EKONOMICKÁ V KONNOST A TRH PRÁCE V KONTEXTU EKONOMICKÉ KRIZE: ZKU ENOSTI ZE ZEMÍ VISEGRADSKÉ âty KY

EM_03_12_zlom(4)

5.9.2012

10:57

Stránka 16

Ekonomie

EKONOMICKÁ V¯KONNOST A TRH PRÁCE V KONTEXTU EKONOMICKÉ KRIZE: ZKU·ENOSTI ZE ZEMÍ VISEGRADSKÉ âTY¤KY Michal TvrdoÀ, Pavel Tuleja, TomበVerner

Úvod Nedávno probûhnuv‰í ekonomická krize naru‰ila slibn˘ konvergenãní proces ekonomik Visegrádské ãtyfiky (V-4), které se snaÏí dohnat ekonomickou úroveÀ pÛvodních zemí Evropské unie, mûfienou pomocí hrubého domácího produktu na obyvatele (HDP/ob.). I nadále tak zÛstává HDP/ob. tûchto zemí pod úrovní prÛmûru Evropské unie (EU-27). Cílem tohoto pfiíspûvku je vyhodnotit vliv krize na ekonomickou v˘konnost zemí V-4 a dopad zmûny této v˘konnosti na fungování trhu práce v námi analyzovan˘ch zemích. V souladu s v˘‰e uveden˘m jsou hlavními analyzovan˘mi ukazateli reáln˘ hrub˘ domácí produkt a míra nezamûstnanosti, pfiiãemÏ jsme vyuÏili ãtvrtletní data získaná z databáze Eurostatu v ãasovém období mezi roky 2000 aÏ 2011. Pfiíspûvek je ãlenûn do tfií kapitol. V první ãásti se zab˘váme evolucí ekonomické krize a jejímu vlivu na v˘konnost ekonomiky. V rámci této ãásti je odhadována v˘‰e potencionálního produktu, která je srovnávána s reáln˘m hrub˘m domácím produktem. Na základû vypoãten˘ch hodnot jsme se snaÏili vyhodnotit, do jaké míry se odchylovala v˘konnost ekonomiky od svého potenciálu, tj. zdali byla dosaÏena kladná ãi záporná mezera v˘stupu. Souãasnû jsme hledali faktory daného v˘voje, a to ve v‰ech sledovan˘ch ekonomikách. Druhá ãást se vûnuje vlivu ekonomické krize na trhy práce v zemích Visegrádské ãtyfiky. Na základû rozdílu mezi odhadovanou pfiirozenou mírou nezamûstnanosti a skuteãnou mírou nezamûstnanosti je odvozována situace na trhu práce, tj. zdali existovala v daném ãasovém období kladná nebo záporná mezera nezamûstnanosti. 16

V poslední, tfietí ãásti se snaÏíme, na základû VAR modelu, zjistit zda v âesku existuje pfiímá souvislost mezi v˘vojem reálného hrubého domácího produktu (HDP) a míry nezamûstnanosti, resp. zda v˘voj reálného HDP ovlivÀuje v˘voj míry nezamûstnanosti ãi zda je tomu pfiesnû naopak.

1. Ekonomická krize a její dÛsledky na v˘konnost ekonomiky Obrázek 1 ilustruje evoluci finanãní a ekonomické krize v ãase. Finanãní krize, jakoÏto spou‰tûã krize reálné ekonomiky, se zaãala projevovat v srpnu 2007, kdy se turbulence na trhu rizikov˘ch úvûrÛ (tzv. subprime market) a ostatních aktiv pfielily na do mûnov˘ch trhÛ. Na trhu rizikov˘ch úvûrÛ získávají úvûry zpravidla klienti, ktefií by jinak za bûÏn˘ch standardÛ na tyto úvûry nedosáhli, a to zejména díky jejich nízké bonitû. Prémií za v˘raznû vy‰‰í riziko u úvûrÛ poskytnut˘ch rizikov˘m klientÛm je vy‰‰í úroková sazba. MoÏnost získat touto formou finanãní prostfiedky v USA silnû zv˘‰ila poptávku po hypotéãních úvûrech a souãasnû realitní trh reagoval na zv˘‰enou poptávku po nemovitostech rÛstem cen nemovitostí. Vstup nízkopfiíjmov˘ch skupin obyvatelstva na tento trh vedl v koneãném dÛsledku k neschopnosti splácet hypotéãní úvûry, coÏ po splasknutí bubliny v˘raznû postihlo i finanãní instituce, které musely odepisovat znaãné mnoÏství tûchto úvûrÛ. V listopadu 2007 nastalo na finanãních trzích úvûrové omezení související s tendencí firem sníÏit finanãní páku a mnoho investiãních fondÛ bylo nuceno vyklidit své pozice [31]. Krize se následnû plnû rozvinula po pádu Lehman Brothers v záfií 2008.

EM_03_12_zlom(4)

5.9.2012

10:57

Stránka 17

Ekonomie DÛvody pfiehfiátí amerického úvûrového trhu a následné realitní bubliny, která dosáhla svého vrcholu v roce 2006, spatfiuje Tom‰ík [44] v:
nadmûrném postupování rizika soukrom˘mi subjekty;
nov˘ch a komplikovan˘ch finanãních produktech (sekuritizace);
‰patné regulaci a v liknavém dohledu na finanãních trzích;
vládní podpofie vlastnického bydlení i pro nízko pfiíjmové skupiny obyvatelstva;
nadmûrné likviditû a pfiíli‰ nízk˘ch úrokov˘ch sazbách Fedu. Obr. 1:

V‰echny tyto faktory v kombinaci s propadem cen na realitním trhu vedly k expanzi tûchto problémÛ do ostatních segmentÛ finanãního sektoru. V nûkter˘ch pfiípadech dokonce do‰lo k znárodnûní ãi pfievzetí bank a investiãních spoleãností (napfi. Northern Rock, Fannie Mae, Freddie Mac, Merrill Lynch, Washington Mutual, Wachovia ãi AIG). Bankovní domy souãasnû projevovaly men‰í ochotu poskytovat volné finanãní zdroje klientÛm. Finanãní krize se tak definitivnû pfielila do krize reálné ekonomiky.

Fáze krize ve vyspûl˘ch ekonomikách

Zdroj: Singer [40]

Konsekvence ekonomické krize ve vyspûl˘ch zemích by se daly dle Tom‰íka [44] shrnout takto:
do‰lo k prudkému zhor‰ení oãekávání firem a domácností;
narostly problémy s financováním obchodu, v˘roby a investic;
do‰lo k propadu produkce i zahraniãního obchodu;
zaãalo se propou‰tût a míra nezamûstnanosti se zaãala zvy‰ovat;
docházelo ke sniÏování soukromé spotfieby i investic. Ekonomická recese byla tedy vyvolána váÏnou finanãní krizí v klíãov˘ch vyspûl˘ch ekonomikách, jeÏ byla následována zmrazením globálních finanãních trhÛ a propadem svûtového obchodu. Prohloubení finanãní krize v záfií 2008 (po pádu Lehman Brothers) zpÛsobilo razantní zv˘‰ení nejistoty a do‰lo k pfiehodnocení

perspektivy rÛstu ekonomiky a pfiíjmÛ ekonomick˘ch subjektÛ smûrem dolÛ. Krize mûla dle Claessens et al. [6] ãtyfii spoleãné rysy s pfiedchozími krizemi:
zv˘‰ení cen aktiv, coÏ se ukázalo b˘t dlouhodobû neudrÏitelné,
úvûrov˘ boom, kter˘ vedl k nadmûrnému zadluÏení,
nahromadûní marginálních pÛjãek a systémového rizika,
selhání regulace a dohledu. Nûktefií autofii dokonce ekonomickou krizi z let 2008–2009 srovnávají s Velkou hospodáfiskou krizí z 30. let 20. století. Napfi. Eichengreen a O'Rourke [7] zjistili, Ïe pokles svûtové prÛmyslové produkce za prvních devût mûsícÛ byl minimálnû stejnû závaÏn˘ jako v devíti mûsících po vrcholu v roce 1929. Navíc je nutné zdÛraznit, Ïe globální akciové trhy a svûtov˘ obchod klesaly je‰tû rychleji neÏ v období Velké

17

EM_03_12_zlom(4)

5.9.2012

10:57

Stránka 18

Ekonomie hospodáfiské krize. Helbling [17] poukazuje pfii komparaci prÛbûhu tûchto krizí na nutnost rozli‰ovat mezi nastavením ekonomiky jako takové, regulací finanãních trhÛ, v˘chozím stavem ekonomiky a trhÛ pfied krizí, následn˘m pfienosem krize a konec koncÛ i samotnou reakcí hospodáfisko-politick˘ch autorit:
u obou krizí byly epicentrem krize Spojené státy;
obûma krizím pfiedcházel jak rychl˘ rÛst objemu úvûrÛ, tak finanãní inovace, které vedly k vysoké finanãní páce. Zatímco úvûrov˘ boom ve 20. letech 20. století byl z velké ãásti specifikem Spojen˘ch státÛ, boom z let 2004–2007 mûl globální rozmûr;
taktéÏ problém likvidity a financování hrál u obou krizí klíãovou roli v mechanismu pfienosu krize z finanãního sektoru do reálné ekonomiky;
krize z let 2008 aÏ 2009 byla doprovázena pomûrnû rychlou a masivní reakcí hospodáfisko-politick˘ch autorit, a to jak v rovinû makroekonomické, tak v rovinû finanãní podpory celého finanãního sektoru, zatímco bûhem Velké hospodáfiské krize se proticyklická opatfiení zaãala vyuÏívat se znaãn˘m ãasov˘m zpoÏdûním.
pfies enormní pokles prÛmyslové v˘roby a obchodu ve svûtové ekonomice v druhé polovinû roku 2008, byly dopady krize, vyjádfiené pomocí základních makroekonomicObr. 2:

k˘ch ukazatelÛ, na ekonomiku stále je‰tû hodnû daleko od projevÛ Velké deprese. Finanãní krize rychle vyústila v hlubokou hospodáfiskou recesi ve vût‰inû vyspûl˘ch ekonomik. Dopad mûla i na rozvíjející se trhy a rozvojové ekonomiky, ov‰em intenzita impaktu se mezi regiony a zemûmi v˘raznû odli‰ovala [5]. Hospodáfisk˘ rozvoj je determinován jak domácími faktory (napfi. agregátní poptávkové ‰oky ãi fiskální politika), tak i mezinárodními faktory (zahraniãní poptávka ãi úroveÀ cen mezinárodnû obchodovatelného zboÏí). V tomto kontextu nelze opomenout i fenomén globalizace, tak jak jej zmiÀuje [3, s. 61]: „prohlubující se integrace trhÛ, omezení národní suverenity nadnárodními institucemi, ‰ífiení nerovnováh a disparit, rostoucí zapojení ekonomik do systémÛ svûtov˘ch financí patfií mezi projevy globalizace“. V otevfien˘ch ekonomikách hrají stále v˘znamnûj‰í roli právû externí faktory a ãasto v˘raznû ovlivÀují reakci domácích hospodáfisko-politick˘ch autorit, které jsou zamûfieny na ochránûní domácí ekonomiky pfied nepfiízniv˘mi vnûj‰ími hospodáfisk˘mi otfiesy [10]. Podle zprávy Svûtové banky [46] vlády ãelí bûhem ekonomick˘ch krizí v˘zvám obnovy ekonomického rÛstu, fiskální konsolidaci, zv˘‰ení produktivity a vytváfiení nov˘ch pracovních míst. Lze tedy shrnout, Ïe celosvûtové ekonomické turbulence zpÛsobují vysokou zranitelnost zemí a regionÛ v globálních ekonomick˘ch procesech [26].

RÛst reálného HDP v letech 2000 aÏ 2011

Zdroj: Eurostat; vlastní zpracování

18

EM_03_12_zlom(4)

5.9.2012

10:57

Stránka 19

Ekonomie Pfii pohledu na obrázek 2 vidíme, Ïe ekonomiky V-4 si drÏely v letech 2000 aÏ 2011 pomûrnû slu‰n˘ ekonomick˘ rÛst. Nejpomaleji rostla ve sledovaném období ekonomika Maìarska, kdy prÛmûrné tempo rÛstu ãinilo 2,1 %. Druhou zemí od konce v pomyslném Ïebfiíãku bylo âesko, u kterého prÛmûrné tempo rÛstu dosahovalo 3,3 %. Polská ekonomika rostla v prÛmûru 4,0 % roãnû a nejúspû‰nûj‰í zemí z pohledu rÛstu reálného HDP bylo Slovensko, jehoÏ prÛmûrné tempo rÛstu ãinilo 4,4 %. Dle Vintrové [45] mÛÏe b˘t tento v˘voj vysvûtlován vstupem tûchto zemí do EU a kultivací institucionálního rámce fungování ekonomiky, coÏ z tûchto zemí uãinilo atraktivní destinaci pro zahraniãní kapitál. Masivní pfiíliv pfiím˘ch zahraniãních investic následnû akceleroval obchodní integraci v rámci EU a mimo jiné stál i za ekonomick˘m rÛstem taÏen˘m exportem. Aãkoliv tyto zemû rostly rychleji neÏ zemû eurozóny, pfiesto za úrovní reálného HDP/ob. ve standardu kupní síly eurozóny stale zaostávají. BlíÏe se otázkám reálné konvergence vûnujeme v následující kapitole. Jak jiÏ bylo napsáno v˘‰e, znatelnû niωí ekonomick˘ rÛst byl dosahován v Maìarsku. Tento v˘voj byl zpÛsoben nestabilními vefiejn˘mi financemi, znaãn˘mi fiskálními nerovnováhami a vysok˘m vefiejn˘m zadluÏením. Rozsah v˘‰e uveden˘ch fiskálních nerovnováh byl natolik v˘znamn˘, Ïe maìarská vláda byla nucena podniknout kroky, jeÏ by vedly k nav˘‰ení pfiíjmÛ do státního rozpoãtu, napfi. pomocí vy‰‰ích odvodÛ zamûstnancÛ do systému sociálního a zdravotního zabezpeãení, vy‰‰í danû z pfiidané hodnoty a korporátního zdanûní. V˘sledkem byl rostoucí tlak na v˘‰i disponibilního dÛchodu domácností a podnikÛ, coÏ mûlo za následek negativní úãinek na agregátní poptávku [33]. âasto vyuÏívan˘m souhrnn˘m ukazatelem pÛsobení poptávkov˘ch faktorÛ je mezera v˘stupu. Tento ukazatel mûfií rozdíl mezi potenciálním produktem a produktem v bûÏném období a vyjadfiuje tak existenci ãi absenci poptávkov˘ch tlakÛ v ekonomice. Pokud se skuteãn˘ produkt pohybuje nad úrovní potenciálního produktu, potom hovofiíme, Ïe ekonomika se nachází v inflaãní mezefie, kdy ceny mají tendenci rÛst a pfiispívat tak k nárÛstu cenové hladiny. Naopak, pokud je skuteãn˘ produkt pod úrovní potenciálu, potom se v ekonomice plnû nevyuÏívají v˘robní faktory a ekonomika se nachází v recesní mezefie, ãili jin˘mi slovy fieãeno, existuje záporná mezera v˘stupu.

Mezi nejãastûj‰í zpÛsoby, jak odhadovat mezeru v˘stupu, patfií buì metoda postavená na Cobbovû-Douglasovû produkãní funkci ãi rÛzné postupy postavené na odhadu v˘voje trendové veliãiny. V rámci této práce jsme pro odhad potenciálního produktu zvolili HodrickÛvPrescottÛv filtr (HP filtr). HP filtr je pomûrnû ãasto pouÏívaná metoda, jeÏ se vyuÏívá k odhadu trendové a cyklické sloÏky ãasové fiady. Jak uvádí Hlou‰ek a Polansk˘ [18], pro v˘poãet potencionálního produktu staãí pouze ãasová fiada reálného HDP (v rámci na‰ich v˘poãtÛ jsme aplikovali ãtvrtletní data Eurostatu mezi roky 2000 aÏ 2011) a je dÛleÏité urãit hodnotu vyhlazovací konstanty λ, která je definována jako pomûr rozptylÛ ‰oku zpÛsobujícího cyklické kolísání a ‰oku ovlivÀujícího rÛst trendu. Filtr je charakterizován následujícím funkãním pfiedpisem [15]:

,

(1)

kde Y pfiedstavuje skuteãn˘ produkt, Y* je potenciální produkt, λ je parametr urãující hladkost trendového vyhlazení (pro λ = 0 bude potenciální produkt roven skuteãnému produktu, kdeÏto pro λ → ∞ bude trendem pfiímka). Jak jiÏ bylo uvedeno v˘‰e, jedinou potfiebnou promûnnou jsou skuteãné hodnoty HDP ve stál˘ch cenách, pfiiãemÏ nûktefií z analytikÛ doporuãují vyuÏít sezónnû oãi‰tûnou ãasovou fiadu. Otázkou je urãení optimální hodnoty vyhlazovací konstanty. Zde jsme vycházeli z doporuãení odborné literatury, kdy autofii doporuãují pro ãtvrtletní data stanovit hodnotu vyhlazovací konstanty na 1600, u roãních dat zase na hodnotu 100 (viz [12], [15], [35] nebo [47]). Nev˘hodou odhadu potenciálního produktu pomocí HP filtru pfiedstavuje, dle Hájka a Bezdûka [15], fakt, Ïe jeho v˘sledky jsou na poãátku a na konci ãasové fiady ponûkud vych˘leny, pokud poãátek a konec ãasové fiady nezachycuje podobnou fázi cyklu. Vzhledem k tomu, Ïe klíãové sledované období se nenachází na poãátku a na konci ãasové fiady, není pro nás tento problém zásadním dÛvodem, proã tuto metodu neaplikovat. Následující obrázky zachycují v˘voj mezery v˘stupu pro ekonomiky Visegrádské ãtyfiky v období let 2000 aÏ 2011. Pfii pohledu na v˘voj skuteãného a potencionálního produktu ãeské 19

EM_03_12_zlom(4)

5.9.2012

10:57

Stránka 20

Ekonomie ekonomiky vidíme, Ïe se bûhem sledovaného období dostala ãeská ekonomika dvakrát do kladné mezery v˘stupu, ãili potenciální produkt byl niωí neÏ skuteãn˘. Jin˘mi slovy to znamená, Ïe se ãeská ekonomika nacházela v inflaãní mezefie. Zatímco v první inflaãní mezefie nebyly inflaãní tlaky tak signifikantní (Q2 roku 2000 aÏ Q4 roku 2001), v rámci druhé inflaãní mezery (Q1 roku 2006 aÏ Q4 roku 2008) jiÏ byly pomûrnû silné. Tento rozdíl byl z velké ãásti dán, masivním ekonomick˘m rÛstem, kdy dle Hájka a Miholy [16] bylo rozhodujícím prvkem zrychlení ekonomického rÛstu souhrnná produktivita v˘robních faktorÛ, která je jedním z dÛleÏit˘ch ukazatelÛ ekonomické v˘konnosti. Obr. 3:

Na makroekonomické úrovni ji lze mûfiit jako pomûr mezi reáln˘m HDP a souhrnn˘m vstupem, kter˘ zahrnuje práci a kapitál, pfiípadnû dal‰í vstupy a její rÛst je v˘sledkem kvalitativních faktorÛ rÛstu. Na základû námi odhadnut˘ch hodnot mezery v˘stupu, jsme do‰li k závûru, Ïe pfied vypuknutím hospodáfiské krize se ãeská ekonomika nacházela v pomûrnû v˘razné expanzivní mezefie reálného produktu, která svého vrcholu dosáhla v Q2 2008, a to na úrovni 4,31 %. Z daného tedy vypl˘vá, Ïe pfied „pfielitím“ krize do âeska byly v tuzemské ekonomice v˘robní faktory vyuÏívány s pfiíli‰ velkou intenzitou, tj. v mífie, která se z dlouhodobého hlediska jeví jako neudrÏitelná.

Skuteãn˘ a potenciální hrub˘ domácí produkt v âesku (ãtvrtletní data 2000–2011, mil. CZK stálé ceny)

Zdroj: Eurostat a vlastní v˘poãet

Skuteãn˘ produkt maìarské ekonomiky se nacházel pod úrovní potenciálního produktu po vût‰inu sledovaného období. Nutno v‰ak podotknout, Ïe záporná mezera v˘stupu nebyla velká. Podle studie Mezinárodního mûnového fondu [22] tempo rÛstu potenciálního produktu maìarské ekonomiky nebylo od poloviny roku 2000 tak dynamické, jako tomu bylo v letech pfiedchozích. Naopak v ostatních zemích se zrychlilo, a to kvÛli odli‰n˘m trendÛm v oblasti investic a rÛstu zamûstnanosti. Maìarsko, jakoÏto jedna z transformujících se zemí, která provedla zásadní reformy jako jedna z prvních, tûÏilo v období pfied rokem 2000, ve srovnání s ostatními zemûmi regionu, z vy‰‰í produktivity a rÛstu kapitálu. 20

Poté v‰ak, i pfies doãasn˘ pfiíliv pfiím˘ch zahraniãních investic po vstupu do EU v roce 2004, rÛst investic klesl. Od roku 2005 se tak v porovnání se zbytkem EU zhor‰il rÛst reálného HDP. Divergence nabyla svého vrcholu v roce 2006, kdy rÛst reálného HDP klesl na 3,9 %, a to ve chvíli, kdy ve vût‰inû zemí EU do‰lo k jeho zrychlení. Maìarská ekonomika zaãala na poãátku roku 2008, obdobnû jako tomu bylo v pfiípadû ãeské ekonomiky, vykazovat pfiíznaky pfiehfiívání (viz obrázek 4), coÏ lze doloÏit existencí kladné mezery v˘stupu (Q1 2008 dosáhla v˘‰e 3,3 %). Hlubok˘ propad ekonomické v˘konnosti jakoÏto dopad ekonomické recese v západní Evropû postihnul i maìarskou ekonomiku.

EM_03_12_zlom(4)

5.9.2012

10:57

Stránka 21

Ekonomie Obr. 4:

Skuteãn˘ a potenciální hrub˘ domácí produkt v Maìarsku (ãtvrtletní data 2000–2011, mil. HUF, stálé ceny)

Zdroj: Eurostat a vlastní v˘poãet

Obr. 5:

Skuteãn˘ a potenciální hrub˘ domácí produkt v Polsku (ãtvrtletní data 2000–2011, mil. PLZ, stálé ceny)

Zdroj: Eurostat a vlastní v˘poãet

TaktéÏ u polské ekonomiky jsme zaznamenali dvû období, kdy se tato ekonomika nacházela v kladné mezefie v˘stupu. V pfiípadû polské ekonomiky byly hlavními faktory signifikantního ekonomického rÛstu rostoucí produktivita práce a lep‰í vyuÏívání v˘robního faktoru práce. Produktivita práce byla podpofiena siln˘m

rÛstem investic, jenÏ byl financován z velké ãásti kapitálem, kter˘ pfiitékal do zemû ze zahraniãí (viz. OECD [34]). Pfii pohledu na záporné mezery v˘stupu vidíme, Ïe oproti zbyl˘m ekonomikám Visegrádské skupiny (viz obrázek 5) nedosahovaly takov˘ch rozmûrÛ. To lze pfiiãítat zejména velikosti polské ekonomiky,

21

EM_03_12_zlom(4)

5.9.2012

10:57

Stránka 22

Ekonomie která je zdaleka nejvût‰í ze sledovan˘ch zemí a není tak závislá na zahraniãní poptávce jako v pfiípadû ostatních zemí V-4. Polská ekonomika byla v první inflaãní mezefie na zaãátku sledovaného období (konec ve Q3 2001) a ve druhé, obdobnû jako ostatní zemû V-4, v pfiedkrizovém období (Q3 2006 aÏ Q4 2008). Epstein a Macchiarelli [9] navíc zjistili, pomocí rozkladu faktorÛ pfiispívajících k potenciálnímu rÛstu, Ïe pokles souhrnné produktivity v˘robních faktorÛ

Obr. 6:

se shodoval se zpomalením rÛstu potenciálního produktu pfied propuknutím ekonomické krize. Ve stejné dobû se neustále zvy‰oval pfiíspûvek kapitálu, coÏ naznaãuje, Ïe rychlá expanze produktu taÏená investicemi byla v dlouhodobém horizontu neudrÏitelná. Propad do recesní mezery nebyl tak hlubok˘ jako v pfiípadû vût‰iny zemí EU a v této souvislosti mÛÏeme konstatovat, Ïe dopad krize na polskou ekonomiku byl ze v‰ech sledovan˘ch zemí nejmírnûj‰í.

Skuteãn˘ a potenciální hrub˘ domácí produkt na Slovensku (ãtvrtletní data 2000–2011, mil. EUR, stálé ceny)

Zdroj: Eurostat a vlastní v˘poãet

Slovenská ekonomika zaznamenala pfied vypuknutím krize reálné ekonomiky nejv˘raznûj‰í hospodáfisk˘ rÛst ze v‰ech ãtyfi sledovan˘ch zemí. Signifikantní ekonomick˘ rÛst v tomto období je pfiiãítán proveden˘m ekonomick˘m reformám, které pfiilákaly pfiímé zahraniãní investice a zlep‰ily fungování trhu práce. Horváth a Rusnák [19] do‰li k závûru, Ïe v˘kyvy ve v˘konnosti slovenské ekonomiky byly zpÛsobeny pfiedev‰ím domácími faktory, jeÏ k tûmto v˘kyvÛm pfiispívaly pfiibliÏnû ze 70 %. To mÛÏe odráÏet pozitivní roli slovensk˘ch ekonomick˘ch reforem, které mûly za cíl zv˘‰it v˘konnost ekonomiky a flexibilitu trhu práce na ekonomick˘ rÛst. Podle Konuki [24] mezery v˘stupu podle standardnû proveden˘ch odhadÛ ukazují na rapidní a velmi rychl˘ pfiesun ekonomiky do kladné mezery v˘stupu v letech 22

2006-2007. Nicménû, uÏ v tomto období byly pozorovány známky pfiehfiátí ekonomiky, kdyÏ napfiíklad v Q4 2007 dosáhla mezera v˘stupu 8,1 %.

2. Ekonomická krize a její dÛsledky na trh práce Jak jiÏ bylo naznaãeno v˘‰e, ve vût‰inû zemí Visegrádské skupiny do‰lo v dÛsledku krize reálné ekonomiky k v˘raznému propadu reálného HDP, coÏ se následnû, zcela v logice vûci, odrazilo na negativním v˘voji na trzích práce tûchto zemí. V pfiedchozí ãásti textu jsme dopad reálné krize na jednotlivé ekonomiky Visegrádské skupiny analyzovali pomocí produkãní mezery, jejíÏ hodnotu jsme stanovili na základû vlastního odhadu v˘voje potenciálního HDP námi analyzovan˘ch zemí. Obdobn˘

EM_03_12_zlom(4)

5.9.2012

10:57

Stránka 23

Ekonomie pfiístup zvolíme také v druhé ãásti tohoto textu, v níÏ svou pozornost zamûfiíme na mezeru nezamûstnanosti, jejíÏ v˘poãet bude vycházet z na‰eho odhadu pfiirozené míry nezamûstnanosti, a to na základû prací Nûmce [32] a z da Silvia Filho [37]. Na základû námi proveden˘ch empirick˘ch anal˘z pak budeme hledat odpovûì na otázku, zda u dotãen˘ch ekonomik do‰lo v dÛsledku hospodáfiské krize spí‰e k zhor‰ení situace na jejich trzích práce, nebo zda se tyto ekonomiky vracejí do rovnováÏného stavu, jenÏ je pro nû dlouhodobû udrÏiteln˘. Pro na‰e propoãty jsme vyuÏili ãtvrtletní data Eurostatu v letech 2000 aÏ 2011. Z obrázku 7 je patrná v pfiípadû mezery nezamûstnanosti obdobná tendence jako v pfiípadû v˘voje mezery v˘stupu. âeská ekonomika pro‰la ve sledovaném období dvûma obdobími (Q4 2001 – Q2 2003 a Q1 2007 – Q4 2008), ve kter˘ch byla skuteãná míra nezamûstnanosti niωí neÏ odhadnutá pfiirozená míra nezamûstnanosti. Obzvlá‰È vysoká mezera nezamûstnanosti byla dosaÏena v pfiedkrizovém

Obr. 7:

období (v Q3 2008 dosáhla v˘‰e -1,82 %). V˘voj skuteãné míry nezamûstnanosti vÛãi v˘voji reálného hrubého domácího produktu je tak zcela v souladu se standardními závûry ekonomické teorie – v dobû recese skuteãná míra nezamûstnanosti rostla, naopak v dobû ekonomického rÛstu klesala. Ve vztahu k potenciálnímu produktu âeska byl v˘voj taktéÏ v souladu s dosavadními poznatky ekonomie – kdyÏ se ãeská ekonomika dostala za svÛj potenciál, tj. skuteãn˘ produkt byl vy‰‰í neÏ potenciální produkt, reagovala na to, s urãit˘m ãasov˘m zpoÏdûním, které ãiní zhruba jedno aÏ dvû ãtvrtletí, i skuteãná míra nezamûstnanosti, která se dostala pod úroveÀ pfiirozené míry. Pro obû období je navíc shodné následné prudké zhor‰ení skuteãné míry nezamûstnanosti, jeÏ velmi rychle rostla a dostala se tak nad úroveÀ pfiirozené míry. Pfii pohledu na prÛbûh ãasové fiady charakterizující v˘voj pfiirozené míry nezamûstnanosti vidíme, Ïe její v˘voj nebyl tak fluktuující jako v pfiípadû skuteãné míry nezamûstnanosti.

Skuteãná a pfiirozená míra nezamûstnanosti v âesku (ãtvrtletní data 2000–2011, %)

Zdroj: Eurostat a vlastní v˘poãet

V pfiípadû maìarské ekonomiky byl prÛbûh v˘voje odhadované pfiirozené míry nezamûstnanosti odli‰n˘. JestliÏe v prÛbûhu sledovaného období mûla v pfiípadû âeska odhadovaná pfiirozená míra tendenci se postupnû sniÏovat, coÏ byl dÛsledek silného ekonomického rÛstu

a strukturálních zmûn, jimiÏ ãeské ekonomika pro‰la na konci minulého století a jeÏ mûly následnû pozitivní dopad i na odhadovan˘ potenciální produkt, tak v pfiípadû maìarské ekonomiky odhadovaná pfiirozená míra nezamûstnanosti klesala pouze do konce roku 2002 23

EM_03_12_zlom(4)

5.9.2012

10:57

Stránka 24

Ekonomie a od roku následujícího zaznamenala dlouhodob˘ rÛst (zatímco v Q1 2003 odhadujeme její hodnotu na 5,9 % v Q4 2011 se nበodhad pohybuje na 11,5 %, coÏ znaãí nárÛst o 5,6 p. b.). Za hlavní pfiíãinu tohoto negativního v˘voje mÛÏeme oznaãit pfiedev‰ím stagnaci ekonomické v˘konnosti maìarského hospodáfiství, jeÏ je doprovázeno problémy v oblasti fiskální politiky. Z obrázku 8 je také zfiejmé, Ïe v pfiípadû maìarského

Obr. 8:

trhu práce dochází k v˘raznû men‰í fluktuaci skuteãné míry nezamûstnanosti kolem její pfiirozené úrovnû, pfiiãemÏ skuteãná míra nezamûstnanosti se mnohem ãastûji nacházela pod svou pfiirozenou úrovní. Tento v˘voj bude s nejvût‰í pravdûpodobností spojen se specifick˘mi trendy, jeÏ se v maìarské ekonomice dlouhodobû prosazují a jeÏ jsou patrné také z obrázku 4 (dlouhodob˘ pokles hodnoty potenciálního HDP).

Skuteãná a pfiirozená míra nezamûstnanosti v Maìarsku (ãtvrtletní data 2000-2011, %)

Zdroj: Eurostat a vlastní v˘poãet

Za zajímav˘ mÛÏeme oznaãit také v˘voj na slovenském a polském trhu práce, které v prÛbûhu námi sledovaného období zaznamenaly pomûrnû v˘razn˘ pokles míry nezamûstnanosti, kdyÏ v Polsku mezi roky 2000 a 2011 poklesla míra nezamûstnanosti o 6,6 p. b. a na Slovensku o 5,3 p. b. Porovnáme-li tyto v˘sledky s ostatními zemûmi Evropské unie, pak mÛÏeme konstatovat, Ïe tûmto zemím bylo schopno sekundovat pouze Bulharsko, kde pokles ãinil 5,4 p. b. V zemích eurozóny mÛÏeme v tomtéÏ období zaznamenat nárÛst o 1,5 p. b., v âesku pokles o „pouh˘ch“ 1,9 p. b. a v Maìarsku rÛst o 4,5 p. b. Jen pro srovnání mÛÏeme konstatovat, Ïe nejv˘raznûji v tomto období vzrostla míra nezamûstnanosti v Irsku, a to o 10,2 p. b. Faktory, jeÏ vedly k tomuto v˘voji na polském

24

a slovenském trhu práce, jsme formulovali jiÏ dfiíve, nicménû jedním ze zásadních byly masivní pfiíliv zahraniãních investic a vstup tûchto zemí do Evropské unie. Po úvodním rÛstu jak odhadované pfiirozené míry nezamûstnanosti, tak i té skuteãné, obû míry zaãaly znatelnû klesat (viz obrázek 10 a 11). U obou ekonomik byla v pfiedkrizovém období zaznamenána pomûrnû dlouhá a intenzivní mezera nezamûstnanosti, pfiiãemÏ její existenci lze, podobnû jako v pfiedchozích pfiípadech, vysvûtlit jako dÛsledek silného ekonomického rÛstu. U polské ekonomiky se navíc skuteãná míra nezamûstnanosti nezv˘‰ila tolik, jako u ostatních ekonomik, coÏ bylo dáno tím, Ïe polská ekonomika nezaznamenala tak markantní propad ekonomické v˘konnosti.

EM_03_12_zlom(4)

5.9.2012

10:57

Stránka 25

Ekonomie Obr. 9:

Skuteãná a pfiirozená míra nezamûstnanosti v Polsku (ãtvrtletní data 2000–2011, %)

Zdroj: Eurostat a vlastní v˘poãet

Obr. 10:

Skuteãná a pfiirozená míra nezamûstnanosti na Slovensku (ãtvrtletní data 2000–2011, %)

Zdroj: Eurostat a vlastní v˘poãet

3. VAR model V˘‰e uvedené skuteãnosti nás pfiivádûjí k závûru, Ïe v zemích Visegrádské skupiny existuje pomûrnû siln˘ inverzní vztah mezi hrub˘m domácím produktem a mírou nezamûstnanosti. Tento vztah také pfiedpokládá ekonomická teorie, kter˘ dnes oznaãujeme jako OkunÛv zákon. V následující ãásti si s pomocí jednoduchého

modelu potvrdíme tento nepfiímo úmûrn˘ vztah pro jednotlivé zemû V-4 a pokusíme se urãit pfiímou spojitost mezi v˘vojem hrubého domácího produktu a mírnou nezamûstnanosti. Na‰ím cílem je potvrdit existenci a smûr kauzality mezi v˘stupem ekonomiky a mírou nezamûstnanosti. Podobnû pomocí VAR modelu testoval na ãtvrtletních datech USA z let 1950–1985 25

EM_03_12_zlom(4)

5.9.2012

10:57

Stránka 26

Ekonomie v minulosti Evans [8], jenÏ dospûl k závûru, Ïe urãitá vzájemná vazba mezi tûmito veliãinami existuje. Pro detailní popis ekonomického systému existují strukturální modely [41], jejich sestavení je velice komplikované, z toho dÛvodu se ãasto vyuÏívá vektorov˘ autoregresní model (VAR). VAR modely byly pÛvodnû vyvinuty ekonomy pro makroekonomické modelování a pfiedpovídání v 80. letech 20. století, napfi. [20], [23], [27], [28], [38] nebo [39]. Ve VAR modelu je kaÏdá promûnná vysvûtlena lineární funkcí jejích vlastních zpoÏdûn˘ch hodnot a zpoÏdûn˘ch hodnot ostatních promûnn˘ch. VAR model si tak ponechává v˘hody strukturálních modelÛ [41]. K dal‰ím v˘znamn˘m v˘hodám podle Cipry [4] patfií:
endogenita v‰ech promûnn˘ch;
bohat‰í struktura oproti jednorozmûrn˘m autoregresním modelÛm;
v pfiípadû uÏití pouze zpoÏdûn˘ch hodnot na prav˘ch stranách, mÛÏeme pro odhad koeficientÛ vyuÏít metodu nejmen‰ích ãtvercÛ. VAR model dvou promûnn˘ch (Y,N) s p zpoÏdûním ukazují rovnice (2 a 3):

(2)

(3) Kde t oznaãuje ãas; α1,2 konstantu; β, δ, φ, γ oznaãují pfiíslu‰né koeficienty; ε1,2 je n-rozmûrn˘ bíl˘ ‰um (reziduální sloÏka). Podle rovnic (2) a (3) mÛÏe VAR model pfiipomínat soustavu simultánních rovnic (SEM), nemá ov‰em tak silná omezení ve specifikaci modelu jako SEM, jak dokazují napfi. [11] nebo [43]. Jak tvrdí Cipra [4], „VAR model je v ekonometrii uÏiteãn˘m kfiíÏencem mezi modely jednorozmûrn˘ch ãasov˘ch fiad a SEM“. Pro ovûfiení nepfiímo úmûrného vztahu mezi HDP a mírou nezamûstnanosti v jednotliv˘ch zemích V-4 pouÏijeme v˘‰e zmínûn˘ VAR model. I pfies fiadu v˘hod, kter˘mi VAR model disponuje, má urãité pfiedpoklady, které musí b˘t naplnûny pro jeho uÏití napfi. [4] nebo [29]:
stacionarita ãasov˘ch fiad; vhodné ãasové zpoÏdûní;
ãasová nekorelovanost odhadnuté reziduální sloÏky;
normalita odhadnuté reziduální sloÏky;
homoskedasticita odhadnuté reziduální sloÏky, aby reziduální sloÏka mûla formu bílého ‰umu. 26

Pro zji‰tûní stacionarity ãasov˘ch fiad byl pouÏit roz‰ífien˘ Dickeyho-FullerÛv test a PhillipsÛv-PerronÛv test na pfiítomnost jednotkového kofiene. Na hodnotách testy indikovaly pfiítomnost jednotkového kofieny, tj. nestacionaritu ãasov˘ch fiad. Z toho dÛvodu byly provedeny první diference hodnot v‰ech ãasov˘ch fiad, které uÏ jsou stacionární. Nûktefií odborníci, napfi. Gujarati [14], Koop [25] nebo Lu [29] pfiicházejí s tvrzením, Ïe provedení diferencí nemusí vÏdy vést ke stacionaritû ãasové fiady, navíc ztûÏuje interpretaci a mÛÏe vést ke ztrátû informace o v˘voji ãasové fiady v dlouhém období. Diferenciací mÛÏeme odstranit pouze stochastickou nestacionaritu ãasové fiady, nikoliv deterministickou nestacionaritu, která je zpÛsobena deterministick˘m trendem, coÏ ale nebyl nበpfiípad. Promûnná Y VAR modelu (2) a (3) tak pfiedstavuje zmûnu meziãtvrtletního tempa rÛstu sezónnû oãi‰tûného reálného HDP a promûnná N pak zmûnu ãtvrtletní sezónnû oãi‰tûné harmonizované míry nezamûstnanosti. V˘bûr optimální délky zpoÏdûní je moÏno stanovit podle dfiívûj‰ích v˘zkumÛ, informaãních kritérií nebo zcela libovolnû. Podrobnû se optimální volbou ãasov˘ch zpoÏdûní zab˘vá napfi. Thornton a Batten [42], ktefií varují pfied libovoln˘m urãením délky ãasového zpoÏdûní, Akaikeho informaãní kritérium podle nich klade vût‰í dÛraz na nestrannost oproti efektivitû, ve vût‰ích souborech pak zvolí pfiíli‰ dlouhé ãasové zpoÏdûní. Schwarzovo informaãní kritérium [34], je podle Thorntona a Battena [42] efektivnûj‰í neÏ Akaikeho, ale mÛÏe dávat pfiíli‰ krátká ãasová zpoÏdûní pro soubory v koneãném ãasovém horizontu. V na‰em pfiípadû jsme uÏili Akaikeho informaãního kritéria [1] nebo [2], které urãilo optimální délku ãasového zpoÏdûní, tj. fiád VAR modelu: 2 u âeské republiky; 4 u Maìarska; 3 u Polska a 4 u Slovenska. Konkrétní tvary rovnic pro promûnnou N pro zemû V-4 vypadají následovnû:
âeská republika (4): N1 = –0,0074 + 0,3954Nt–1 + 0,3651Nt–2 – (4) – 0,1256Yt–1 – 0,1715Yt–2 + εt


Maìarsko (5): N1 = 0,0646 + 0,1776Nt–1 + 0,1907Nt–2 – – 0,0173Nt–3 + 0,2104Nt–4 – 0,0148Yt–1 – – 0,1362Yt–2 – 0,1683Yt–3 + 0,0178Yt–4 + εt (5)

EM_03_12_zlom(4)

5.9.2012

10:57

Stránka 27

Ekonomie





Polsko (6): N1 = –0,0426 + 0,4691Nt–1 + 0,1974Nt–2 – – 0,1392Nt–3 – 0,1364Yt–1 – 0,3125Yt–2 – – 0,2762Yt–3 + εt (6)

Slovensko (7): N1 = 0,0612 + 0,8023Nt–1 + 0,3031Nt–2 + + 0,3707Nt–3 – 0,2330Nt–4 – 0,0421Yt–1 – – 0,0782Yt–2 – 0,1125Yt–3 + 0,0885Yt–4 + (7) + εt

Vypoãten˘ VAR model byl podroben anal˘ze reziduí pro zaji‰tûní v˘‰e zmínûn˘ch pfiedpokladÛ. Odhadnutá reziduální sloÏka u v‰ech zemí V-4 vykazuje ãasovou nekorelovanost (pro ovûfiení byl pouÏit LagrangeÛv multiplikátor, LM test), normalitu (pro ovûfiení byl pouÏit Jarque-Berra test) s v˘jimkou modelu slovenské ekonomiky a homoskedasticitu (pro ovûfiení byl pouÏit WhiteÛv test) opût s v˘jimkou slovenské ekonomiky, podrobnûj‰í informace o jednotliv˘ch testech lze nalézt napfi. v [30]. Jak vidíme na pfiíkladu v‰ech rovnic, mezi zmûnou meziãtvrtletního tempa rÛstu reálného HDP a zmûnou ãtvrtletní míry nezamûstnanosti existuje inverzní vztah. Odhadnuté VAR modely pro zemû V-4 jsou vstupní branou ke zji‰tûní pfiíãinnosti mezi promûnn˘mi. Budeme-li hovofiit o pfiíãinnosti mezi promûnn˘mi, máme na mysli Grangerovu kauzalitu neboli kauzalitu v Grangerovû smyslu. Podle Grangera [13] Y zpÛsobuje X, jestliÏe jsme schopni lépe pfiedpovídat hodnoty promûnné X s vyuÏitím zpoÏdûn˘ch hodnot Y neÏ bez nich a naopak. Pokud Y zpÛsobuje X nebo X zpÛsobuje Y, hovofiíme o jednostranné kauzalitû v Grangerovû smyslu, jestliÏe platí obû kauzality souãasnû, hovofiíme o oboustranné zpûtné vazbû mezi promûnn˘mi X a Y nebo o nezávislosti, pokud není kauzalita v Grangerovû smyslu ani jedním smûrem. Pfii testování nulové hypotézy, Ïe zmûna meziãtvrtletního tempa rÛstu reálného HDP nezpÛsobuje v Grangerovû smyslu zmûnu ãtvrtletní míry nezamûstnanosti (a naopak), byla v pfiípadû âR zji‰tûna oboustranná zpûtná vazba (ke stejnému závûru do‰el také Evans [8] pfii ovûfiování na datech USA). U Maìarska a Polska nebyla zji‰tûna kauzalita mezi promûnn˘mi. Data slovenské ekonomiky nebyla z dÛvodu neuspokojení pfiedpokladÛ pro VAR model testována na Grangerovu kauzalitu.

Závûr Cílem na‰eho pfiíspûvku bylo vyhodnotit vliv krize na ekonomickou v˘konnost a fungování trhu práce v zemích Visegrádské ãtyfiky. Pfii pohledu na ekonomickou v˘konnost v letech 2000 aÏ 2011, mûfienou tempem rÛstu reálného hrubého domácího produktu, je zfiejmé, Ïe ekonomiky Visegrádské ãtyfiky po vût‰inu sledovaného období signifikantnû rostly. Tento rÛst byl naru‰en aÏ ekonomickou krizí z let 2008 aÏ 2009, jeÏ zapfiíãinila znateln˘ propad reálného hrubého domácího produktu. Dále jsme se snaÏili zjistit, do jaké míry se skuteãn˘ v˘kon ekonomiky odchyloval od svého potenciálu. Za tímto úãelem jsme pomocí HP filtru odhadli potenciální produkt, kter˘ jsme porovnali se skuteãn˘m produktem. Ze zji‰tûn˘ch dat plyne, Ïe v‰echny ekonomiky V-4 se v pfiedkrizovém období nacházely v kladné mezefie v˘stupu, kdy v˘robní faktory byly vyuÏívány s takovou intenzitou, která byla, bez ohledu na následnou ekonomickou krizi, v dlouhodobém ãasovém horizontu neudrÏitelná. Pfii hodnocení vlivu ekonomické krize na jednotlivé ekonomiky V-4, bylo zji‰tûno, Ïe nejmen‰í vliv mûla krize na ekonomiku Polska, jejíÏ ekonomická v˘konnost poklesla ze v‰ech zemí Evropské unie v období krize nejménû. Naopak Maìarsko bylo vystaveno celé fiadû doprovodn˘ch problémÛ, které byly logick˘m vyústûním vnitfiních problémÛ zemû a jeÏ se zaãaly objevovat je‰tû pfied krizí, pfiiãemÏ nejvût‰í dopad mûly na vefiejné i soukromé zadluÏení. Dal‰í oblastí, které jsme vûnovali pozornost, byl trh práce, resp. jsme se snaÏili zjistit, do jaké míry se odchylovala skuteãná míra nezamûstnanosti od její pfiirozené úrovnû. Obdobnû jako tomu bylo u ekonomické v˘konnosti, také zde jsme na základû odhadnuté pfiirozené míry nezamûstnanosti zjistili, Ïe ve v‰ech zemích byla v pfiedkrizovém období na trhu práce dosahována kladná mezera nezamûstnanosti, coÏ je de facto logické potvrzení závûrÛ zji‰tûn˘ch u ekonomické v˘konnosti. Jistou v˘jimkou bylo Maìarsko, kde nebyla kladná mezera nezamûstnanosti tolik patrná. K nejmarkantnûj‰ímu sniÏování míry nezamûstnanosti do‰lo ve sledovaném období v Polsku a na Slovensku, coÏ bylo dáno signifikantním ekonomick˘m rÛstem a vysokou poãáteãní mírou nezamûstnanosti. Byla tak potvrzena v‰eobecnû známá souvislost mezi ekonomick˘m rÛstem a souãasn˘m sniÏováním míry 27

EM_03_12_zlom(4)

5.9.2012

10:57

Stránka 28

Ekonomie nezamûstnanosti, coÏ je patrné i na základû porovnání dílãích obrázkÛ v pfiíspûvku. Na‰ím cílem bylo ale tento vztah potvrdit i na základû propoãtÛ, k ãemuÏ jsme zvolili metodu VAR modelu. Jak ukazují jednotlivé rovnice, mezi zmûnou meziãtvrtletního tempa rÛstu reálného HDP a zmûnou ãtvrtletní míry nezamûstnanosti panuje inverzní vztah, coÏ je plnû v souladu s ekonomickou teorií.

Literatura [1] AKAIKE, H. Fitting Autoregressive Models for Prediction. Annals of the Institute of Statistical Mathematics. 1969, Vol. 21, Iss. 3, s. 243-247. ISSN 0020-3157. [2] AKAIKE, H. Statistical Predictor Identification. Annals of the Institute of Statistical Mathematics. 1970, Vol. 22, Iss. 1, s. 203-217. ISSN 0020-3157. [3] BEDNÁ¤OVÁ, P., LABOUTKOVÁ, ·., KOCOUREK, A. On the Relationship between Globalization and Human Development. In KOCOUREK, A. (ed.) Proceedings of the 10th International Conference Liberec Economic Forum 2011. Liberec: Technical University of Liberec, 2011, s. 61-71. ISBN 978-80-7372-755-0. [4] CIPRA, T. Finanãní ekonometrie. Praha: Ekopress, 2008. ISBN 978-80-86929-43-9. [5] CLAESSENS, S., KOSE, A. M., TERRONES, M. E. The global financial crisis: How similar? How different? How costly? Journal of Asian Economics. 2010, Vol. 21, Iss. 3, s. 247-264. ISSN 1049-0078. [6] CLAESSENS, S., DELL’ARICCIA, G., IGAN, D., LAEVEN, L. Lessons and Policy Implications from the Global Financial Crisis [online]. IMF Working paper WP/10/44, 2010 [cit. 2010-06-17]. 41 s. (PDF). Dostupné z: . [7] EICHENGREEN, B., O’ROURKE, K., H. A tale of Two Depressions. Advisor Perspectives [online]. Lexington (MA): Advisor Perspectives, 2009-04-21 [cit. 2012-03-20]. Dostupné z: . [8] EVANS, G. W. Output and Unemployment Dynamics in the United States: 1950-1985. Journal of Applied Econometrics. 1989, Vol. 4, Iss. 3, s. 213-237. ISSN 0883-7252. [9] EPSTEIN, N., MACCHIARELLI, C. Estimating Poland’s Potential Output: A Production Function Approach [online]. IMF Working Paper 10/15. 2010-01 [cit. 2012-03-20]. 21 s. (PDF). Dostupné z: .

28

[10] FIDRMUC, J., KORHONEN, I. The impact of the global financial crisis on business cycles in Asian emerging economies. Journal of Asian Economics. 2010, Vol. 21, Iss. 3, s. 293-303. ISSN 1049-0078. [11] FREEMAN, J. R., WILLIAMS, J. T., LIN, T. M. Vector Autoregression and the Study of Politics. American Journal of Political Science. 1989, Iss. 33, s. 847-877. ISSN 0092-5853. [12] GERLACH, S., YIUN, M., S. Estimating output gaps in Asia: A cross-country study. Journal of Japanese and International Economies. 2004, Vol. 18, Iss. 1, s. 115-136. ISSN 0889-1583. [13] GRANGER, C. W. J. Investigating Causal Relations by Econometric Models and Crossspectral Methods. Econometrica. 1969, Vol. 37, Iss. 3, s. 424-438. ISSN 0012-9682. [14] GUJARATI, D. N. Basic Econometrics. 4th ed. New York: McGraw-Hill, 2004. ISBN 0-07-233542-4. [15] HÁJEK, M., BEZDùK, V. Odhad potencionálního produktu a produkãní mezery v âeské republice. Politická ekonomie. 2001, roã. 50, ã. 4, s. 473-491. ISSN 0032-3233. [16] HÁJEK, M., MIHOLA, J. Anal˘za vlivu souhrnné produktivity faktorÛ na ekonomick˘ rÛst âeské ekonomiky. Politická ekonomie. 2009, roã. 57, ã. 6, s. 740-753. ISSN 0032-3233. [17] HELBLING, T. How similar is the current crisis to the Great Depression? [online]. London: Vox, 2009-04-29 [cit. 2012-02-18]. Dostupné z: . [18] HLOU·EK, M., POLANSK¯, J. Produkãní pfiístup k odhadu potenciálního produktu – aplikace pro âR. Národohospodáfisk˘ obzor. 2007, roã. 7, ã. 4, s. 3-12. ISSN 1213-2446. [19] HORVATH, R., RUSNÁK, M. How Important are Foreign Shocks in Small Open Economy? The Case of Slovakia [online]. William Davidson Institute Working Papers, WP 933. 2008. [cit. 2012-03-11]. 25 s. (PDF). Dostupné z: . [20] HSIAO, CH. Autoregressive Modelling and Money-Income Causality Detection. Journal of Monetary Economics. 1981, Vol. 7, Iss. 1, s. 85-106. ISSN 0304-3932. [21] IMF. Czech Republic: Staff Report for the 2010 Article IV Consultation [online]. IMF Country Report No. 10/60, 2010 [cit. 2012-03-14]. 58 s. (PDF). Dostupné z: . [22] IMF. Hungary: Staff Report for the 2010 Article IV Consultation and Proposal for Post-Program Monitory [online]. IMF Country Report No. 11/35, 2011

EM_03_12_zlom(4)

5.9.2012

10:57

Stránka 29

Ekonomie [cit. 2012-03-19]. 58 s. (PDF). Dostupné z: . [23] JOHANSEN, S. Statistical Analysis of Cointegration Vectors. Journal of Economic Dynamics and Control. 1988, Vol. 12, Iss. 2-3, s. 231-254. ISSN 0165-1889. [24] KONUKI, T. Estimating Potential Output and the Output Gap in Slovakia [online]. IMF Working Paper 08/275, 2008 [cit. 2012-03-14]. 24 s. (PDF). Dostupné z: . [25] KOOP, G. Analysis of Economic Data. 2nd ed. Chichester: John Wiley & Sons, 2005. ISBN 0-470-02468-2. [26] LABOUTKOVÁ, ·. Posilování principu subsidiarity jako jeden z faktorÛ rÛstu vlivu regionÛ v rozhodovacích procesech Evropské unie. Ekonomick˘ ãasopis. 2012, roã. 60, ã. 3, s. 277-292. ISSN 0013-3035. [27] LITTERMAN, R. B. Technique of Forecasting Using Vector Autoregressions [online]. Federal Reserve Bank of Minneapolis, Working Paper 115, 1979 [cit. 2012-03-12]. 135 s. (PDF). Dostupné z: . [28] LITTERMAN, R. B. Forecasting and Policy Analysis with Bayesian Vector Autoregression Models. Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review. 1984, Iss. 8, s. 30-41. ISSN 0271-5287. [29] LU, M. Vector Autoregression (VAR) – An Approach to Dynamic Analysis of Geographic Processes. Geografiska Annaler. Series B, Human Geography. 2001, Vol. 83, Iss. 2, s. 67-78. ISSN 1468-0467. [30] LÜTKEPOHL, H. New Introduction to Multiple Time Series Analysis. Berlin: Springer-Verlag, 2005. ISBN 3-540-40172-5. [31] MELVIN, M., TAYLOR, M. P. The crisis in the foreign exchange market. Journal of International Money and Finance. 2009, Vol. 28, Iss. 8, s. 13171330. ISSN 0261-5606. [32] NùMEC, D. Kvantitativní anal˘za mezery nezamûstnanosti a v˘stupu v âeské republice. Working Paper ã.22/2008. Brno: ESF MU, Centrum v˘zkumu konkurenãní schopnosti ãeské ekonomiky, 2008. ISSN 1801-4496. [33] OECD. OECD Economic Surveys: Hungary. Paris: OECD, 2007. ISBN 978-92-64-03273-6. [34] OECD. OECD Economic Surveys: Poland. Paris: OECD, 2008. ISBN 978-92-64-04390-9. [35] ROZMAHEL, P. Measuring the business cycles similarity and convergence trends in the Central

and Eastern European Countries towards the Eurozone with respect to some unclear methodological aspects. Acta Universitatis Agriculturae et Silviculturae Mendelianae Brunensis. 2011, Vol. 59, Iss. 2, s. 237-250. ISSN 1211-8516. [36] SCHWARZ, G. Estimating the Dimension of a Model. Annals of Statistics. 1978, Vol. 6, Iss. 2, s. 461-464. ISSN 0090-5364. [37] SILVA FILHO da, T. N. T. The Natural Rate of Unemployment in Brazil, Chile, Colombia and Venezuela: some results and challenges [online]. Banco Central do Brasil Working Paper Series No. 212, 2010 [cit. 2012-02-12]. 45 s. (PDF). Dostupné z: . ISSN 1518-3548. [38] SIMS, C. A. Macroeconomics and Reality. Econometrica. 1980, Vol. 48, Iss. 1, s. 1-48. ISSN 0012-9682. [39] SIMS, C. A., GOLDFELD, S. M., SACHS, J. D. Policy Analysis with Econometric Models. Brookings Papers on Economic Activity. 1982, Iss. 1, s. 107-164. ISSN 0007-2303. [40] SINGER, M. Hospodáfiská krize a ãeská ekonomika [online]. Praha: âeská národní banka, 2010 [cit. 2012-03-22]. 20 s. (PDF). Dostupné z: . [41] SOMMER, M. Proã neklesá inflace v âeské republice? [online]. Praha: Fakulta sociálních vûd University Karlovy, 1995 [cit. 2012-03-04]. 22 s. (PDF). Dostupné z: . [42] THORNTON, D. L., BATTEN, D. S. LagLength Selection and Tests of Granger Causality Between Money and Income. Journal of Money, Credit and Banking. 1985, Vol. 17, Iss. 2, s. 164-178. ISSN 1538-4616. [43] TODD, R. M. Improving Economic Forecasting with Bayesian Vector Autoregression. Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review. 1984, Iss. 8, s. 18-29. ISSN 0271-5287. [44] TOM·ÍK, V. Reakce mûnové politiky âNB na hospodáfiskou krizi [online]. Praha: âeská národní banka, 2010-06-12 [cit. 2012-02-20]. 22 s. (PDF). Dostupné z: . [45] VINTROVÁ, R. âeská a slovenská ekonomika 15 let po rozdûlení. Politická ekonomie. 2008, roã. 56, ã. 4, s. 449-466. ISSN 0032-3233.

29

EM_03_12_zlom(4)

5.9.2012

10:57

Stránka 30

Ekonomie [46] World Bank. EU10 Regular Economic Report: From Stabilization to Recovery [online]. World Bank, 2009 [cit. 2012-03-10]. 64 s. (PDF). Dostupné z: . [47] ZIMKOVÁ, E. BAROCHOVSK¯, J. Odhad potencionálného produktu a produkãnej medzery v slovenskych podmienkach. Politická ekonomie. 2007, roã. 55, ã. 4, s. 473-489. ISSN 0032-3233.

Mgr. Ing. Michal TvrdoÀ, Ph.D. Slezská univerzita v Opavû Obchodnû podnikatelská fakulta Katedra ekonomie [email protected] doc. Ing. Pavel Tuleja, Ph.D. Slezská univerzita v Opavû Obchodnû podnikatelská fakulta Katedra ekonomie [email protected] Ing. TomበVerner Slezská univerzita v Opavû Obchodnû podnikatelská fakulta Katedra ekonomie [email protected] Doruãeno redakci: 16. 4. 2012 Recenzováno: 9. 6. 2012, 10. 6. 2012 Schváleno k publikování: 25. 6. 2012

30