ve stejném období minulého roku. Během uplynulého čtvrtletí se měnový kurz pohyboval v pásmu zhruba ±1,5% kolem svého čtvrtletního průměru. To je relativně stabilní vývoj, ale na druhou stranu některé měny v regionu (např. maďarský forint nebo slovenská koruna) měly měnové kurzy ještě výrazně stabilnější.
Vývoj mVývoj mVývoj mVývoj měěěěnového kurzu nového kurzu nového kurzu nového kurzu ččččeské koruny a eura eské koruny a eura eské koruny a eura eské koruny a eura (levá osa) a (levá osa) a (levá osa) a (levá osa) a ččččeské a slovenské koruny (pravá eské a slovenské koruny (pravá eské a slovenské koruny (pravá eské a slovenské koruny (pravá osa)osa)osa)osa)
30,8
31
31,2
31,4
31,6
31,8
32
1.7.
2004
15.0
7.20
0427
.07.
2004
06.0
8.20
0418
.08.
2004
30.0
8.20
0409
.09.
2004
21.0
9.20
0404
.10.
2004
14.1
0.20
0477
77,5
78
78,5
79
79,5
80
80,5
CZK/EUR CZK/100SKK
PB
PB, HDP
PB
PB
Pramen: ČNB
Výkyvy v měnovém kurzu během čtvrtletí překvapivě nebyly příliš ovlivněny politickými událostmi. K největším krátkodobým výkyvům docházelo především v obdobích, ve kterých byla zveřejněna data o platební bilanci případně o růstu HDP (šipky na předchozím obrázku označují okamžiky zveřejnění měsíčních platebních bilancí). I když průměrný měnový kurz během celého čtvrtletí je ovlivněn zejména kapitálovými toky, existuje i nadále určitá vazba mezi kurzem a výsledky zahraničního obchodu. To dokumentuje vztah mezi meziroční procentní změnou měnového kurzu a meziroční změnou salda zahraničního obchodu se zbožím.
ZmZmZmZměěěěna salda zahranina salda zahranina salda zahranina salda zahraniččččního obchodu se zbožím ního obchodu se zbožím ního obchodu se zbožím ního obchodu se zbožím (v mld. CZK) a meziro(v mld. CZK) a meziro(v mld. CZK) a meziro(v mld. CZK) a meziročččční zmní zmní zmní změěěěna kurzu CZK/EUR na kurzu CZK/EUR na kurzu CZK/EUR na kurzu CZK/EUR (v %)(v %)(v %)(v %)
-15
-10
-5
0
5
10
15
20I II III IVI II III IVI II III IVI II
2001 2002 2003 2004
-8%
-6%
-4%
-2%
0%
2%
4%
6%
8%
10%
12%
14%
Meziroční změna salda obchodu se zbožím(levá osa, mld CZK)
Meziroční změna průměrného kurzuCZK/EUR (pravá osa)
Deficit státního rozpočtu za tři čtvrtletí letošního roku dosáhl úrovně 40,5 mld. korun a byl tak zhruba poloviční ve srovnání s deficitem za stejné období loňského roku. Ministr financí očekává, že deficit za celý rok bude nižší než původně prognózovaný. Hlavní příčinou tohoto poměrně příznivého vývoje je zvýšené inkaso daní a poplatků, které meziročně vzrostlo o 7,3%, a celkové příjmy vzrostly dokonce o 9,6%. Přestože vývoj příjmů je v každém roce ovlivněn množstvím specifických faktorů, je patrný vztah mezi nominálními příjmy na straně jedné a nominálním HDP na straně druhé. Na následujícím obrázku jsou zachycena meziroční tempa růstu ročních kumulovaných příjmů státního rozpočtu a ročního kumulovaného HDP zpožděného o tři čtvrtletí. Vzhledem k uvedenému zpoždění a vzhledem k aktuálnímu růstu HDP lze tak očekávat dobrý vývoj příjmů i v následujících měsících.
Pro celý rok Ministerstvo financí ČR zatím předvídá, že letošní deficit veřejných financí dosáhne v metodologii ESA95 4,8% HDP. Pro následující rok již Poslanecká sněmovna schválila deficit státního rozpočtu ve výši 83,6 mld. korun, ale o detailní struktuře
rozpočtu se budou ještě vést další jednání. Uvedený deficit bude představovat necelá 3% HDP, ale celkový deficit veřejných financí podle ESA95 by se měl oproti letošní úrovni snížit pouze minimálně na 4,7% HDP. Na výdajové straně by veřejné rozpočty měly ušetřit díky zpřísnění vyplácení některých sociálních dávek a díky snižování počtu zaměstnanců ve veřejném sektoru. Výrazný růst výdajů v příštím roce se bude týkat dluhové služby (zhruba o 30%), což je způsobeno jak rostoucím objemem dluhu, tak i vyššími úrokovými sazbami. Příští rok dojde již k daňovému zvýhodnění na vyživované dítě, které bude mírně snižovat inkaso daně z příjmu fyzických osob. Plánované zkrácení odpisové doby bude mít dopad především na inkaso daně z příjmu právnických osob, které však vstoupí v platnost až od roku 2006.
RRRRůůůůst nominálních pst nominálních pst nominálních pst nominálních přřřříjmíjmíjmíjmůůůů státního rozpo státního rozpo státního rozpo státního rozpoččččtu a tu a tu a tu a nominálního HDP (mezironominálního HDP (mezironominálního HDP (mezironominálního HDP (meziročččční zmní zmní zmní změěěěna na na na kumulovaných rokumulovaných rokumulovaných rokumulovaných roččččních údajních údajních údajních údajůůůů v % v % v % v %;;;; r r r růůůůst HDP je st HDP je st HDP je st HDP je zpoždzpoždzpoždzpožděěěěný o tný o tný o tný o třřřřiiii ččččtvrtletí)tvrtletí)tvrtletí)tvrtletí)
Česká ekonomika ve druhém čtvrtletí letošního roku dále akcelerovala a její růst překročil hranici 4%, což je tempo v ČR dosahované pouze zřídka. Na růstu se zřejmě nejvíce podílela odvětví průmyslu a stavebnictví (podrobnější údaje o vývoji přidaných hodnot v jednotlivých odvětvích prozatím nejsou k dispozici). V rámci průmyslu byl vývoj mezi jednotlivými odvětvími značně diferencovaný. Nejvíce k růstu průmyslu přispěla výroba kovů a kovodělných výrobků, která byla podpořena vývojem na světových trzích. Z hlediska užití byl největším akcelerátorem růstu HDP vývoj investic do fixního kapitálu a k němu přispíval i růst zásob. To naznačuje, že růst poptávky je firmami hodnocen jako trvalý a vede k rozšiřování kapacit. Naopak podprůměrný růst vykázala spotřeba domácností i spotřeba vlády. Růst spotřeby domácností, jakožto nejdůležitější složky užití produkce, dokonce mírně poklesl ve srovnání s prvním čtvrtletím. Růst maloobchodních tržeb zůstává pomalý, ale, jak se ukazuje na minulých datech, vztah mezi spotřebou domácností a maloobchodními tržbami je překvapivě poměrně slabý. Negativní byl i příspěvek zahraničního obchodu, jehož bilance se sice zlepšovala v běžných cenách, to však byl důsledek především příznivých směnných relací. Velmi vysokým tempem (dokonce nejvyšším za posledních sedm let) rostla i produktivita práce chápaná jako produkt na
pracovníka. To je však pravděpodobně způsobeno pomalou reakcí na trhu práce, protože navzdory nadprůměrnému tempu růstu produktu stále ještě nedocházelo ke zvyšování zaměstnanosti. Nicméně alespoň došlo k zastavení jejího poklesu a dochází již i k mírnému meziročnímu zvyšování volných pracovních míst, což je pro období nadprůměrného ekonomického růstu obvyklé.
Hladina spotřebitelských cen jednoznačně překvapila svým mírným růstem. Navzdory výraznému zvýšení korunové ceny ropy byla cenová hladina na konci třetího čtvrtletí nižší, než se původně očekávalo. Naproti tomu rekordních přírůstků dosáhl index cen průmyslových výrobců, který byl ovlivněn především vývojem cen kovů a cen ropy. Ve střednědobém horizontu spotřebitelskou inflaci budou ovlivňovat protichůdné faktory. Na jednu stranu dojde k odeznění daňových úprav z počátku letošního roku, ale na druhou stranu je zde možná transmise vysoké inflace průmyslových výrobců do spotřebitelských cen. Ve třetím čtvrtletí opět došlo ke zvýšení dvoutýdenní repo sazby o čtvrt procentního bodu, což spolu s mírnou meziroční apreciací měnového kurzu vedlo ke zpřísnění měnových podmínek. I když trh očekává, že do konce tohoto roku dojde ještě k jednomu zvýšení repo sazby, nižší než očekávaný růst spotřebitelských cen korigoval představu o úrokových sazbách ve střednědobém horizontu směrem dolů.
2002200220022002 2003200320032003 2004200420042004 Ukazatele Ukazatele Ukazatele Ukazatele ČČČČR a jejich prognózaR a jejich prognózaR a jejich prognózaR a jejich prognóza 1998199819981998 1999199919991999 2000200020002000 2020202001010101 2002200220022002 2003200320032003
2002200220022002 2003200320032003 2004200420042004 UUUUkazatele kazatele kazatele kazatele ČČČČR a jejich prognózaR a jejich prognózaR a jejich prognózaR a jejich prognóza 1998199819981998 1999199919991999 2000200020002000 2001200120012001 2002200220022002 2003200320032003
IR z nových úvěrů / IR on New Credits %, průměr / average 14,69 8,60 6,88 6,31 4,80 3,73 4,50 4,31 3,92 3,93 3,46 3,63 3,87 4,07 4,104,104,104,10 4,804,804,804,80
CZK/EUR průměr / average 35,85 36,88 35,61 34,08 30,81 31,84 30,25 30,85 31,63 31,47 32,17 32,09 32,85 32,03 32,0032,0032,0032,00 31,5031,5031,5031,50
CZK/USD průměr / average 32,27 34,60 38,59 38,04 32,74 28,23 30,74 30,88 29,48 27,73 28,61 27,01 26,28 26,60 26,0026,0026,0026,00 26,2026,2026,2026,20
Pramen / Source: ČSÚ, ČNB, MPSV a MF ČR; Predikce / Forecasts: NEWTON Group. Obecné / General Note: y/y znamená meziroční změnu ukazatele / y/y indicates year-on-year changes. Poznámka 1 / Note 1: Údaj ke konci období / End of the period. Poznámka 2 / Note 2: Údaj zahrnuje operace státních finančních aktiv (včetně bývalé KoB) / Including operations with state financial assets. Poznámka 3: Do roku 2001 (včetně) průmyslová produkce podle stálých vah roku 1995; ostatní údaje podle stálých vah roku 2000. Note 3: Until 2001, according to the weighting scheme of 1995. Other data according to the weighting scheme of 2000. Poznámka 4 / Note 4: U čtvrtletních údajů podíly za kumulované údaje / Quarterly ratios are calculated on annualised base. Poznámka 5 / Note 5: Údaje za roky 1998-1999 jsou založeny na nerevidovaných údajích HDP / Data for 1998-1999 are based on non-revised data of GDP.
