Dopad zavedení eura na ekonomický r st v R

MENDELOVA ZEMĚDĚLSKÁ A LESNICKÁ UNIVERZITA V BRNĚ

PROVOZNĚ EKONOMICKÁ FAKULTA

Dopad zavedení eura na ekonomický růst v ČR Svatopluk Kapounek Jitka Poměnková Luboš Střelec Klára Vitásková

DISKUSNÍ PŘÍSPĚVEK EKONOMICKÉHO KROUŽKU VÝZKUMNÉHO CENTRA PEF

BRNO, 19.11.2007

1.

Dopad zavedení společné měny euro na ekonomický růst

Ukazatele ekonomického růstu (dále bude uvažován růst hrubého domácího produktu, HDP) nám poskytují nejen informace o výkonnosti dané ekonomiky, ale v dlouhém období odráží především změnu životního standardu obyvatel. Se zvyšujícím se dlouhodobým ekonomickým růstem se bude zvyšovat příjem na obyvatele. Lidé žijící v České republice tak budou moci spotřebovávat více statků a služeb, čímž poroste kvalita jejich života. Jak je zřejmé z Tab. 1, obyvatelé České republiky mají ve srovnání s ostatními členskými státy Evropské unie nižší střední příjem.1 Tab. 1 Vybrané Evropské země podle výše příjmů obyvatel Skupina zemí s vysokým příjmem

HDP na obyv atele v PPS Země (EU25 = 100%) 120% a v yšší

s vyšším středním příjmem

100-119%

s nižším středním příjmem

50-99%

s vnízkým příjmem

méně než 50%

Lucembursko, Norsko, Irsko, Island, Švýcarsko, Nizozemí, Rakousko, Dánsko Belgie, Spojené království, Švédsko, Finsko, Německo, Francie, Itálie Španělsko, Kypr, Řecko, Slovinsko, Česká republika, Portugalsko, Malta, Maďarsko, Estonsko, Slovensko, Litva, Polsko Lotyšsko, Chorv atsko, Rumunsko, Bulharsko, Turecko, Makedonie

Pramen: ČSÚ (2008), rozdělení zemí na čtyři skupiny je provedeno dle metodické příručky Eurostatu a OECD dle výše HDP na obyvatele v paritě kupní síly.

Tato kapitola není zaměřena na krátkodobé výkyvy ekonomického růstu v důsledku zavedení společné měny euro v řádu měsíců či několika prvních let. Cílem je identifikovat její dlouhodobý dopad na ekonomický růst v České republice, a tedy především na kvalitu života jejích obyvatel v časovém horizontu více než pětiletém. Přijetí společné měny euro lze považovat za změnu ve struktuře ekonomiky (strukturální změnu), která významným způsobem ovlivní produktivitu jejích výrobních faktorů a má tedy vliv na její dlouhodobý ekonomický růst. Cílem této kapitoly je odpověď na otázku, zda přijetí společné měny euro má pozitivní či negativní vliv na dlouhodobý ekonomický růst. Diskuse na téma dopadu přijetí eura ze strany České republiky na ekonomický růst není jednoduchá, neboť přínosy se začleněním do eurozóny nelze přímo kvantifikovat. Neexistuje „laboratoř“, ve které by bylo možné přijetí společné 1

Nižší střední příjem je definován prostřednictvím mezinárodního srovnávacího indexu HDP v paritě kupní síly ve výši 50–99, přičemž základ ve výši 100 je dán průměrnou výší příjmů na obyvatele z 30 členských zemí OECD (Eurostat-OECD, 1996)

2

evropské měny simulovat a veškeré důsledky následně vyhodnotit. Analýzu dopadu začlenění České republiky do eurozóny na její ekonomický růst lze založit buď na logických úvahách, domněnkách a předpokladech (ekonomických teoriích) nebo na zkušenostech se zavedením eura v ostatních zemích, stávajících členských státech eurozóny. Následující kapitoly využívají obou přístupů, teoretického i empirických analýz. Podkapitola 1. uvádí hlavní teoretické aspekty související s dopadem otevřenosti ekonomiky na ekonomický růst, podkapitola 2. se zabývá vybranými specifickými faktory majícími vliv na ekonomický růst v České republice a v podkapitole 3. je analyzován dopad zavedení společné měny euro ve vybraných současných členských státech eurozóny. Box 1 Kvantifikace vlivu zavedení společné měny euro na mezinárodní obchod a dlouhodobý ekonomický růst Ekonomické teorie i praktické zkušenosti jednotlivých zemí poukazují na fakt, že země, které jsou více zapojeny do mezinárodní obchodní výměny, rostou rychleji. Nárůst zahraničního obchodu (jak exportu, tak i importu) má pozitivní vliv na zvyšování produktivity a následně i hospodářský růst díky: Zvyšování konkurenčního tlaku – domácí firmy jsou s růstem otevřenosti ekonomiky vystaveny většímu konkurenčním tlakům nejen od domácích, ale i zahraničních konkurentů. V důsledku čehož dochází k efektivnějšímu využívání zdrojů, snižování marží firem, snižování spotřebitelských cen, a nekonkurenceschopné firmy jsou nuceny opustit trh. Úsporám z rozsahu – kdy firmy mohou díky větší poptávce na zahraničních trzích vyrábět větší množství produkce při nižších jednotkových nákladech. V případě malé a zcela uzavřené ekonomiky, která se neúčastní mezinárodního obchodu, jsou domácí firmy vystaveny pouze domácí poptávce. V takovéto ekonomice se např. firma vyrábějící automobily nepustí do výstavby nové plně automatizované továrny, pokud prodá jen 10 automobilů ročně (to je raději bude i nadále vyrábět ručně). Naopak pokud by tato firma byla v otevřené ekonomice a měla možnost své výrobky i exportovat, prodala by ročně 200 000 automobilů. V tomto případě je mnohem efektivnější postavit novou výrobní továrnu, což firmě umožní prodávat automobily za nižší cenu než při ruční výrobě.

Inovacím – které firmám umožňují přežít ve vysoce konkurenčním prostředí. A obdobně jako u úspor z rozsahu se firmy spíše pustí do inovačního procesu, pokud jeho výsledky budou moci uplatnit na velkém trhu (tj. zahraničním i domácím). Šíření nových technologií – zahraniční obchod umožňuje snadnější přístup k novým technologiím. Domácí firmy tak nejsou vždy nuceny podstupovat rizikový a nákladný

3

proces výzkumu a vývoje nové technologie (aneb nemusí vynakládat zdroje na něco, co už před nimi někdo vyvinul). Přímým zahraničním investicím – míra otevřenosti ekonomiky může ovlivnit i množství přímých zahraničních investic, které do ní přitékají. Například pro zahraniční firmu zvažující výstavbu nové výrobní továrny v ČR může být rozhodující volný přístup na okolní zahraniční trhy, kde může nakupovat potřebné vstupy do výroby i uplatňovat svou finální produkci. Otázkou ale zůstává, jak velký pozitivní efekt společné měny na nárůst obchodní výměny a hospodářský růst lze v případě států eurozóny očekávat. Kvantifikace vlivu společné měny na zahraniční obchod, tzv. Roseův efekt – evidence z doby před vytvořením eurozóny Bouřlivou debatu o vlivu společné měny na zahraniční obchod zahájil v roce 2000 průkopnický článek A. K. Rose, který na základě kvantitativní empirické analýzy 186 zemí v období let 1970 – 1990 identifikoval zvýšení objemu zahraničního obchodu v souvislosti se vstupem země do měnové unie ve výši 235 %. (Rose, 2000) Výsledek uvedené studie ale bohužel není zobecnitelný, natož použitelné pro budoucí členské státy eurozóny. Většina analyzovaných zemí byla totiž velmi malých a málo ekonomicky rozvinutých a nedají se tak se státy EU srovnávat. Kritické připomínky nejen vstupních dat, ale také vlastních modelů, vedly Rose k sérii nových „opravných“ studií. Spolu s van Wincoopem provedl revizi modelu, která přispěla ke snížení efektu na 148 %, přičemž možný nárůst zahraničního obchodu u států eurozóny byl vzhledem k jejich současné ekonomické vyspělosti a propojenosti odhadován na 50 %. (Rose, Van Wincoop, 2001) O rok později byla publikována společná studie Frankela a Rose, ve které se tito autoři zabývali vlivem měnových unií na zahraniční obchod a HDP. Dle jejich zjištění účast v měnové unii zvyšuje zahraniční obchod se členy této měnové unie o 290 %, aniž by přitom došlo k poklesu zahraničního obchodu se zbytkem světa, přispívá k větší míře otevřenosti ekonomiky a ke zvyšování životního standardu obyvatel. Přičemž nárůst míry otevřenosti ekonomiky o 1 procentní bod by měl způsobit nárůst HDP na obyvatele o 1/3 procentního bodu během následujících dvaceti let. (Frankel, Rose, 2002) Mechanismus působení zahraničního obchodu na zvyšování životní úrovně obyvatel dle studie Frankela a Rose (2002) si můžeme ukázat na následujícím teoretickém příkladu: Otevřenost ekonomiky vůči Eurozóně (EX+IM)/HDP Životní úroveň obyvatel (HDP/obyvatele)

ČR před vstupem do eurozóny

ČR 20 let po vstupu do eurozóny

130 % HDP

507 % HDP

16 000 EUR

35 920 EUR

4

Předpokládejme, že v okamžiku vstupu ČR do eurozóny bude činit zahraniční obchod s eurozónou 130 % HDP. Pokud nastane Roseův efekt ve výší 290 %, dojde ke zvýšení zahraničního obchodu s eurozónou na 507 % HDP (130 + 130 * 2,9 = 130 + 377 = 507). Jestliže se každé navýšení otevřenosti ekonomiky o jeden procentní bod projeví zvýšením ukazatele HDP/obyvatele o 0,33 procentního bodu, pak vstup ČR do eurozóny za těchto podmínek bude znamenat nárůst HDP/obyvatele o 124,5 % (377 * 0,33 = 124,5). Během 20 let po vstupu do eurozóny, by mělo jen díky nárůstu zahraničního obchodu vlivem eura (od ostatních faktorů bylo abstrahováno) dojít ke zvýšení životního standardu obyvatel ČR o 124,5 %, tj. z 16 000 euro na 35 920 euro (vyjádřeno v reálných cenách). Bohužel, výše uvedený příklad nelze považovat pro Českou republiku za relevantní. Pro výpočet byly použity výsledky studie Frankela a Rose (2002), v jejichž analyzovaném vzorku zemí bylo mnoho malých, rozvojových ekonomik, v jejichž případě skutečně došlo po přijetí společné měny k nárůstu otevřenosti o desítky či stovky procent (např. z 10 % na 40 % HDP). Stejný efekt nelze ale očekávat v případě České republiky, která je již v dnešní době velmi otevřenou ekonomikou, a to zejména vůči státům eurozóny, potažmo EU. Proto jakýkoliv model založený na historických zkušenostech jiných zemí nemá patřičnou vypovídací schopnost. Pro ilustraci vývoje tzv. Roseova efektu v čase je uveden následující přehled. Tab. 2 Přehled vybraných Roseových studií o vlivu společné měny na zahraniční obchod Autor Rose Rose, van Wincoop Frankel, Rose Glick, Rose Rose, Stanley

Vliv na zahraniční obchod 235 % 148 % 290 % 92 % 30 - 90 %

Rok publikace 2000 2001 2002 2002 2004

Zkoumané období 1970–1990 1970–1995 1970–1995 1948–1997 meta-analýza 34 studií

Kvantifikace vlivu společné měny euro na zahraniční obchod První empirické studie zabývající se vlivem eura na zahraniční obchod se začaly objevovat krátce po zavedení hotovostního eura v roce 2002 a byly zejména reakcemi na Roseovy práce, které se snažily potvrdit či vyvrátit. Tyto studie vznikaly velmi krátce po vytvoření eurozóny, a proto neměly pro analýzu k dispozici dostatečně dlouhé časové řady údajů, a navíc často obsahovaly ještě mnoho chyb v samotném ekonometrickém zpracování, které vedly k nadhodnocení získaných výsledků (Baldwin, 2006). Většina odhadů euro-efektu na zahraniční obchod se pohybuje v těchto studiích v rozmezí 4 – 30 %.

5

Flam, Nordström (2006)

Gil-Pareja, Llorca-Vivero, MartinezSerrano (2008) Belke, Spies (2007)

Faruqee (2004)

0

De Nardis, De Santis, Vicarelli (2007)

10

De Sousa, Lochard (2004)

20

Bun, Klaassen (2004)

30

Flam, Nordström (2003)

40

Bun, Klaassen (2002)

50

Micco, Stein, Ordoñez (2003)

60

Baldwin, De Nino (2006)

70

De Nardis, Vicarelli (2003)

Nárůst obchodní vým ěny v %

80

Berger, Nitsch (2004)

Baldwin, Skudelny, Tagliony (2005)

90

Bun, Klaassen (2007)

100

Baldwin, DiNino, Fontagné, De Santis, Tagliony (2008)

Obr. 1 Vliv eura na velikost zahraničního obchodu mezi státy eurozóny dle vybraných studií

Pozn: V případě, že byla velikost efektu autory udávána v rámci určitého intervalu, byla pro zobrazení výsledků v grafu vybrána střední hodnota z tohoto intervalu.

V případě, kdy Berger a Nitsch (2004) použili pro analýzu dlouhé časové řady, zjistili, že vliv eura se nijak nevymyká z pozitivního vlivu ekonomické integrace, která probíhá již od založení Společenství v 50. letech. Z výsledků posledních studií (Baldwin et al. 2008) vyplývá, že vliv eura na nárůst zahraničního obchodu mezi státy eurozóny je pozitivní a pohybuje se kolem 5 %. Navíc nedochází k poklesu obchodní výměny mezi státy mimo eurozónu. Ve srovnání s prvotním odhadem Rose (235 %) se jedná o velmi malý nárůst zahraničního obchodu, ale je nutné si uvědomit, že státy eurozóny jsou velmi ekonomicky vyspělé a propojené a účastní se společně i jiných fází ekonomické integrace (celní unie, jednotný vnitřní trh), které mají výrazný pozitivní vliv na nárůst obchodní výměny, a samotná eurozóna existuje teprve od roku 1999.

1.1.

Proces začlenění do eurozóny a jeho dopad na ekonomický růst

Vlastní projekt měnové unie, a tedy i zavedení společné měny, je pokračováním procesu evropské integrace, procesu prohlubování mezinárodní spolupráce a odbourávání bariér zahraničního obchodu. Mezi nevyvratitelné přínosy patří zejména snížení transakčních nákladů, zlepšení transparentnosti cen a minimalizace

6

kurzového rizika. Všechny tyto zmíněné faktory přímo souvisí se zapojením ekonomiky do mezinárodně obchodních vztahů. Zavedení společné měny euro tak povede k efektivnější alokaci výrobních zdrojů mezi jednotlivými státy, k růstu objemu investic a zvýšení produktivity práce a dalších faktorů majících vliv na dlouhodobý ekonomický růst. Tab. 3 Velikost spotřebitelského trhu ve vybraných zemích Agregátní domácí poptávka za Počet obyvatel v roce 2007 rok 2007 (ceny roku 2000) v mil.EUR Česká republika Eurozóna Belgie Německo Irsko Řecko Španělsko Francie Itálie Kypr Lucembursko Nizozemí Malta Rakousko Portugalsko Slovinsko Finsko

82 952,2 7 543 946,3 278 092,5 2 080 321,3 126 240,6 214 426,6 871 380,7 1 667 257,3 1 289 714,0 13 573,9 21 705,3 5 060,3 434 764,0 225 538,5 144 019,5 29 091,4 148 241,0

v % vůči Eurozóně 1% 100% 4% 28% 2% 3% 12% 22% 17% 0% 0% 0% 6% 3% 2% 0% 2%

10 287 319 589 10 584 82 314 4 314 11 171 44 474 63 392 59 131 778 476 407 16 357 8 298 10 599 2 010 5 276

189 895 534 906 634 740 631 140 287 684 187 810 992 923 095 377 955

v % vůči Eurozóně 3% 100% 3% 26% 1% 3% 14% 20% 19% 0% 0% 0% 5% 3% 3% 1% 2%

Pramen: Eurostat

Otázkou ale zůstává, jakým způsobem budou dlouhodobé přínosy z vyšší otevřenosti ekonomiky rozděleny mezi země využívající společnou měnu. Tedy zda vůbec a v jaké míře může Česká republika zmíněných přínosů využít. Podle teorie reciproční poptávky má vývoz z malé ekonomiky (např. z České republiky) mnohem větší šanci najít své spotřebitele v zahraničí, než je tomu u velkých ekonomik. Důvodem je mnohem větší počet potenciálních kupujících, a tedy i vyšší poptávka, kterou nabízí zahraniční trh oproti trhu domácímu. Díky vyšší poptávce v zahraničí je možné, aby malá ekonomika získala z uskutečnění obchodních transakcí ze směny mnohem vyšší hodnotu/cenu, než by dosáhla za nezměněných podmínek na domácím trhu. Čím větší je přitom potenciální poptávka, tím vyšší cenu je možné za tuzemské zboží na zahraničních trzích získat. Výnosy se budou zvyšovat s mírou zapojení do zahraničněobchodních vztahů, a tedy i s mírou odstraňování bariér zahraničního obchodu, ke kterým zavedení společné měny euro patří.

7

S mírou odstranění bariér zahraničního obchodu budou tuzemští spotřebitelé, tedy naše domácí poptávka, vystavena nabídce zahraničního zboží mnohem více. Ve srovnání s velkou zahraniční nabídkou je ale poptávka v České republice relativně malá. Jak je patrné z Tab. 3, agregátní poptávka České republiky tvoří pouze malý zlomek agregátní poptávky eurozóny. Dle teoretických předpokladů by tuzemští spotřebitelé měli využívat mnohem nižších cen při spotřebě dováženého zboží a tuzemští výrobci nižších nákladů při spotřebě dovážených surovin a meziproduktů. Zvýšením výnosů z vývozu a snížením nákladů na dovoz poroste čistý vývoz (rozdíl mezi vývozem a dovozem), a tedy i výstup ekonomiky, aniž by docházelo ke zvyšování zahraničního zadlužení (podrobněji o teorii reciproční poptávky Box 2). Box 2 Vztah mezi otevřeností ekonomiky a čistým vývozem Teorie reciproční poptávky (Stuart Mill, 1806–1873) vychází z principu rozdílných nákladů na výrobu zboží. Pokud by náklady na výrobu nebyly různé, neexistoval by motiv pro mezinárodní obchod a dělbu práce. Poměr výrobních nákladů se nazývá mezinárodním směnným poměrem. Cena zboží na mezinárodním trhu ale přitom není určena pouze náklady, ale také vzájemnou poptávkou spotřebitelů, reciproční poptávkou. Čím více se cena zboží daná reciproční poptávkou vzdaluje od mezinárodního směnného poměru, tím více se přesunuje výnosnost zapojení do zahraničního obchodu mezi zeměmi od rovnováhy ve prospěch země jedné a neprospěch země druhé. (Holman a kol., 2001) Na výběrovém souboru ročních dat 30 států OECD2 v období let 1970–2005 byla vypočtena otevřenost ekonomiky jako podíl součtu absolutních hodnot dovozu a vývozu na HDP. Z Obr. 2 popisujícího jednoduchý regresní vztah, a tedy závislost čistého exportu na otevřenosti ekonomik, je patrné, že větší výhodu ze zapojení do mezinárodního obchodu (vyšší čistý vývoz) získávají země vykazující vyšší stupeň otevřenosti. Vyšší otevřenost přitom vykazují malé ekonomiky, mezi které patří i Česká republika. Z teorie reciproční poptávky i provedené empirické analýzy lze vyvodit, že odstraněním bariér zahraničního obchodu (přijetím společné měny euro) lze dlouhodobě zvýšit čistý vývoz, a to zejména v malých ekonomikách, které vykazují vyšší otevřenost, a přispět tak k trvalé výhodě plynoucí ze zapojení do zahraničního obchodu a zprostředkovaně pak k dlouhodobému a ekonomickému růstu.

2

Mezi země OECD, které vstoupily do analýzy, patří Austrálie, Rakousko, Belgie, Kanada, Česká republika, Dánsko, Finsko, Francie, Německo, Řecko, Maďarsko, Island, Irsko, Itálie, Japonsko, Korea, Lucembursko, Mexiko, Nizozemí, Nový Zéland, Norsko, Polsko, Portugalsko, Slovensko, Španělsko, Švédsko, Švýcarsko, Turecko, Velká Británie a Spojené státy americké.

8

Obr. 2 Vztah mezi otevřeností ekonomiky a čistým vývozem 0,25 0,2

čistý export

0,15 0,1 0,05 0 -0,05 0

0,5

1

1,5

2

-0,1

2,5

3

3,5

y = 0,054x - 0,0291 R2 = 0,221

-0,15 -0,2

otevřenost ekonomiky

Pramen: Databáze OECD.

Z pohledu teoretického nemají na dlouhodobý ekonomický růst pozitivní vliv pouze výnosy z vyšších čistých vývozů, ale i další faktory blíže popisované v ostatních kapitolách této studie, ke kterým patří především zvýšení efektivity využití zdrojů a tím zvýšení produktivity výrobních faktorů, snížení rizik vnějších šoků spojených s výkyvy měnových kurzů a krizí vnější rovnováhy. Uvedené přínosy mohou být ovšem výrazně redukovány růstem cenové hladiny. Dle uvedených teoretických předpokladů je pravděpodobné, že v České republice, malé otevřené ekonomice, zavedení společné měny přispěje v dlouhém období ke zvýšení výstupu ekonomiky. Zvýšení reálného výstupu ekonomiky by mělo mít pozitivní vliv na reálné příjmy obyvatel, zprostředkovaně na reálnou agregátní spotřebu a dlouhodobý ekonomický růst.

1.2.

Ekonomický růst v České republice a vybraná specifika související s přijetím společné měny euro

Ze stávajících členských států eurozóny je Česká republika jednou z mála zemí, která prošla transformací z centrálně plánované ekonomiky na ekonomiku tržní. Ekonomický růst tak byl v historii ovlivněn liberalizací cen a zahraničního obchodu, směnitelností koruny, privatizací, reformami daňové soustavy, deregulací bankovního systému a postupným utvářením kapitálového trhu doprovázeným restriktivní měnovou politikou a kotvou vnější stability v podobě fixního měnového kurzu. Významnou roli sehrála také měnová krize v důsledku vnější nerovnováhy v roce 1997. Všechny zmíněné skutečnosti ovlivnily významným způsobem strukturu dané ekonomiky i hlavní determinanty ekonomického růstu v České republice.

9

Následující text popisuje vybrané faktory, kterých se zavedení společné měny euro přímo dotýká a prostřednictvím kterých může začlenění do eurozóny ovlivnit dlouhodobý ekonomický růst v České republice.

1.2.1.

Investice a investiční cyklus

Míra investic představuje v České republice cca 30 % HDP. Jak ukazuje Obr. 3, meziroční změna hrubé tvorby fixního kapitálu vykazuje téměř trojnásobnou variabilitu než meziroční růst HDP. Je tak zřejmé, že investice nemají vliv pouze na dlouhodobý ekonomický růst, ale podílí se významným způsobem na hospodářském cyklu, i když se mnohdy projevuje vůči růstu HDP asymetricky. Obr. 3 Vývoj investic v České republice 18

8

2006q03

2005q04

2005q01

2004q02

2003q03

2002q04

2002q01

2001q02

2000q03

1999q04

1999q01

1998q02

-7

1997q03

-2

1996q04

3

1996q01

meziro ční změna (%)

13

-12

Hrubá tvorba fixního kapitálu

HDP

Pramen: Eurostat.

Porovnáme-li meziroční změnu hrubé tvorby fixního kapitálu ve vybraných státech eurozóny, můžeme říci, že variabilita daného ukazatele je i v těchto státech srovnatelná. Obr. 4 ale poukazuje na jinou významnou skutečnost. Investiční cyklus se v České republice v letech 1996–2002 vyvíjel oproti ostatním zemím výrazně asymetricky, což může výrazným způsobem ovlivnit přínosy zavedení společné měny a zvýšit náklady integračního procesu. Rozkolísanost investičních cyklů zvyšuje pravděpodobnost výskytu asymetrických šoků, a to zejména na poptávkové straně ekonomiky (více o významu asymetrických šoků v eurozóně uvádí Box 4). Od roku 2003 ale dochází k postupnému sbližování investičních cyklů vybraných států.

10

Obr. 4 Hrubá tvorba fixního kapitálu ve vybraných členských státech eurozóny a v ČR 20

10 5

2007q01

2005q03

2004q01

2002q03

2001q01

1999q03

1998q01

1996q03

1995q01

-5

1993q03

0

1992q01

meziroční změna (%)

15

-10 -15 Německo

Itálie

Rakousko

Česká republika

Pramen: Eurostat.

Výrazný nárůst meziroční změny tvorby hrubého fixního kapitálu po zavedení eura je přitom možné sledovat pouze v Německu. V Itálii a Rakousku se nárůst projevil pouze mírný. Ani v jedné z analyzovaných zemí se však neprojevil pokles míry hrubé tvorby fixního kapitálu. Propad investic ve všech sledovaných zemích v letech 2004 až 2005 lze přitom spojovat s krátkodobým poklesem celosvětového ekonomického růstu. Nárůst investic v letech 2005 až 2007 tak nelze přímo přikládat zavedení eura. I když nebyl identifikován významný pozitivní vliv zavedení eura na objem investic, nelze říci, že vstup České republiky do eurozóny by mohl znamenat jejich pokles.

1.2.2.

Míra nezaměstnanosti, produktivita práce a souhrnná produktivita výrobních faktorů

Míra nezaměstnanosti a produktivita výrobních faktorů má přímý vliv na dlouhodobý ekonomický růst a na zvyšování životní úrovně, reprezentované v úvodu této části studie. Veškeré teoretické předpoklady související s růstem efektivity trhů i využitím výrobních faktorů po zavedení společné měny euro hovoří jasně o pozitivním vlivu nejen na míru nezaměstnanosti, ale také na souhrnnou produktivitu výrobních faktorů. Jakým způsobem se tyto ukazatele vyvíjely po zavedení eura v Německu, Itálii a Rakousku? V letech 1999–2007 zaznamenalo Německo mírný nárůst nezaměstnanosti. Tento nárůst je ale možné identifikovat pouze v krátkém období bezprostředně po zavedení společné měny euro. V delším období lze identifikovat klesající trend. V případě Itálie je zřejmý klesající trend již od roku 1998. U Rakouska není možné vyslovit jednoznačný závěr.

11

Obr. 5 Míra nezaměstnanosti ve vybraných členských státech eurozóny 12

míra nezam ěstnanosti (%)

11 10 9 8 7 6 5 4 3

Německo

Itálie

Rakousko

2006q01

2004q03

2003q01

2001q03

2000q01

1998q03

1997q01

1995q03

1994q01

1992q03

2

Česká republika

Pramen: Eurostat.

Tab. 4 Souhrnná produktivita výrobních faktorů E U -15 B e lgie Č esk á re p. D án sk o F insk o F ran c ie Irsk o Itá lie Lu c em bu rsk o N ěm e ck o N iz oz em í P o rtuga lsk o R ak o usk o Ř ec k o Š p an ělsk o Š v éd sko V e l.B ritánie

19 96 -20 04 0,7 0,8 1,5 1 2,3 0,9 3,1 0,2 0,7 0,4 0,8 0,2 0,7 1,9 0,9 1,8 1,2

199 6-1 99 9 0,9 0,9 0,4 1,2 2,9 1,3 4 0,6 2,1 0,4 1,2 1,2 1,1 1,5 1,3 2,2 1,2

2 000 -20 04 0 ,5 0 ,8 2 ,3 0 ,9 1 ,9 0 ,6 2 ,4 -0,1 -0,3 0 ,4 0 ,4 -0,5 0 ,3 2 ,3 0 ,1 1 ,5 1 ,2

Pramen: Kadeřábková a kol. (2007, s. 35).

Vliv zavedení společné měny euro na nezaměstnanost je tedy diskutabilní. Teoretické domněnky vyslovené v kapitole 1.1 této části studie hovoří o přínosech v podobě zvýšení produktivity výrobních faktorů. Dostupnost dat nám bohužel dovoluje analyzovat pouze velmi krátké období zavedení eura, ve kterém se u všech zakládajících členských států eurozóny projevil pokles v souhrnné produktivitě výrobních faktorů (Tab. 6). Tomuto závěru nahrává fakt, že ve Velké Británii, kde nebyla zavedena společná měna, nedošlo k poklesu souhrnné produktivity výrobních faktorů. Příčiny uvedeného vývoje lze v krátkém období hledat v jednorázových nákladech se zavedením společné měny (více o jednorázových nákladech pojednává kapitola Chyba! Nenalezen zdroj odkazů. a Chyba! Nenalezen zdroj odkazů.) a neměly by se tedy významně projevit v dlouhodobém ekonomickém růstu. Na základě provedené analýzy ovšem nelze ani očekávat významný pozitivní vliv zavedení společné měny euro na růst souhrnné produktivity výrobních faktorů.

12

Neuvažujeme-li Irsko, Česká republika vykazuje nejvyšší míru růstu souhrnné produktivity výrobních faktorů ze všech analyzovaných zemí. (Více o významu souhrnné produktivity výrobních faktorů jako zdroje dlouhodobého ekonomického růstu uvádí Box 3). Box 3 Vysvětlení pojmu Souhrnná produktivita výrobních faktorů vyjadřuje poměr mezi výstupem ekonomiky (HDP) a souhrnem vstupů všech výrobních faktorů (především práce a fyzický kapitál). Potenciální výstup ekonomiky, tedy dlouhodobý ekonomický růst je pak dán objemem výrobních faktorů a jejich produktivitou. Vysoká produktivita výrobních faktorů pak determinuje nejen aktuální výši produkce ekonomiky, tedy i příjmy jejich občanů, ale prostřednictvím produkce dalšího fyzického kapitálu (výrobní haly, strojní zařízení, …) ekonomický růst v čase budoucím.

1.2.3.

Poptávkové a nabídkové šoky

V souvislosti s procesem evropské integrace a začleněním České republiky do eurozóny lze očekávat vyšší míru propojenosti hospodářského cyklu České republiky s členskými zeměmi eurozóny. Pravděpodobnost vzniku poptávkových a nabídkových šoků v ekonomice by se tak měla v dlouhém časovém horizontu snižovat. V současnosti patří Česká republika k zemím s nízkou až nevýznamnou korelací poptávkových a nabídkových šoků s eurozónou (Tab. 5). Box 4 Vysvětlení pojmů – makroekonomický šok, poptávkový a nabídkový šok, asymetrický šok Makroekonomický šok je náhlá, často nepředvídatelná událost, která významným způsobem ovlivní agregátní poptávku a nabídku. Důsledkem zmíněného šoku je často změna cenové hladiny, míry zaměstnanosti a ekonomického růstu. Poptávkový šok lze identifikovat na straně agregátní poptávky a mezi jeho nejčastější zdroje patří náhlé změny ve spotřebitelském chování obyvatel dané země, v investicích firem, vládních výdajích a rovnováze platební bilance. Nabídkové šoky jsou často způsobené změnou produktivity výrobních faktorů a cenami výrobních vstupů.

Asymetrický šok je situace, kdy se důsledek šoku nepromítne do změny v agregátní poptávce nebo nabídce jednotlivých členských zemí HMU stejným způsobem.

13

Uvedená skutečnost může významným způsobem zvýšit náklady spojené se ztrátou autonomie měnové a kurzové politiky centrální banky. Výskyt asymetrických šoků v ekonomice totiž přispívá k omezení účinnosti nástrojů společné hospodářské politiky, u členských států eurozóny se pak jedná především o společnou měnovou politiku Evropského systému centrálních bank3. Pokud by nedošlo ke sblížení výskytu poptávkových a nabídkových šoků (v souvislosti s intenzitou dopadu daného šoku na ekonomiku, délkou trvání důsledků daného šoku a okamžikem dopadu šoku zejména na ekonomický růst a inflaci), lze očekávat negativní vliv společné monetární politiky Evropského systému centrálních bank při snaze akcelerovat dlouhodobý ekonomický růst a stabilizovat cenovou hladinu v České republice (podrobněji k danému problému příklad, Box 5). Tab. 5 Korelace poptávkových a nabídkových šoků v členských státech EU s eurozónou Země s vysokou korelací poptávkových i nabídkových šoků s eurozónou

Španělsko, Francie, Itálie

Země s vysokou korelací nabídkových šoků a nízkou korelací poptávkových šoků s eurozónou

Německo, Belgie, Polsko

Země s vysokou korelací poptávkových šoků a nízkou korelací nabídkových šoků s eurozónou

Maďarsko, Švýcarsko, Norsko, Rakousko, Nizozemí, Řecko, Finsko

Země s nízkou, nevýznamnou korelací šoků, popř. zápornou korelací (asymetrií šoků)

Česká republika, Slovensko, Litva, Slovinsko, Švédsko aj.

Pramen: Fidrmuc a Hagara (2004)

Box 5 Příklad nabídkového šoku Předpokládejme výskyt nabídkového šoku v důsledku objevení významných zásob ropy na jižní Moravě. Lze předpokládat, že dané odvětví zpracovatelského průmyslu bude velice lukrativní a že vytvoří mnoho pracovních příležitostí. Důsledkem bude tlak na růst nominálních mezd nejen na jižní Moravě, ale v celé České republice. S vyššími mzdami a nízkou nezaměstnaností poroste spotřebitelská poptávka i ceny. Tento nabídkový šok ale zasáhne především Českou republiku, v ostatních státech eurozóny se neprojeví buď vůbec, anebo jen nevýznamně. Aby se rostoucí inflace nestala v České republice hlavním celospolečenským problémem, budou zástupci volení jejími obyvateli prosazovat restriktivní měnovou politiku 3

Evropský systém centrálních bank se skládá z Evropské centrální banky a národních centrálních bank členských států Hospodářské a měnové unie.

14

v podobě zvýšení úrokových sazeb. Evropský systém centrálních bank ale reaguje na agregátní cenovou hladinu v podobě váženého průměru harmonizovaného indexu spotřebitelských cen ve všech členských státech eurozóny (vahami je velikost jednotlivých členských států měřená prostřednictvím výše HNP). I když bude charakter společné měnové politiky Evropského systému centrálních bank částečně ovlivněn požadovanou výší úrokových sazeb ze strany České republiky, nebude zvýšení úrokových sazeb dostatečné pro stabilizaci cenové hladiny v České republice. Důsledkem bude nejen zmíněná destabilizace cenové hladiny a neefektivní alokace výrobních faktorů působící negativně na dlouhodobý ekonomický růst, ale také konflikt mezi ekonomickými subjekty v České republice a tvůrci hospodářské politiky. Negativní vliv asymetrických poptávkových a nabídkových šoků v souvislosti se společnou měnovou politikou Evropského systému centrálních bank bude výrazný zejména při odlišné míře inflace v jednotlivých členských státech eurozóny. Zmírnění důsledků asymetrických šoků v eurozóně lze řešit nástroji autonomní fiskální politiky a samovyrovnávacími tržními mechanismy, mezi které patří především flexibilita mezd a cen, mobilita práce a mobilita kapitálu. V současné době nelze v reálném prostředí eurozóny hovořit o efektivitě samovyrovávacích tržních mechanismů a konkrétně v případě České republiky z důvodu přetrvávajících deficitů státního rozpočtu ani o efektivitě nástrojů fiskální politiky.

1.2.4.

Vývoj cen zboží, služeb a aktiv

Cyklické výkyvy v cenách zboží a aktiv jsou častým faktorem ovlivňující ekonomickou aktivitu země. Přerozdělování důchodů ve prospěch dlužníků, znehodnocování vkladů, zvýšení rizikovosti podnikatelského prostředí, upřednostňování krátkodobých investičních projektů před dlouhodobými, přesun kapitálu do odvětví s nejvyšším růstem cen bez ohledu na reálnou efektivnost investic, ztráta informací o cenách spotřebních statků a služeb, znehodnocení měny, růst transakčních nákladů (náklady v podobě změn ceníků, sazeb, jednání s odbory apod.), snížení efektivnosti finančních trhů a náklady s přehodnocením majetku a závazků v účetnictví firem jsou jen některé z negativních projevů inflace. Všechny uvedené náklady spojené s rozkolísaností cen zboží, služeb a aktiv lze shrnout do jediného faktoru v podobě snížení efektivity alokace výrobních zdrojů v ekonomice, což má za důsledek snížení dlouhodobého ekonomického růstu. Jak uvádí kapitola Chyba! Nenalezen zdroj odkazů. Chyba! Nenalezen zdroj odkazů. této studie, výrazné zvýšení cenové hladiny v České republice není pravděpodobné, lze předpokládat pouze mírně vyšší inflace oproti eurozóně v řádu několika málo procentních bodů. Celková inflace odrážející nutnost sbližování cenových hladin by neměla překročit 5–6 %. V dlouhém období vzhledem ke stávajícímu nízkoinflačnímu prostředí a efektivitě měnové politiky Evropského

15

systému centrálních bank je skokový nárůst inflace v České republice v podobě asymetrických poptávkových a nabídkových šoků nepravděpodobný.

1.2.5.

Vnější rovnováha a zahraniční obchod

Za náklad spojený s vnější ekonomickou rovnováhou je často označována ztráta kurzového přizpůsobovacího mechanismu. Naopak přínosem je odbourání kurzového rizika. Tab. 6 Růst HDP ve stálých cenách 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 Belgie Česká Republika Německo Irsko Řecko Španělsko Francie Itálie Lucembursko Nizozemí Rakousko Portugalsko Slovinsko Finsko Eurozóna

1,2 4,0 1,0 8,3 2,4 2,4 1,1 0,7 1,5 3,4 2,6 3,6 3,7 3,7 1,5

3,5 -0,7 1,8 11,3 3,6 3,9 2,2 1,9 5,9 4,3 1,8 4,2 4,8 6,1 2,5

1,7 -0,8 2,0 8,2 3,4 4,5 3,5 1,4 6,5 3,9 3,6 4,8 3,9 5,2 2,8

3,4 1,3 2,0 10,7 3,4 4,7 3,3 1,9 8,4 4,7 3,3 3,9 5,4 3,9 3

3,7 3,6 3,2 9,0 4,5 5,0 3,9 3,6 8,4 3,9 3,4 3,9 4,1 5,0 3,8

0,8 2,5 1,2 5,7 5,1 3,6 1,9 1,8 2,5 1,9 0,8 2,0 3,1 2,6 1,9

1,5 1,9 0,0 6,1 3,8 2,7 1,0 0,3 4,1 0,1 0,9 0,8 3,7 1,6 0,9

1,0 3,6 -0,2 4,3 4,8 3,1 1,1 0,0 2,1 0,3 1,2 -0,7 2,8 1,8 0,8

3,0 4,5 1,1 4,4 4,7 3,3 2,5 1,2 4,9 2,2 2,3 1,5 4,4 3,7 2

1,1 6,4 0,8 6,0 3,7 3,6 1,7 0,1 5,0 1,5 2,0 0,5 4,1 2,9 1,5

3,2 6,4 2,9 5,7 4,3 3,9 2,0 1,9 6,1 3,0 3,3 1,3 5,7 5,0 2,8

2,3 4,9 2,5 5,0 3,7 3,7 2,4 1,9 5,0 2,8 2,9 1,8 4,3 3,1 2,6

2,2 4,9 2,4 4,0 3,7 3,4 2,3 1,7 4,7 2,6 2,5 2,0 4,0 2,7 2,5

Průměr 2,2 3,3 1,6 6,8 3,9 3,7 2,2 1,4 5,0 2,7 2,4 2,3 4,2 3,6 2,2

Pozn.: Eurozónu tvoří 11 členských států EMU do roku 2000, 12 do roku 2006, 13 od roku 2007. Hodnoty pro rok 2007 a 2008 jsou predikcí.

Pramen: Eurostat.

Jak uvádí Tab. 6, Česká republika vykazuje jednu z nejvyšších souhrnných produktivit výrobních faktorů. Stejně tak růst HDP překračuje v České republice dlouhodobě průměrný růst HDP v eurozóně. Obě tyto skutečnosti mají významný vliv na trvalé posilování měnového kurzu CZK vůči EUR. Jak je uvedeno v kapitole Chyba! Nenalezen zdroj odkazů., Chyba! Nenalezen zdroj odkazů. a Chyba! Nenalezen zdroj odkazů. zabývající se vlivem zavedení společné měny euro na měnový kurz, trend posilování kurzu CZK vůči EUR lze očekávat i nadále. Ztrátu autonomie kurzové politiky a nominální zafixování měnového kurzu na euro tak nelze jednoznačně označit za náklad. Pozitivní vliv na tuzemský export může být v krátkém až středním období negován kladným inflačním diferenciálem.

1.2.6.

Hospodářská politika

Za hospodářskou politiku mající vliv na dlouhodobý ekonomický růst můžeme označit politiku fiskální, měnovou (ve smyslu ovlivnění měnové zásoby a úrokových sazeb) a kurzovou. V souvislosti s přijetím společné měny euro lze za významný náklad označit ztrátu autonomie měnové politiky České národní banky. I když je Evropská centrální banka jednou z nejdůvěryhodnějších měnových institucí,

16

vykazující vysokou míru nezávislosti, její restriktivní měnová politika může mít negativní vliv na dlouhodobý ekonomický růst v ČR. Tab. 7 prezentuje dopad dvouletého zvýšení úrokových sazeb Evropské centrální banky o 1 % na reálný růst HDP a spotřebitelské ceny prostřednictvím 3 různých empirických modelů. Tab. 7 tak poukazuje nejen na efektivitu nástrojů měnové politiky Evropské centrální banky při stabilizaci cenové hladiny, ale zejména na negativní dopad zvýšení úrokových sazeb na ekonomický růst. I přes mírně odlišné výsledky použitých modelů. Ve všech případech byl identifikován pokles ekonomického růstu jako důsledek zvýšení úrokových sazeb kontrolovaných Evropskou centrální bankou. Tab. 7 Dopad dvouletého zvýšení úrokových sazeb kontrolovaných Evropskou centrální bankou o 1 % na ekonomický růst a spotřebitelské ceny v eurozóně

Model 1 Model 2 Model 3

Meziroční změna reálného HDP 1.rok 2.rok 3.rok 4.rok -0,34 -0,71 -0,71 -0,63 -0,22 -0,38 -0,31 -0,14 -0,34 -0,47 -0,37 -0,28

Meziroční 1.rok -0,15 -0,09 -0,06

změna spotřebitelských cen 2.rok 3.rok 4.rok -0,30 -0,38 -0,49 -0,21 -0,31 -0,40 -0,10 -0,19 -0,31

Pramen: Měsíční bulletin Evropské centrální banky, říjen 2002.

Stabilizační roli autonomní měnové politiky centrální banky může alespoň částečně nahradit politika fiskální, za předpokladu nízké zadluženosti a dlouhodobé vyrovnanosti veřejných rozpočtů. Otázkou však zůstává, zda současnou měnovou politiku České národní banky lze označit za autonomní. Česká republika a její centrální banka je příliš malou zemí na to, aby mohla svým potenciálem výrazně ovlivnit charakter měnové politiky Evropské centrální banky. Stejně tak z důvodu zachování vnější rovnováhy platební bilance i stability měnového kurzu CZK vůči EUR je autonomie České národní banky v souvislosti se změnou výše hlavních referenčních úrokových sazeb značně omezena. Obr. 6 prezentuje úrokové sazby z refinančních operací Evropské centrální banky a České národní banky. Vizuální podobnost v jejich vývoji doplněná vícerozměrnou regresní analýzou identifikuje významnou míru závislosti mezi krátkodobými úrokovými sazbami na mezibankovním trhu v České republice a v eurozóně. Plná autonomie hospodářské politiky České republiky v oblasti měnové tak spíš dává pocit iluze. Náklady související s její ztrátou za podmínky přijetí společné měny euro lze označit za nadhodnocené.

17

Obr. 6 Úrokové sazby refinančních operací 9 8 7 ) % (6 y b5 z a s é4 v o k o r3 ú 2 1 0 1 0 m 9 9 9 1

1 1 m 9 9 9 1

9 0 m 0 0 0 2

7 0 m 1 0 0 2

5 0 m 2 0 0 2

3 0 m 3 0 0 2

Evropská centrální banka

1 0 m 4 0 0 2

1 1 m 4 0 0 2

9 0 m 5 0 0 2

7 0 m 6 0 0 2

5 0 m 7 0 0 2

3 0 m 8 0 0 2

Česká národní banka

Pramen: Eurostat.

Ztrátu autonomie měnové politiky České národní banky (a tedy i negativní dopad na dlouhodobý ekonomický růst) lze označit za významnou v případě výrazně rozdílné výše referenčních úrokových sazeb obou centrálních bank v důsledku výrazně rozdílných úrovní inflace. Box 6 Závislost úrokových sazeb v ČR na monetární politice Evropské centrální banky Hlavním cílem České národní banky je péče o cenovou stabilitu. Centrální banka tak má nepřímo, spolu s vládou, podporovat ekonomický růst. Charakter monetární politiky centrální banky vyplývající z definice jejího cíle je definován tzv. Taylorovým pravidlem, vztahem mezi krátkodobou úrokovou sazbou (i) na mezibankovním trhu, cenovou hladinou (π) a reálným vstupem ekonomiky (Y). Pro otevřenou ekonomiku je model rozšířen o vliv devizového kurzu (er). Závislost úrokových sazeb na mezibankovním trhu v ČR, které jsou pod přímou kontrolou centrální banky, na úrokových sazbách v eurozóně dokládá proměnná eir: it = a + bp t + cYt + dert + eirt + e t .

Použitými časovými řadami jsou průměrné krátkodobé úrokové sazby na mezibankovním trhu v ČR (it), meziročních změny harmonizovaného indexu spotřebitelských cen v ČR (πt), meziroční změny průmyslové produkce v ČR (Yt), devizový kurz EUR/CZK (index 1995=1) (ert) a průměrné krátkodobé úrokové sazby na mezibankovním trhu v Eurozóně (irt) v období 1999M01 – 2007M12.

18

Tab. 8 Výsledky regresní analýzy

model a b c d e

odhad parametrů

SE

t-statistika

10,974 0,133 -0,126 -8,131 0,602

0,950 0,060 0,015 0,848 0,096

11,552 2,219 -8,346 -9,589 6,279

F-test

p-value

DW

n

140,230

0,000 0,000 0,029 0,000 0,000 0,000

0,648

108

Zdroj: vlastní výpočty, data převzata z Eurostatu

Jak je zřejmé z tab. 8, výsledky regresní analýzy identifikovali krátkodobou úrokovou sazbu na mezibankovním trhu v Eurozóně jako jeden z významných faktorů, ovlivňující krátkodobou úrokovou sazbu na mezibankovním trhu v ČR, tedy ovlivňující charakter monetární politiky ČNB. Nízké hodnoty DurbinWatsonova testu dávají tušit existenci přímé závislosti reziduí všech modelů. Pravděpodobným důvodem je chyba specifikace modelu, resp. opomenutí dalších vysvětlujících proměnných. Lze předpokládat, že rozhodování centrálních bank neurčují pouze vybrané proměnné, ale celá řada dalších ukazatelů, souvisejících s transmisním mechanismem monetární politiky v daném regionu. Stejně tak je nutné zmínit, že jednoduchý model neuvažuje zpoždění vysvětlujících proměnných, ani vliv minulého vývoje úrokových sazeb. Výsledky empirické analýzy, prokazují významnost všech proměnných ovlivňujících charakter monetární politiky ČNB, tedy i vliv úrokové sazby v eurozóně. Důvodem je provázanost zahraničně obchodních vztahů, prostřednictvím něhož má především vývoj cen v eurozóně vliv na inflaci v ČR.

1.3.

Dopad zavedení společné měny euro – zkušenosti vybraných členských zemí eurozóny

Při analýze dopadu začlenění ČR do eurozóny na ekonomický růst prostřednictvím zkušeností ostatních zemí je nutno upozornit na dva zásadní problémy. Každá ekonomika je jiná ve struktuře i efektivitě jednotlivých trhů, v produktivitě výrobních faktorů a jejich objemu, a tedy i v základních komponentech, zdrojích ekonomického růstu, stejně tak v charakteru hospodářské politiky a efektivitě jejich nástrojů. Zmíněné skutečnosti jsou dále prohloubeny odlišnými podmínkami v době začlenění dané země do eurozóny. Na základě zkušeností ostatních zemí se zavedením eura a dopadu na ekonomický růst se tedy můžeme pouze domnívat, jaký by byl možný dopad na ekonomický růst v ČR. Skutečnost může být zcela jiná. Druhý problém spočívá v počtu pozorování, které máme k dispozici. Euro bylo v bezhotovostní podobě přijato 11 členskými státy eurozóny 1. 1. 1999, v hotovostní

19

podobě pak 1. 1. 2002 12 členskými státy eurozóny.4 Stávající členské státy eurozóny nemají ani celých 9 let zkušeností s fungováním společné měny, což je pro analýzu dlouhodobých dopadů majících vliv na ekonomický růst a změnu kvality života nezpochybnitelným omezením. S vědomím výše uvedených problémů byla zpracována vícerozměrná regresní analýza vybraných faktorů blíže popsaných v kapitole 1.2. v České republice, Rakousku, Německu a Itálii (Box 7)5. Dle výsledků prezentovaných v Tab. 9 má na ekonomický růst ve vybraných zemích vliv zejména spotřeba vlády, vývoz a tvorba hrubého fixního kapitálu. Mírná odlišnost byla zaznamenána v případě Rakouska, kde mezi hlavní faktory mající vliv na ekonomický růst patří agregátní poptávka, zatímco tvorba hrubého fixního kapitálu se jeví jako nevýznamná. Tab. 9 Podobnost vybraných zemí Česká Německo Rakousko republika Inflace Agregátní poptáv ka Spotřeba vlády Tvorba hrubého kapitálu Tvorba hrubého fixního kapitálu Export Krátkodobé úrokov é sazby Nezam ěstnanost

Pozn:

xxx xxx xxx -

xxx xxx xxx -

xxx xxx xxx -

Itálie

xxx xxx xxx -

xxx značí významnost parametru na 1% hladině významnosti, xx na 5% hladině významnosti a x na 10% hladině významnosti

Box 7 Výsledky vícerozměrné regresní analýzy ekonomického růstu ve vybraných zemích Pro stanovení vhodných proměnných pro následnou formulaci vícerozměrného regresního modelu byla nejprve využita korelační analýza pro identifikaci řádu zpoždění mezi proměnnými, a to konkrétně výběrový korelační koeficient, který poukazuje na přímou nebo nepřímou závislost na zvoleném faktoru. Výsledné modely vícerozměrné regresní analýzy pro sledované státy, tedy Českou republiku, Itálii, Německo a Rakousko uvádí následující přehled.

4

1. 1. 1999 tvořilo eurozónu 11 členských států (Belgie, Německo, Irsko, Španělsko, Francie, Itálie, Lucembursko, Nizozemí, Rakousko, Portugalsko a Finsko). 1. 1. 2001 se do eurozóny začlenilo Řecko, následně 1. 1. 2007 Slovinsko a 1.1.2008 Malta a Kypr. 5 Výběr zemí byl proveden na základě strukturální podobnosti a provázanosti zahraničního obchodu (Německo) a podobné velikosti a kulturních zvyklostí (Rakousko) s Českou republikou. Itálie byla zvolena z důvodu problémů vyrovnanosti veřejných rozpočtů a projevem očekávaných negativních dopadů ze ztrátou autonomie měnové politiky.

20

Česká republika est(HDPt) CZ

=

0,2095HFKt (0,0849) t = 2,4661 1998/Q1-2007/Q1 n = 38 F = 42,27

+ 0,2256VSt (0,0767) t = 2,9404 R2adj = 0,7761

+ 0,1895Et (0,0289) t = 6,5471 d = 0,5389

Regresní model popisující odhad závislosti HDP České republiky na hrubém fixním kapitálu, veřejném sektoru a exportu v čase t je statisticky významný jako celek (F=42,27). Rovněž všechny parametry modelu jsou statisticky významné (viz hodnoty t-statistiky). Hodnota Durbina-Watsonovy statistiky poukazuje na pozitivní sériovou korelaci reziduí (d=0,5389). Vzhledem k tomu, že cílem bylo identifikovat statisticky významné proměnné z navržené skupiny proměnných, nebude problém autokorelace reziduí dále řešen. Itálie est(HDPt) I

=

0,2350HFKt (0,0302) t = 7,7720 1994/Q1-2007/Q1 n = 54 F = 110,83

+ 0,2437VSt-1 (0,0558) t = 4,3642 R2adj = 0,8641

+ 0,1863Et (0,0199) t = 9,3323 d = 1,5145

Regresní model popisující odhad závislosti HDP Itálie na hrubém fixním kapitálu čase t, veřejném sektoru čase t-1 a exportu v čase t je statisticky významný jako celek (F=110,83). Rovněž všechny parametry modelu jsou statisticky významné (viz hodnoty t-statistiky). Hodnota Durbina-Watsonovy statistiky poukazuje na nekorelovanost reziduí (d=1,5145).

Německo est(HDPt) D

=

0,1470 HFKt (0,0221) t = 6,6567 1994/Q1-2007/Q1 n = 54 F = 182,79

+ 0,1605VS t (0,0566) t = 2,8330 R2adj = 0,9131

+ 0,1588Et (0,0120) t = 13,2220 d = 1,4678

Regresní model popisující odhad závislosti HDP Německa na hrubém fixním kapitálu, veřejném sektoru a exportu v čase t je statisticky významný jako celek (F=182,79). Rovněž všechny parametry modelu jsou statisticky významné (viz hodnoty t-statistiky). Hodnota Durbina-Watsonovy statistiky poukazuje na nekorelovanost reziduí (d=1,4678).

21

Rakousko est(HDPt) A

=

0,4981ADt (0,0558) t = 8,9264 1994/Q1-2007/Q1 n = 54 F = 221,41

+ 0,1602VSt (0,0694) t = 2,3062 R2adj = 0,9272

+ 0,1499Et (0,0173) t = 8,6374 d = 0,9627

Regresní model popisující odhad závislosti HDP Rakouska na agregátní poptávce, veřejném sektoru a exportu v čase t je statisticky významný jako celek (F=221,41). Rovněž všechny parametry modelu jsou statisticky významné (viz hodnoty t-statistiky). Hodnota Durbina-Watsonovy statistiky poukazuje na pozitivní sériovou korelaci reziduí (d=0,9627). Vzhledem k tomu, že cílem bylo identifikovat statisticky významné proměnné z navržené skupiny proměnných, nebude problém autokorelace reziduí dále řešen. I přes mírnou odlišnost v případě Rakouska, lze základní faktory tvorby HDP v analyzovaných zemích považovat za shodné. V Boxu 8 je prostřednictvím Chow testu identifikována strukturální změna, významný zlom, který v analyzovaných státech nastal v krátkém období po zavedení společné měny. Uvedený pokles v dlouhodobém ekonomickém růstu nelze s jistotou přičítat zavedení společné měny. Důležitější však než identifikovat zdroj výkyvu je skutečnost, že dlouhodobý trend ekonomického růstu byl v několika málo letech po zavedení eura opět obnoven. Výjimkou je Itálie, kde po zavedení společné měny došlo ke korekci ekonomického růstu v řádu několika let. Zavedení společné měny tedy mohlo mít v analyzovaných zemích vliv na krátkodobý výkyv hospodářského cyklu, v dlouhém období ovšem k výrazné změně nedošlo. Obr. 7 Vývoj ekonomického růstu v Německu 5 4 3 2

0

I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I

1

1992

1993

1994

1995

1996

1997

1998

1999

-1 -2 -3

Pramen: Vlastní výpočty autora

22

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

Obr. 8 Vývoj ekonomického růstu v Rakousku 5 4 3 2

0

I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I

1

1992

1993

1994

1995

1996

1997

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

20062007

-1

Pramen: Vlastní výpočty autora. Obr. 9 Vývoj ekonomického růstu v Itálii 5 4 3 2

0 -1

I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I

1

1992

1993

1994

1995

1996

1997

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006 2007

-2

Pramen: Vlastní výpočty autora.

Box 8 Identifikace strukturálních změn Výskyt strukturálních změn prostřednictvím stability parametrů lze testovat Chow testem (Gregory Chow, 1960). Tento test je vhodný pro identifikaci náhlých zlomů v úrovních, trendu a variabilitě, přičemž předpokládáme znalost okamžiku strukturální změny. Okamžik strukturální změny je přitom stanoven na základě ekonomických předpokladů. Test je navržen tak, že testuje, zda

23

parametry navrženého modelu jsou konstantní pro celé posuzované období. Statisticky vysoce průkazný rozdíl v parametrech nastal v případě Německa při rozdělení sledovaného období 01/1992 – 01/2007 na tato dvě dílčí časová období: 1)

období 01/1992 – 02/2000

2)

období 03/2000 – 01/2007

Existence strukturálního zlomu byla prokázána mezi obdobími 02/2000 a 03/2000. V případě Rakouska byl identifikován strukturální zlom mezi obdobími 01/2000 a 02/2000. Statisticky vysoce průkazný rozdíl v parametrech nastal při rozdělení sledovaného období 01/1992 – 01/2007 na tato dvě dílčí časová období: 1)

období 01/1992 – 01/2000

2)

období 02/2000 – 01/2007.

U Itálie byl statisticky vysoce průkazný rozdíl v parametrech při rozdělení sledovaného období 01/1992 – 01/2007 na časová období: 1)

období 01/1992 – 03/2000

2)

období 04/2000 – 01/2007

tj. strukturální zlom byl identifikován mezi obdobími 03/2000 a 04/2000.

1.4.

Přispěje zavedení eura k dlouhodobému ekonomickému růstu v České republice?

Jak bylo nastíněno již v úvodu této části studie, přijetí či nepřijetí společné měny euro souvisí s odpovědí na otázku, zda tato změna přinese pozitivní či negativní vliv na dlouhodobý ekonomický růst a zda je jejím prostřednictvím možné přispět ke zvýšení příjmů obyvatel České republiky. Provedená analýza je založena na kombinaci logických úvah (teoretických domněnkách = ekonomických teoriích) i reálných příkladech a empirických pozorováních. Protože neexistuje „laboratoř“, ve které by bylo možné nasimulovat přijetí eura a jeho dopady v České republice, tedy není možné vyřčené závěry potvrdit se stoprocentní jistotou, je nutné uvažovat nejen pravděpodobný vývoj dlouhodobého trendu ekonomického růstu, ale také pesimistická i optimistická uvažování. Tab. 10, která přehledně sumarizuje výsledky provedených analýz, prezentuje také hypotetickou variantu nepřijetí společné měny euro ze strany České republiky.

24

Tab. 10 Vliv zavedení eura na jednotlivé determinanty dlouhodobého ekonomického růstu v České republice Důsledky přijetí společné měny v horizontu 5 let

Důsledky nepřijetí společné měny v horizontu 5 let

Pesimistická očekávání

Pravděpodobný vývoj

Optimistická očekávání

Investice

0

+

+

-

Míra nezaměstnanosti

-

0

+

0

Produktivita výrobních faktorů

0

+

+

0

Výskyt asymetrických poptávkových a nabídkových šoků

-

-

0

0

Inflace

-

-

0

0

Vnější rovnováha a zahraniční obchod

0

+

+

-

Ztráta autonomie kurzové politiky

0

+

+

-

Ztráta autonomie měnové politiky

-

0

0

+

Pozn.: 0 nevýznamný vliv, + pozitivní vliv, – negativní vliv na daný ukazatel.

Přijetí společné měny euro představuje pro Českou republiku zlomový okamžik. Změnu, která se významným způsobem projeví nejen na finančních trzích, která nebude mít dopad pouze na velké exportující společnosti, ale dotkne se výrazně každého obyvatele České republiky. Uvedená změna, kterou můžeme označit za strukturální, by na základě teoretických předpokladů měla mít vliv především na efektivitu fungování všech trhů v České republice, a tedy na efektivitu využití výrobních zdrojů (zejména práce a kapitálu), jejich produktivitu (zejména technologický pokrok) i přerozdělování příjmů z těchto zdrojů. Pokud potlačíme veškerá pozitivní očekávání vyplývající ze zavedení společné měny euro a nebudeme uvažovat s žádnými přínosy, ale naopak s maximalizací nákladů s tímto krokem spojených, nelze předpokládat ani změnu v produktivitě výrobních faktorů ani v množství investic, které primárně ovlivňují dlouhodobý ekonomický růst. Přidáme-li k tomu případné jednorázové zvýšení inflace pouze v České republice (asymetrický šok), ve spojení se ztrátou autonomie měnové politiky, můžeme očekávat negativní vliv zavedení eura nejen na dlouhodobý ekonomický růst, ale také na nezaměstnanost. Případné nepřijetí společné měny euro by nenaplnilo očekávaná rizika i negativní důsledky v souvislosti s výskytem asymetrických šoků (např. zvýšení inflace pouze v

25

České republice) a ztrátou autonomie měnové politiky. Uvedená skutečnost by ale z důvodu významného zapojení České republiky do zahraničněobchodních vztahů zvýšila riziko důsledků dopadu měnových krizí na dlouhodobý ekonomický růst. Naopak, budeme-li se v případě analýzy přínosů a nákladů spojených s očekávaným přijetím společné měny euro řídit logickými úvahami vyplývajícími z ekonomických teorií, můžeme přijmout závěry vyplývající z optimistické varianty dopadu této změny na dlouhodobý ekonomický růst. Jak bylo uvedeno v podkapitole 1.1., zvýšení otevřenosti ekonomiky (reprezentované přijetím společné měny euro, odstraněním kurzového rizika a snížením transakčních nákladů) přispívá k růstu čistého vývozu. K růstu čistého vývozu také může významným způsobem přispět zafixování české koruny na euro, a tím zabránění jejímu dalšímu nominálnímu zhodnocování. Zavedení společné měny zejména prostřednictvím transparentnosti cen zvyšuje efektivitu využití výrobních faktorů, a tedy i jejich produktivitu. V důsledku pak lze očekávat nejen zvýšení dlouhodobého ekonomického růstu, ale také snížení nezaměstnanosti a zvýšení reálných příjmů obyvatel České republiky. Tento závěr je podmíněn zachováním cenové stability, což je primárním cílem Evropské centrální banky, která jako silná a důvěryhodná měnová instituce má ke splnění tohoto cíle reálné předpoklady. Jak je ovšem uvedeno v části 1.2 a 1.3, přijetí společné měny euro nebude mít pravděpodobně tak výrazný vliv na dlouhodobý ekonomický růst v České republice (růst souhrnné produktivity výrobních faktorů, investic, …), jak teoretické předpoklady očekávají.

1.5.

Shrnutí

Závěrem lze shrnout, že přijetí společné měny euro nebude mít pravděpodobně negativní vliv na přizpůsobení reálných příjmů obyvatel České republiky průměrným příjmům členských států eurozóny. Naopak, i když nevýznamně, začlenění České republiky do eurozóny by mělo přispět k dlouhodobému ekonomickému růstu.

1.6.

Použité zdroje

1. BALDWIN, R. (2006): The Euro's Trade Effect [online]. ECB Working Paper Series No. 594, 2006. [cit 2008-04-26]. Dostupné z < http://www.ecb.int/pub/scientific/wps/date/html/index.en.html>; 2. BALDWIN, R., DININO, V. ET AL. (2008): Study on the Impact of the Euro on Trade and Foreign Direct Investment. In European Economy [online]. May 2008, Economic Papers 321 [cit 2008-05-30]. Dostupné z: < http://ec.europa.eu/economy_finance/publications>. ISBN 978-92-79-08246-7; 3. BALDVIN, R., SKUDELNY, F. (2005): Trade Efects of the Euro – Evidence from Sectoral Data. In ECB Working paper series [online]. February 2005, No. 446 [cit 2008-05-02]. Dostupné z < http://www.ecb.int>. ISSN 1725-2806;

26

4. BELKE, A., SPIES, J. (2007): Enlarging the EMU to the East – What Effects on Trade? In Ruhr Economic Paper [online]. July 2007, No. 21 [cit 2008-03-01]. Dostupné z . ISSN 1864-4872; 5. BERGER, H., NITSCH, V. (2004): Zooming Out: The Trade Effect of the Euro in Historical Perspective. In CESinfo Working Paper [online]. December 2004, No. 1435 [cit 2008-05-02]. Dostupné z . 6. BUN, M.J.G., KLAASSEN, F.J.G.M. (2002): Has the Euro Increased Trade? In Tibergen Institute Discussion Paper [online]. October 2002, No. 108/2 [cit 2008-0301]. Dostupné z ; 7. BUN, M.J.G., KLAASSEN, F.J.G.M. (2004) The Euro Effect on Trade is not as Large Commonly Thought. In Tibergen Institute Discussion Paper [online]. October 2004. No. 086/2 [cit 2008-03-01]. Dostupné z ; 8. BUN, M.J.G., KLAASSEN F.J.G.M. (2007): The Euro Effect on Trade is not as Large as Commonly Thought. 2007. [cit 2008-03-01]. Dostupné z ; 9. ČSÚ (1997): Evropský srovnávací program. Praha: ČSÚ. [online] 2008 [cit. 1.7.2008]. Dostupné z < http://www.czso.cz/csu/redakce.nsf/i/evropsky _srovnavaci_program>; 10. DE NARDIS, S., DE SANTIS, R., VICARELLI, C. (2007): The Euro's Effect on Trade on a Dynamic Setting [online]. 2007. [cit 2008-05-02]. Dostupné z ; 11. DE NARDIS, S., VICARELLI, C. (2003): The Impact of the Euro on Trade: The (Early) Effect is Not So Large. [online]. European Network of Economic Policy Research Institutes, February 2003, Working Paper No. 17. [cit 2008-05-02]. Dostupné z . ISBN 92-9079415-1; 12. DE SOUSA, J., LOCHARD, J. (2004): The currency union effect on trade and the FDI channel. In Cahiers de la Maison des Sciences Economiques [online]. November 2004, No. j04111. [cit 2008-05-02]. Dostupné z ; 13. EUROSTAT-OECD (1996): Eurostat-OECD methodologial manual on purchasing power parities. Paris: Organisation for Economic Co-operation and Development. 2006. 267 s. ISBN: 978-92-64-01132-8; 14. EVROPSKÁ CENTRÁLNÍ BANKA (2002): Recent findings on monetary policy transmission. ECB´s Monthly Bulletin, October 2002, ISSN: 1561-0136; 15. FARUQEE, H. (2004): Measuring the Trade Effects of EMU. In IMF Working Papers. [online]. August 2004, No. 04/154. [cit 2008-05-30]. Dostupné z ; 16. FIDRMUC, J. HAGARA, E. (2004): Podobnost´ ponukových a dopytových šokov v EÚ a v pristupujúcich krajinách, Implikácie pre Českú republiku a Slovensko. Praha: VŠE v Praze, 2004, Politická ekonomie 52, s.171-182. ISSN: 0032-3233; 17. FLAM, H., NORDSTRÖM, H. (2003): Trade volume effects of the euro: Aggregate and sector estimates [online]. 2003. [cit 2008-05-30]. Dostupné z . ISSN: 1653-610X; 18. FLAM, H., NORDSTRÖM, H. (2006): Euro Effects on the Intensive and Extensive Margins of Trade. [online]. 2006. [cit 2008-05-30]. Dostupné z . ISSN: 1653-610X;

27

19. FRANKEL, J. ROSE A. K. (2002): An Estimate of the Effect of Common Currencies on Trade and Income [online]. 2002. [cit 2008-05-30]. Dostupné z ; 20. GIL-PAREJA, S., LLORCA-VIVERO, R., MARTÍNEZ-SERRANO, J., A. (2008): Trade effects of monetary agreements: Evidence for OECD countries. In European Economic Review, May 2008; 21. GLICK, R. ROSE, A. K. (2002): Does a Currency Union Affect Trade? The Time Series Evidence [online]. 2002. [cit 2008-05-30]. Dostupné z ; 22. HOLMAN, R. a kol. (2001): Dějiny ekonomického myšlení. 2.vydání. Praha: C.H.Beck, s.105-116. ISBN: 80-7179-631-X; 23. CHOW, G.C. (1960): Tests of Equality Between Sets of Coefficients in Two Linear Regressions. Econometrica 28(3): 591–605; 24. KADEŘÁBKOVÁ a kol. (2007): Ročenka konkurenceschopnosti České republiky. Praha: Linde. 2007, ISBN: 80-86131-77-7; 25. MICCO, A., STEIN, E., ORDOÑEZ, G. (2003): The currency union effect on trade: early evidence from EMU. In EMU: Assessing the Impact of the Euro, Blackwell Publishing Ltd, 2003. 321 s. ISBN 1-405-11973-X; 26. ROSE, A. K. (2000): One Money, One Market: Estimating the Effect of Common Currencies on Trade [online]. 2000. [cit 2008-05-30]. Dostupné z ; 27. ROSE, A. K. STANLEY, T. D. (2004): A Meta-Analysis of the Effect of Common Currencies on International Trade [online]. 2004. Dostupné z ; 28. ROSE, A. K. VAN WINCOOP, E. (2001): National Money as a Barrier to International Trade: The Real Case for Currency Union [online]. 2001. [cit 2008-0530]. Dostupné z ;

28